测量不确定度评定举例
测量不确定度评定例
相对频率偏差的测量不确定度评定1. 测量方法相对频率偏差：参考频标：铯原子频率标准5071A 被检频标：铷原子频率标准 频标比对器：PO7D 2. 测量结果测量10次，数据如下：oox f f f y -=)(τ3. 测量不确定度来源（1）铯原子频标不准引入的不确定度1u铯原子频标检定证书给出其频率准确度为5×10-13, 按B 类方法进行不确定度评定。
视其为均匀分布，包含因子3=k ，则有：13131109.23/105--⨯=⨯=u（2）铯原子频标不稳引入的不确定度2u测量相对频率偏差的取样时间为100s 。
铯原子频标检定证书给出其100s 频率稳定度为4.9×10-13,按A 类方法进行评定，k=1，则有：132109.4-⨯=u（3）频标比对器引入的不确定度3u频标比对器检定证书100s 比对不确定度为1.2×10-13，按A 类方法进行不确定度评定，k=1，则有：133102.1-⨯=u（4）测量重复性引入的不确定度4u实验标准偏差)(x s n1212109.11)()(-=⨯=--=∑n y yx s ni i in对于平均值，重复性测量引入的不确定度为：13124100.610/109.1--⨯=⨯=u3. 合成标准不确定度c u相对频率偏差测量结果的不确定度分量如下表：以上各不确定度分量互相独立各不相关，可得合成标准不确定度c u ：21321321321324232221)100.6()102.1()109.4()109.2(----⨯+⨯+⨯+⨯=++++=u u u u u c 13104.8-⨯= 4. 扩展不确定度取k=2, 则扩展不确定度: 12102-⨯=U 5. 结论相对频率偏差：11100.7-⨯ 不确定度: 12102-⨯ (k=2)频率稳定度的测量不确定度评定1. 测量方法参考频标：高稳晶振8607 被检频标：铷原子频率标准 频标比对器：5120A 2. 测量结果3．不确定度来源(1) 参考频标引入的不确定度测量频率稳定度时使用的参考源为高稳晶振8607，根据其检定证书，其1 s 频率稳定度为7.2E-14，按B 类方法进行评定，k=1，则有：141102.7-⨯=u（2） 测量装置引入的不确定度测量装置使用5120，实测1 s 比对不确定度为1.19E-13，按A 类方法进行不确定度评定，k=1，则有：1321019.1-⨯=u（3） 有限次测量引入的不确定度按A 类方法进行有限次测量不确定度的评定。
测量不确定度评定 (讲义)第三章应用实例
第三部分 应用实例1长度测量应用实例用钢带尺测一长度L n=6 ，得到6个测量值 10.0006，10.0004，10.0008，10.0002，10.0005，10.0003 （单位：m ）钢带尺的最大允许误差 mm 1+=∆。
用6次测量的平均值作测量结果，求测量不确定度95U1.1 数学模型 s L x L δ+=L —— 测量结果x —— 测量值s L δ—— 钢带尺刻度误差的影响1.2 不确定度传播律)()()(222s c L u x u L u δ+=1.3 求标准不确定度（分量）)(x us （x ）= 1)(12--∑=n x x nk k （单次测量结果标准偏差） nx s x s )()(= （平均值测量结果标准偏差） mm n x s x s x u 088.0)()()(=== 1.4 求标准不确定度（分量）)(s L u δ mm 1+=∆，按均匀分布考虑，取3=k mm L u s 577.03)(=∆=δ1.5 求合成标准不确定度)(y u c mm L u x u y u s c 584.0577.0088.0)()()(2222=+=+=δ1.6 求扩展不确定度U由于矩形分布的分量占优势，故L 接近矩形分布。
取置信概率65.1%9595==k Pmm u k U c 96.0584.0*65.19595===1.7 测量不确定度报告m L )00096.000047.10(+= , ……1.8 结果分析和改进由上述评定可见，钢带尺刻度误差的影响对总不确定度的贡献很大（占98.8%），要想减少总不确定度，必须减少钢带尺刻度误差。
办法是更换高准确度的钢带尺或用先进的仪器或对钢带尺进行校准。
经校准得到：钢带尺的修正值mm l 35.0-=∆。
此时的数学模型为：l x l ∆+=不确定度传播率为 ：)()()(22l u x u y u c ∆+=)(l u ∆为修正值的标准不确定度分量。
力学性能测量不确定度评定中的几个实例
⑵试样的标距
试样原始标距由划线操作和测量来决 定的，因此量化该项不确定度分量时 仅仅考虑量具是远远不够的。
按GB/T 228–2002标准中规定 原始标距的标记应准确到±1%
⑶断后伸长率不确定度的评定
GB/T 228-2002国家标准中， 对断后伸长的规定有误。
如果按照该标准的规定来评定不确定度， 即使方法正确，也不能得到正确的结果。
CSM 01 01 02 03 －2006 钢绞线弹性模量测量结果不确定度评定
CSM 01 01 02 04 －2006 金属薄板和薄带塑性应变比(r值)测量结果不确定 度评定
⑴ 各种参数都有明确的物理公式作为数学模型。
⑵ 拉伸试验机力值的不确定度分项都是通过标准测 力仪进行检定来评定的。
⑶ 在B类不确定度分量的量化过程中，由于测量方 法和条件的限制，测量的结果往往不是由量具的 误差决定的。也就是说合乎要求的量具仅仅是达 到技术文件规定的保证。
(绝对不可以不考虑)
在“金属材料拉伸试验测量结果不确定 度评定”中采用了25个试样。为了示 范评定A类不确定度中的合并样本标准 差，在 “金属洛氏硬度试验（HRC） 测量结果不确定度评定” 中采用了3个 样本。 绝大多数项目的A类不确定度评定都是 采用5或6个测量点为测量列，并用极 差法来计算标准偏差。
GB/T 228－2002标准B4中给出， 测定原始横截面积时，
测量每个得出的， 在评定工作中可直接引用。
试样断后横截面积的测量误差不取决于量具， 断后缩径处最小直径测量用卡尺，
由于断口配接存在一定困难， 实际的测量误差要远大于量具的误差。
GB/T 228–2002标准19.1中规定 断裂后最小横截面积的测定应准确到±2%。
3.3 硬度试验
电子天平测量结果不确定度评定实例
电子天平测量结果不确定度评定实例1.概述1.1测量依据：JJF1847-2020 《电子天平校准规范》1.2 环境条件：温度最大变化不超过1℃。
相对湿度最大不超过10%1.1测量标准：F1、F2砝码1.4被测对象：实际分度值0.0001g，最大量程100g的电子天平1.5测量模型为：E＝I-m r e f2.1 标准不确定度评定2.1.1 空载示值的化整误差引起的标准不确定度u（δI0）δI0表示空载示值的化整误差。
其区间半宽度为d0/2；服从矩形分布，其标准不确定度为：u（δI0）＝d L/2√3=0.1×10-3g/2√3＝0.000 029 g2.1.2 加载示值的化整误差引起的标准不确定度u（δI digL）δI digL表示加载时的示值误差。
其区间半宽度为d L/2,服从矩形分布，其标准不确定度为：u(δI digL)＝d L/2√3＝0.1×10-3g/2√3＝0.000 029 g2.1.3 重复性引起的标准不确定度u（δI rep）δI rep表示天平的重复性误差。
测量值见表2.表2重复性测量值u（δI rep）＝s（I j）＝0.000 075 g2.1.4同一载荷在不同位置的重心偏离引起的标准不确定度u（δI ecc）δI ecc表示由于试验载荷重心的偏离引起的误差，见表3。
表3载荷在不同位置的测量值按照8.3确定的最大差值，其标准不确定度为：u（δI ecc）＝I∣ΔI ecci∣max/(2L ecc√3）＝100.000 3 g×0.000 2 g/（2×50g×√3）=0.000 115 g2.1.5 示值的标准不确定度示值的标准不确定度通过以下公式获得:u2（I）＝u2（δI0）+u2（δI digL）+u2（δI rep）+u2（δI ecc）＝d02/12 + d I2/12 + u2（δI rep）+ u2（δI ecc）＝（0.000 029 g）2+（0.000 029 g）2+（0.000 075 g）2+（0.000 115 g）2＝0.000 000 021 g2u（I）＝√u2(I)＝√0.000 000 21 g2＝0.000 144 g2.2 参考质量的不确定度评定2.2.1 标准砝码的标准不确定度u（δmc）标准砝码检定证书中给出了砝码的折算质量，其标准不确定度为：u（δmc）＝MPE / 6＝0.5/6＝0.000 083 g2.2.2空气浮力引起的标准不确定度u（δm B）因在校准之前已对天平进行了内部调整，查JJG 99 表1得最大允许误差0.5mg的三分之一，其标准不确定度为：u（δm B）≈∣MPE∣4√3＝0.5 g×10-3/4√3＝0.000 072g2.2.3 砝码不稳定性引起的标准不确定度u（δm D）砝码的不稳定性根据JJG 99选择最大允许误差0.3 mg 的三分之一，服从矩形分布，其标准不确定度为：u （δm D ）＝∣MPE ∣3√3＝0.5 g×10-3/3√3＝0.000 096g2.2.4 参考质量的标准不确定度为u 2（m ref ）＝u 2（δm c ）+u 2（δm B ）+u 2（δm D ）＝（0.000 083 g ）2+（0.000 072 g ）2+（0.000 096g ）2＝0.000 000 0213g 2u （m ref ）＝√u 2(m ref )＝√0.000 000 005 6 g 2＝0.000146 g 2.3 示值误差的合成标准不确定度u c （E ） 误差的标准不确定度根据下式计算：u c 2（E ）＝u 2（I ）+u 2（m ref ）＝0.000 000 021 g 2+0.000 000 0213 g 2＝0.000 000 0423 g 2u c （E ）＝）（E 2c u ＝√0.000 000 026 3 g 2 ＝0.000206g2.4 扩展不确定度取k =2，U = k u c （E ）=2×0.000 206 g=0.000 412 g由于天平实际分度值为0.000 1 g ，因此：U =0.0005g3..同理可得：3.1分度值为0.1mg 的其它测量点的扩展不确定度为(k =2),U =k ×u c 为：3.2分度值为0.001g的电子天平，不同测量点的扩展不确定度为(k=2),U=k×u c为：3.3分度值为0.01g的电子天平，不同测量点的扩展不确定度为(k=2),U=k×u c为：3.4分度值为0.1g的电子天平，不同测量点的扩展不确定度为(k=2),U=k×u c为：3.5分度值为0.5g的电子天平，不同测量点的扩展不确定度为(k=2),U=k×u c为：3.6分度值为1g的电子天平，不同测量点的扩展不确定度为(k=2),U=k×u c为：。
测量不确定度评定的方法以及实例
测量不确定度评定的方法以及实例1.标准不确定度方法：U =sqrt(∑(xi-x̅)^2/(n-1))其中，xi表示测量值，x̅表示测量值的平均值，n表示测量次数。
标准不确定度包含随机误差和系统误差等。
例如，对一组长度进行测量，测得的数据为10.2、10.3、10.1、10.2、10.3，计算平均值为10.22，标准差为0.069、则标准不确定度为0.069/√5≈0.031，即U=0.0312.扩展不确定度方法：扩展不确定度是在标准不确定度的基础上，考虑到误差的正态分布，对标准不确定度进行扩展得到的结果，通常以U'表示。
其计算公式如下：U'=kU其中，k表示不确定度的覆盖因子，代表了误差分布的概率密度曲线下的面积，一般取k=2例如，对上述例子中的长度进行测量，标准不确定度为0.031，取k=2，则扩展不确定度为0.031×2=0.062，即U'=0.0623.组合不确定度方法：4.直接测量法：直接测量法是通过多次测量同一物理量，统计测得值的离散程度来评估测量的不确定度。
该方法适用于一些简单的测量，如长度、质量等物理量的测量。
例如，对一些小球的直径进行测量，测得的数据为2.51 cm、2.49 cm、2.52 cm、2.50 cm，计算平均值为2.505 cm，标准差为0.013 cm。
则标准不确定度为0.013/√4≈0.007 cm，即U=0.0075.间接测量法：间接测量法是通过已知物理量之间的数学关系，求解未知物理量的方法来评估测量的不确定度。
该方法适用于一些复杂的测量，如测量速度、加速度等物理量的测量。
例如，测量物体的速度v，则有v=S/t，其中S为位移，t为时间。
若S的不确定度为U_S，t的不确定度为U_t，则根据误差传递法则，计算得到v的不确定度为U_v = sqrt(U_S^2 + (U_t * (∂v/∂t))^2 )。
总之，测量不确定度评定的方法包括标准不确定度方法、扩展不确定度方法、组合不确定度方法、直接测量法和间接测量法。
不确定度评定举例
举例
• 数字多用表为 位，其最大允许差为 数字多用表为5.5位 • ±(0.005%×读数 ×最小分度 ×读数+3×最小分度) • 数字多用表最小分度为 数字多用表最小分度为0.01 k • 在相同条件下用数字多用表测量电阻器 次电阻， 在相同条件下用数字多用表测量电阻器10次电阻 次电阻， 得到平均值和平均值的标准偏差为： 得到平均值和平均值的标准偏差为： •
举例
不确定度评定
举例
• 例1．用K型热电偶数字式温度计直接测量温度示 ． 型热电偶数字式温度计直接测量温度示 值400℃的工业容器的实际温度，分析其测量不 ℃的工业容器的实际温度， 确定度。 确定度。K型热电偶数字式温度计其最小分度为 0.1℃，在400℃经校准修正值为0.5℃，校准的不 确定度为0.3℃； • 测量的数学模型为： • t=d+b…………………………（1） • 式中：t——实际温度，℃ • d——温度计读取的示值，℃ • b——修正值，℃，b=0.5℃
举例
• 引用最大允许差按均匀分布得校准产生的标准不确 定度为
将以上两项合成得： 将以上两项合成得：
举例
• 取K=2，则有 ，
结果表示成： 结果表示成：
谢谢!
举例
• 第三，温度计最小分度为0.1℃，假定读取到其一 第三，温度计最小分度为 ℃ 半，接均匀分布则读数产生的标准不确定度为 :
将以上三项合成得
举例
• 取K=2，则有 • U(t)=0.37×2=0.74≈0.8℃ • 结果表达为 • (400.7±0.8) ℃
测量不确定度评定实例
测量不确定度评定实例一． 体积测量不确定度计算1. 测量方法直接测量圆柱体的直径D 和高度h ，由函数关系是计算出圆柱体的体积h D V 42π=由分度值为0.01mm 的测微仪重复6次测量直径D 和高度h ，测得数据见下表。
表： 测量数据i1 2 3 4 5 6 mm /i D 10.075 10.085 10.095 10.065 10.085 10.080 mm/i h10.10510.11510.11510.110 10.11010.115计算：mm0.1110h mm 80.010==，D32mm8.8064==h D Vπ2. 不确定度评定分析测量方法可知，体积V 的测量不确定度影响因素主要有直径和高度的重复测量引起的不确定都21u u ，和测微仪示值误差引起的不确定度3u 。
分析其特点，可知不确定度21u u ，应采用A 类评定方法，而不确定度3u 采用B 类评定方法。
①.直径D 的重复性测量引起的不确定度分量 直径D 的6次测量平均值的标准差：()mm 0048.0=D s 直径D 误差传递系数：hDDV 2π=∂∂直径D 的重复性测量引起的不确定度分量：()3177.0mmD s DV u =∂∂=②.高度h 的重复性测量引起的不确定度分量 高度h 的6次测量平均值的标准差： ()mm 0026.0=h s 直径D 误差传递系数：42D hV π=∂∂高度h 的重复性测量引起的不确定度分量：()3221.0mmh s hV u =∂∂=③测微仪示值误差引起的不确定度分量由说明书获得测微仪的示值误差范围mm 1.00±，去均匀分布，示值的标准不确定度mm0058.0301.0==q u由示值误差引起的直径测量的不确定度q D u DV u ∂∂=3由示值误差引起的高度测量的不确定度q h u hV u ∂∂=3由示值误差引起的体积测量的不确定度分量()()323233mm04.1=+=h D u u u3. 合成不确定度评定()()()3232221mm3.1=++=u u u u c4. 扩展不确定度评定 当置信因子3=k 时，体积测量的扩展不确定度为3mm9.33.13=⨯==c ku U5．体积测量结果报告 ()mm .93.88063±=±=U V V考虑到有效数字的概念，体积测量的结果应为 () mm 48073±=V二． 伏安法电阻测量不确定度计算1. 测量方法：通过测量电阻两端电压和所通过的电流，计算被测电阻。
测量不确定度基本评定方法
测量不确定度基本评定方法
பைடு நூலகம்
1
一. 测量不确定度的概念
1 定义 表征合理地赋予被测量之值的分 散性，与测量结果相联系的参数。 • 表示测量结果分散性的参数 • 通过科学分析，采用统一方法评定 • 与测量结果相对应
测量不确定度基本评定方法
2
例：测量某物体长度 独立分别测量6次，测量结果如下： 1.50 1.52 1.48 1.51 1.49 1.50 测量结果为 : 1.50 ± 0.02 测量结果分散区间：± 0.02 0.02为区间半宽，测量结果不确定度
测量不确定度基本评定方法
3
•
测量误差与测量不确定度比较
1.定义: 测量误差 = 测量结果 – 真值
真值： 与给定的特定量的定义一致的值.
约定真值：对于给定目的具有适当不确定度的,
赋予特定量的值.
2. 分类: 测量误差 = 系统误差 + 随机误差(合成)
3. 修正: 修正值 =真值(实际值)--测量结果
测量不确定度基本评定方法
11
2 寻找 不确定度来源
• 可从测量仪器、测量环境、测量人 员、测量方法、被测量等方面考虑
• 应不遗漏、不重复，特影响大来源
• 修正量加入测得值，异常值剔除
• 逐个评定输入量标准不确定度，评 定方法可归纳为A、B两类
测量不确定度基本评定方法
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3 输入量标准不确定度的A类评定
测量误差可修正; 测量不确定度不可修正
测量不确定度基本评定方法
4
4. 因果: 测量误差: 仅决定于测量结果.与仪器,方法,条
件无直接关系. 结果一样,误差就一样. 测量不确定度: 仅决定于测量仪器,方法,条件.
热电动势和温度示值偏差测量不确定度评定示例
1 校准方法：采用比较法中的双极法，在管式炉中放置金属均温块，将一等标准铂铑10铂热电偶（以下简称标准热电偶）套上保护管，与套上绝缘瓷珠的被校热电偶用细镍铬丝捆扎成一束，然后，将热电偶束插入管式炉内的均温块至底部进行比较，测量标准热电偶和被校热电偶的热电动势。
1.1 测量模型被校热电偶在校准点温度上（参考端为0.0℃时）的测量模型： e e e e t =+.+e S S 标证标被被被补标—（） 式中：e t 被（）——被校热电偶在某校准温度点的热电动势，mV ； e 被 ——被校热电偶在某校准点附近，测得的热电动势算术平均值，mV ；e 标证 ——标准热电偶证书上某校准点的热电动势值，mV ；e 标 ——标准热电偶在某校准点附近，测得的热电动势算术平均值，mV ；S 标、S 被——分别为标准热电偶、被校热电偶在某校准温度点的微分热电动势，µV/℃； e 补 ——补偿导线修正值，mV.1.2 不确定度传播公式测量模型中各个输入量的不确定度相互独立，根据不确定度传播律：[][][][]123422222c u =c u()+c u(e )+c u()+c u(e e )e 被标补证标其中，灵敏系数：1e t c =e 1∂=∂被被()2e t c ==4.41e S S ∂=∂标被证被标() 3e t c == 4.41e S S ∂=--∂被标被标()4e t c =1e ∂=∂被补()1.3 标准不确定度的评定被校热电偶输入量e 被引入的标准不确定度u （e 被），其来源有被校热电偶的重复性测量、电测仪器测量误差、炉内金属均温块径向温场的不均匀性、炉温波动、转换开关接触电势、参考端温度不等于0℃、补偿导线。
标准热电偶引入的不确定度，其来源有整百摄氏度点e 标证和输入e 标重复测量等。
1.3.1 被校热电偶重复测量引入的标准不确定度1u用一等标准热电偶对被校热电偶（以热电偶K 型在校准温度点600℃）进行测量，测得5组每组10个重复性测量数据，用A 类方法进行评定，合并样本标准偏差s p1为：p1s （µV）实际测量以4次测量值的平均值作为测量结果，故1p1u =s /0.63=（µV）。
不确定度评估实例
不确定度评估实例1、测量问题本次评定实验以物资(商品)检验所游标卡尺09059为测试量具，用游标卡尺测量结构长度270mm的长度ι。
已知卡尺的最大误差为1mm。
用6次测量的平均值作为测量结果。
卡尺的温度效应、弹性效应及其他不确定度来源均忽略不计。
2、数学模型卡尺上得到的读数χ即为测量结果，故得被测长度ι=χ。
但除了读数χ可能引入测量不确定度外，卡尺刻度误差对测量结果也会有影响。
由于卡尺的校准证书未给出其示值误差，因此只能根据其最大允许误差来估计它对测量结果的影响。
若卡尺刻度误差对测量结果的影响διS，则数学模型可以表示为ι=χ+διS式中διS的数学期望值为零，即Ε（διS）=0，但需考虑其不确定度，即μ（διS）≠0。
数学模型是相对的，即使对于同样的被测量，当要求的测量准确度不同时，需要考虑的测量不确定度来源也会有相应的增减，因此数学模型也会不同。
3、测量不确定度分量本测量共有两个不确定度分量，由读数的重复性引入的不确定度μ（χ）和卡尺刻度误差所引起的不确定度μ（διS）。
⑴读数χ的不确定度，μ1（ι）=μ（χ）6次测量结果分别为270、3mm270、1mm270mm271、4mm269、8mm271、2mm则6次测量结果的平均值为==270、47mm平均值的实验标准差为 s()==0、074mm故μ1（ι）=μ()=s()=0、074mm⑵卡尺误差引入的不确定度, μ2（ι）=μ（διS）由于证书未给出卡尺的示值误差,故卡尺刻度误差引入的不确定度由卡尺的最大允许误差得到。
已知卡尺的最大误差为1mm,并以矩形分布估计,于是μ2（ι）=μ（διS）==0、577mm下表给出不确定度分量汇总表符号栏中u1=s1 意为用实验标准s来表示不确定度,言外之意是该不确定度分量有A类评定得到的。
反之，对于未标u=s的不确定度分量，则表示是由B 类评定得到的。
这是经常采用的标明A类评定和B类评定不确定度分量的方法之一。
测量不确定度案例分析
标准不确定度A类评定的实例【案例】对一等活塞压力计的活塞有效面积检定中，在各种压力下，测得10次活塞有效面积与标准活塞面积之比l(由l的测量结果乘标准活塞面积就得到被检活塞的有效面积)如下：0.250670 0.250673 0.250670 0.250671 0.250675 0.250671 0.250675 0.250670 0.250673 0.250670问l的测量结果及其A类标准不确定度。
希望是本无所谓有，无所谓无的。
这正如地上的路；其实地上本没有路，走的人多了，也便成了路。
希望是本无所谓有，无所谓无的。
这正如地上的路；其实地上本没有路，走的人多了，也便成了路。
【案例分析】由于n =10, l 的测量结果为l ，计算如下∑===ni i .l n l 125067201由贝塞尔公式求单次测量值的实验标准差()612100521-=⨯=--=∑.n ll)l (s ni i由于测量结果以10次测量值的平均值给出，由测量重复性导致的测量结果l 的A 类标准不确定度为希望是本无所谓有，无所谓无的。
这正如地上的路；其实地上本没有路，走的人多了，也便成了路。
610630-=⨯=.)l (u n)l (s A【案例】对某一几何量进行连续4次测量，得到测量值：0.250mm 0.236mm 0.213mm 0.220mm ，求单次测量值的实验标准差。
【案例分析】由于测量次数较少，用极差法求实验标准差。
)()(i i x u CRx s ==式中，R——重复测量中最大值与最小值之差；极差系数c及自由度ν可查表3-2表3-2极差系数c及自由度ν希望是本无所谓有，无所谓无的。
这正如地上的路；其实地上本没有路，走的人多了，也便成了路。
希望是本无所谓有，无所谓无的。
这正如地上的路；其实地上本没有路，走的人多了，也便成了路。
查表得c n =2.06mm ../mm )..()x (u CR)x (s i i 018006221302500=-=== 2)测量过程的A 类标准不确定度评定对一个测量过程或计量标准，如果采用核查标准进行长期核查，使测量过程处于统计控制状态，则该测量过程的实验标准偏差为合并样本标准偏差S P 。
测量不确定度评定实例
丈量不确立度评定实例一．体积丈量不确立度计算1.丈量方法直接丈量圆柱体的直径 D 和高度 h，由函数关系是计算出圆柱体的体积v D 2 4由分度值为 0.01mm 的测微仪重复 6 次丈量直径 D 和高度 h，测得数据见下表。
表：丈量数据i123456D i / mm10.07510.08510.09510.06510.08510.080 h i / mm10.10510.11510.11510.11010.11010.115计算： D 10.080 mm， h 10.110 mmV D2 h 806.8 mm3 42.不确立度评定剖析丈量方法可知，体积 V 的丈量不确立度影响要素主要有直径和高度的重复丈量惹起的不确立度 u1， u2和测微仪示值偏差惹起的不确立度 u3。
剖析其特色，可知不确立度 u1，u2应采纳A类评定方法，而不确立度 u3采纳B类评定方法。
①.直径 D 的重复性丈量惹起的不确立度重量直径 D 的 6 次丈量均匀值的标准差：s D0.0048 mm直径 D 偏差传达系数：V D hD2直径 D 的重复性丈量惹起的不确立度重量：u1Vs D 0.77mm3 D② .高度 h 的重复性丈量惹起的不确立度重量高度 h 的 6 次丈量均匀值的标准差：s h0.0026 mm高度 h 的偏差传达系数：V D 2h4高度 h 的重复性丈量惹起的不确立度重量：u2Vs h 0.21mm3 h③测微仪示值偏差惹起的不确立度重量由说明书获取测微仪的示值偏差范围0.005mm ，按均匀散布，示值的标准不确立度0.005u q0.00293由示值偏差惹起的直径丈量的不确立度u3D V u qD由示值偏差惹起的高度丈量的不确立度u 3hVhu q由示值偏差惹起的体积丈量的不确立度重量221.04 mm 3u 3u3 Du3h3. 合成不确立度评定u c u 12u 22u 321.3 mm 34. 扩展不确立度评定当置信因子 k 3时，体积丈量的扩展不确立度为Uku c 3 1.3 3.9 mm 35．体积丈量结果报告V V U806.8 3.9 mm 3考虑到有效数字的观点，体积丈量的结果应为V807 4 mm 3二．伏安法电阻丈量不确立度计算1.丈量方法：经过丈量电阻两头电压和所经过的电流，计算被测电阻。
测量不确定度评定举例
欢迎阅读测量不确定度评定举例A.3.1 量块的校准通过这个例子说明如何建立数学模型及进行不确定度的评定；并通过此例说明如何将相关的输入量经过适当处理后使输入量间不相关，这样简化了合成标准不确定度的计算。
最后说明对于非线性测量式中：L—被校量块长度；L s—标准量块在20℃时的长度，由标准量块的校准证书给出；?—被校量块的热膨胀系数；?s—标准量块的热膨胀系数；?—被校量块的温度与20℃参考温度的差值；?s —标准量块的温度与20℃参考温度的差值。
在上述测量模型中，由于被校量块与标准量块处于同一温度环境中，所以?与?s 是相关的量；两个量块采用同样的材料，?与?s 也是相关的量。
为避免相关，设被校量块与标准量块的温度差为??，??= ?-?s ；他们的热膨胀系数差为??，??= ?-?s ；将?s = ?-?? 和 ?=??+?s 代入式（A.1），由此，数学模型可改写成：34s 量结果的不确定度没有影响。
合成标准不确定度公式可写成(A.5)：)()()()()(22222222θαδαδθu l u l d u l u l u s s s s c +++= （A.5）4）.标准不确定度分量的评定○1标准量块的校准引入的标准不确定度u (l s )标准量块的校准证书给出：校准值为l s =50.000623mm ，U = 0.075?m (k =3)，有效自由度为?eff (l s )=18。
则标准量块校准引入的标准不确定度为：u (L s )=0.075/3=25nm , ?eff (L s )=18 ○2测得的长度差引入的不确定度u (d ) a. 用对两个量块的长度差进行25次独立重复观测，用贝塞尔公c. 由以上分析得到长度差引入的标准不确定度分量u (d )为： 8.97.85.4)()()(2222=+=+=d u d u d u nm 自由度?eff (d )为：○3膨胀系数差值引入的标准不确定度u (??)估计两个量块的膨胀系数之差在?1×10-6℃-1区间内，假设在区间内为均匀分布，则标准不确定度为： u (??)=1×10-6℃-1/3=0.58×10-6℃-1自由度：估计u (??)的不可靠程度⎦⎤⎢⎣⎡∆)()(ααδδu u 为10%，计算得到?（??）=50%)10(12=- u(△)= 0.5℃/2 =0.35℃ θ的标准不确定度可由下式得到:u(θ)= 41.035.02.0)()(2222=+=∆+u u θ℃ 由于c 4 = c θ=0=-=∂∂θδθs l f, 这个不确定度对l 的不确定度不引入一阶的贡献, 然而它具有二阶贡献.○6 热膨胀系数引入的标准不确定度u (αS ) 标准量块的热膨胀系数给定为αS =11.5×10-6℃-1, 具有一个矩形分布的不确定度,其界限为?2×10-6℃-1, 则标准不确定度为: u (αS )= 2×10-6℃-1/3 = 1.2×10-6℃-1 由于c 3 = c αs =0=-=∂∂θδαs Sl f, 这个不确定度对L 的不确定度不?eff (l )=3.172)6.16(50)9.2(12)8.9(18)25()32(44444=+++ 取?eff (l )=17 6）确定扩展不确定度要求包含概率P 为0.99，由?eff (l )=17，查表得：t0.99(17)=2.90，取k99= t0.99(17)=2.90,扩展不确定度U99= k99u c(l)= 2.90,×32nm=93nm。
不确定度的案例3个(供参考)
气相色谱法测定绝缘油溶解气体含量测量不确定度的评定(供参考)一、概述1.1 目的评定绝缘油溶解气体含量测量结果的不确定度。
1.2 依据的技术标准GB/T 17623-1998《绝缘油中溶解气体组分含量的气相色谱测定法》。
1.3 使用的仪器设备(1) 气相色谱分析仪HP5890，经检定合格。
(2) 多功能全自动振荡仪ZHQ701，经检定合格，允差±1℃，分辨力0.1℃。
(3) 经检验合格注射器，在20℃时，体积100mL±0.5mL；体积5mL±0.05mL；体积1mL±0.02mL。
1.4 测量原理气相色谱分析原理是利用样品中各组分，在色谱柱中的气相和固定相之间的分配及吸附系数不同，由载气把绝缘油中溶解气体一氧化碳、二氧化碳、甲烷、乙烷、乙烯、乙炔、氢气带入色谱柱中进行分离，并经过电导和氢火焰检测器进行检测，采用外标法进行定性、定量分析。
1.5 测量程序(1) 校准。
采用国家计量部门授权单位配制的甲烷标准气体。
进样器为1mL玻璃注射器，采用外标气体的绝对校正因子定性分析。
(2) 油样处理。
用100mL玻璃注射器A，取40mL油样并用胶帽密封，并用5mL玻璃注射器向A中注入5mL氮气。
将注入氮气的注射器A放入振荡器中振荡脱气，在50℃下，连续振荡20分钟，静止10分钟。
(3) 油样测试。
然后用5mL玻璃注射器将振荡脱出的气体样品取出，在相同的色谱条件下，进样量与标准甲烷气体相同，对样品进行测定，仪器显示谱图及测量结果。
气体含量测定过程如下。
1.6 不确定度评定结果的应用符合上述条件或十分接近上述条件的同类测量结果，一般可以直接使用本不确定度评定测量结果。
二、 数学模型和不确定度传播律2.1 根据GB/T 17623-1998《绝缘油中溶解气体组分含量的气相色谱测定法》试验方法，绝缘油中溶解气体含量C 的表示式为S s=⨯hC C h μL/L (1) 式中，C ——被测绝缘油中溶解气体甲烷含量，μL/L ；C S ——标准气体中甲烷含量，μL/L ； h ——被测气体中甲烷的峰高A ； h s ——标准气体中甲烷的峰高A 。
(不确定度评定实例)八个不确定度评定实例(供参考)
表1 不确定度分量评定预估
序 号 不确定度来源 1 2 测量重复性 标 准 不 确 定 度 分布 正态 包含 因子 1 符号 uAr uBr 数值 1.9% 2.9%
烟气分析仪最大允许误差 均匀
3
3
合成标准不确定度
uc
3.5%
22
2012-4-14
四、 标准不确定度评定
4.1 测量重复性引入的标准不确定度分量uA评定 事先对某锅炉烟气 某锅炉烟气二氧化硫浓度测量进行20次重 复独立测量，测量结果见表2。 用贝塞尔公式计算实验标准差s(c)
1
a1 0.5mg uB1 = = = 0.29mg k1 3
2012-4-14
8
四、 m称量不确定度评定(续)
3.3 天平分辨力引入的标准不确定度分量uB2
数字式测量仪器对示值量化（分辨率）导致的不 确定度服从均匀 服从均匀分布。天平分辨力为0.1mg，区间半宽 度为a2= 0.05mg， k2 = 3 。其标准不确定度uB2为： a2 0.05mg uB2 = = = 0.03mg k2 3
2012-4-14 17
五、定容 、定容体积V的合成标准不确定度uC
分析考察不确定度分量uA ， uB1 和 uB2可知， 三者相互独立 互独立，互不相关。因此，V的合成标准不 确定度uC可以采用方和根方法合成。故采用A级 1000mL容量瓶定容的合成标准不确定度为：
2 2 2 uc = uA + uB1 + uB2
s(c ) 3.7 3 uA = = = 2.1mg/m m 3
其相对标准不确定度为
uA 2.1mg/m 3 uAr = = = 1.5% 3 c 142mg/m
测量结果的不确定度评定实例分析
2021 June第测量结果的不确定度评定实例分析刘海利中国石化销售股份有限公司油品技术研究所以ＧＢ／Ｔ ２６１—２００８《闪点的测定 宾斯基－马丁闭口杯法》测量车用柴油闭口闪点为例，按照ＪＪＦ １０５９．１—２０１２《测量不确定度与表示》要求进行检测实验室测量不确定度评定，通过对实验室测量结果的不确定度评定，实现测量结果不确定度规范与正确表达，进而提升实验室测量结果质量。
作者简介：刘海利，硕士，高级工程师，现主要从事油品质量管理与应用研究工作。
Ｅ－ｍａｉｌ：ｌｉｕｈａｉｌｉ１１９＠１６３．ｃｏｍ测量不确定度是表征检测和校准实验室测量结果的质量参数，对于一定的测量结果而言，它的不确定度值越小，其质量就越高，使用价值也越高；反之则低。
在CNAS-CL01：2018《检测和校准实验室能力认可准则》中，要求实验室应制定与检测工作相适应的测量不确定度评定程序，对每一项有数值要求的结果进行测量不确定度评定。
因此，测量不确定度评定在检测和校准实验室认可中是一项不可缺少的重要工作[1]。
JJF 1059.1—2012《测量不确定度评定与表示》是评定不确定度最常用、最基本的方法[2]。
闭口闪点是轻质油品运输、储存和使用安全的重要指标，本文以GB/T 261—2008《闪点的测定 宾斯基-马丁闭口杯法》测量车用柴油闭口闪点不确定度为例，阐述测量闭口闪点不确定度步骤，为实验室开展所有测量项目结果的不确定度评定提供参考，提高实验室检测能力。
Teat and Appraisal测试与评定8282三期83一2021 June第各不确定度分量的评定重复性测量引入的标准不确定度分量u 1（T c ）车用柴油闭口闪点测量时，试样量、加热速率、搅拌速率、试验过程中温度计深入位置、温度计读数、压力表读数等随机因素带来的不确定度，一并列入重复性测量不确定度分量中进行评定。
试验用温度计修正值∆T =0.0 ℃，压力表修正值∆p =0.1 kPa，在重复性试验条件下，对同一试样独立重复测量10次，结果见表1。
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测量不确定度评定举例A.3.1 量块的校准通过这个例子说明如何建立数学模型及进行不确定度的评定；并通过此例说明如何将相关的输入量经过适当处理后使输入量间不相关，这样简化了合成标准不确定度的计算。
最后说明对于非线性测量函数考虑高阶项后测量不确定度的评定结果。
1）.校准方法标称值为50mm 的被校量块，通过与相同长度的标准量块比较，由比较仪上读出两个量块的长度差d ，被校量块长度的校准值L 为标准量块长度L s 与长度差d 之和。
即：L=L s +d实测时，d 取5次读数的平均值d ，d =0.000215mm ，标准量块长度L s 由校准证书给出，其校准值L s =50.000623mm 。
2）测量模型长度差d 在考虑到影响量后为：d =L (1+ )-L s (1+ss ) 所以被校量的测量模型为：此模型为非线性函数，可将此式按泰勒级数展开：L = +-++)(θαθαs s s sL d L忽略高次项后得到近似的线性函数式：)(θαθα-++=s s s s L d L L （）式中：L —被校量块长度；L s —标准量块在20℃时的长度，由标准量块的校准证书给出； —被校量块的热膨胀系数； s —标准量块的热膨胀系数；—被校量块的温度与20℃参考温度的差值；s —标准量块的温度与20℃参考温度的差值。
在上述测量模型中，由于被校量块与标准量块处于同一温度环境中，所以与s是相关的量；两个量块采用同样的材料，与s 也是相关的量。
为避免相关，设被校量块与标准量块的温度差为，= -s ；他们的热膨胀系数差为，= -s ；将s = - 和 =+s 代入式（），由此，数学模型可改写成： = ][θαδαθδs s sl d l +-+ （）测量模型中输入量与s 以及与不相关了。
特别要注意：在此式中的和是近似为零的，但他们的不确定度不为零，在不确定度评定中要考虑。
由于和是近似为零，所以被测量的估计值可以由下式得到： L =L s +d （） 3）.测量不确定度分析 根据测量模型，即： l = ][θαδαθδs s s l d l +-+由于各输入量间不相关，所以合成标准不确定度的计算公式为：)()()()()()()(222222222222θδαδθαδδθαθαu c u c u c u c d u c l u c l u s d s s c s+++++= （） 式中灵敏系数为：1)(11=+-=∂∂==θαδαθδs ss l fc c ， 由此可见，灵敏系数c 3和c 4为零，也就是说明s 及 的不确定度对测量结果的不确定度没有影响。
合成标准不确定度公式可写成： )()()()()(22222222θαδαδθu l u ld u l u l u s s s s c +++=（）4）.标准不确定度分量的评定○1标准量块的校准引入的标准不确定度u (l s ) 标准量块的校准证书给出：校准值为l s =50.000623mm ，U = 0.075?m (k =3)，有效自由度为eff (l s )=18。
则标准量块校准引入的标准不确定度为： u (L s )=3=25nm , eff (L s )=18a. 用对两个量块的长度差进行25次独立重复观测，用贝塞尔公式计算的实验标准偏差为s (d )=13nm ；本次比较时仅测5次，取5次测量的算术平均值为被校量块的长度，所以读数观测的重复性引入的标准不确定度u (d )是平均值的实验标准偏差为s (d )8.55/13/)()()(====n d s d s d u nm由于s (d )是通过25次测量得到，所以u (d )的自由度1=25-1=24。
b. 由比较仪示值不准引起长度差测量的不确定度u B (d)：由比较仪的校准证书给出最大允许误差为±0.015?m,有效期内的检定证书证明该比较仪的示值误差合格.则由比较仪示值不准引起长度差测量的标准不确定度用B 类评定,可能值区间的半宽度a 为0.015?m ，设在区间内呈均匀分布, 取包含因子k = 3。
标准不确定度u B (d)为： u (d )=0.015?m /3= 8,7 nm按下式估计其自由度: 2)()(21-⎥⎦⎤⎢⎣⎡∆≈i i i x u x u ν假设评定u B (d)的不可靠程度达25%, 计算得到8≈i ν c. 由以上分析得到长度差引入的标准不确定度分量u (d )为： 8.97.85.4)()()(2222=+=+=d u d u d u nm 自由度eff (d )为：○3膨胀系数差值引入的标准不确定度u () 估计两个量块的膨胀系数之差在1×10-6℃-1区间内，假设在区间内为均匀分布，则标准不确定度为： u ()=1×10-6℃-1/3=×10-6℃-1自由度：估计u ()的不可靠程度⎥⎦⎤⎢⎣⎡∆)()(ααδδu u 为10%，计算得到 （）=50%)10(212=-希望被校量块与标准量块处于同一温度，但实际存在温度差异，温度差估计以等概率落在0.05℃区间内，则标准不确定度为： u ()=3=0.029℃估计u ()只有50%的可靠性，计算得到自由度为：（）=2%)50(212=- ○5量块温度偏差引入的标准不确定度u (θ) 报告给出的测试台温度为℃, 在热作用下温度的近似周期性变化的幅度为0.5℃. 平均温度的偏差值为:1.0209.19-=-=θ(℃)由于测试台的平均温度的不确定度引起的θ 的标准不确定度为: u (θ)=0.2 ℃而温度随时间周期变化形成U 形的分布(即反正弦分布),则: u(△)= 0.5℃/2 =0.35℃θ的标准不确定度可由下式得到:u(θ)= 41.035.02.0)()(2222=+=∆+u u θ℃ 由于c 4 = c θ=0=-=∂∂θδθs l f, 这个不确定度对l 的不确定度不引入一阶的贡献, 然而它具有二阶贡献.○6 热膨胀系数引入的标准不确定度u (αS ) 标准量块的热膨胀系数给定为αS =×10-6℃-1, 具有一个矩形分布的不确定度,其界限为2×10-6℃-1, 则标准不确定度为: u (αS )= 2×10-6℃-1/3 = ×10-6℃-1 由于c 3 = c αs =0=-=∂∂θδαs Sl f, 这个不确定度对L 的不确定度不引入一阶的贡献, 然而它具有二阶贡献. 5）计算合成标准不确定度的○1计算灵敏系数由标准量块的校准证书得到L s=50.000623mm，被校量块与参考温度20℃之差估计为-0. 1℃，标准量块的热膨胀系数s为×10-6℃-1，由这些信息计算得到：c1=1，c2=1，c3=0，c4=0，c5=-l s = -50.000623mm×（-0.1℃）=-5.0000623mm℃，c6=-l s s= -50.000623mm××10-6℃-1=×10-4mm℃-1○2计算合成标准不确定度= 32 nm○3u(l )的自由度：eff (l)=3.172)6.16(50)9.2(12)8.9(18)25()32(44444=+++取eff(l)=176）确定扩展不确定度要求包含概率P为，由eff(l)=17，查表得：(17)=，取k99= (17)=,扩展不确定度U99= k99u c(l)= ,×32nm=93nm。
7）校准结果：l =l s+d=50.000623mm+ 0.000215mm =50.000838mmU99= 93nm (eff=17)或l =（）mm其中号后的值是扩展不确定度U99，由u c=32nm乘包含因子k=得到，k是由自由度=17，包含概率p=时查t分布值表得到，由该扩展不确定度所包含的区间具有包含概率为。
量块校准时标准不确定度分量汇总见表表 量块校准时标准不确定度分量汇总表可见，不确定度的主要分量显然是标准量块的不确定度u (l s )= 25nm 。
注: 用蒙特卡洛法(MCM)验证, 得到:传播输出量分布的标准偏差u(l)=36nm, 最小包含区间的半宽度U 99=94nm, 与本规范的结果基本一致.说明本规范的方法评定不确定度基本可信的. 8）考虑二阶项时不确定度的评定前面所进行的不确定度的评定是不完全的，实际上在本案例中，测量模型存在着明显的非线性，在泰勒级数展开中的高阶项不可忽略。
在合成标准不确定度评定中，有两项明显的不可忽略的二阶项对u c (l )有贡献： )()(222θδαu u l s =（0.05m ）× ×10-6℃-1) ×(0.41℃)= )()(222θδαu u l s s =（0.05m ）× ×10-6℃-1) ×(0.029℃)= 考虑二阶项后的合成标准不确定度：u ′c (l )=2227.17.1132++=34nm 扩展不确定度U 99（l ）= 99nm (k =，eff =16，P = 或相对扩展不确定度U 99/l =×10-6A.3.2温度计的校准这个例子说明用最小二乘法获得线性校准曲线时，如何用校准曲线的截距、斜率和他们的估计方差与协方差，计算由校准曲线获得的预期修正值及其标准不确定度。
测量问题温度计是用与已知的参考温度相比较的方法校准的。
相应的已知参考温度为t R,k ，其温度范围为21℃到27℃。
进行了n =11次比较，温度计的温度读数为t k ，温度计读数的修正值为b k =t R,k -t k 。
根据测得的修正值b k 和测得的温度t k ，用最小二乘法拟合成直线得到温度计修正值的线性校准曲线b (t )为： b (t )=y 1+y 2(t-t 0) 式中， y 1为校准曲线的截距，y 2为校准曲线的斜率，t 0是所选择的参考温度；y 1和y 2是两个待测定的输出量。
一旦找到y 1和y 2以及它们的方差和协方差，式可用于预示温度计对任意一个温度值t 的修正值和最小二乘法拟合引入的标准不确定度。
b (y 1 t 0k 图A3.2.1最小二乘法拟合的示意图 最小二乘法拟合根据最小二乘法和的假设条件，输出量y 1和y 2及它们的估计方差和协方差是在残差平方和Q 最小时得到：Q=21201[()]nk k k s b y y t t ==---∑这就导出了y 1和y 2的以下各公式，它们的实验方差s 2(y 1)和s 2(y 2)，以及它们的估计的相关系数r (y 1,y 2)=s (y 1,y 2)/ s (y 1) s (y 2)，其中s (y 1,y 2)是估计的协方差 ()()()()21kkk kkb b y Dθθθ-=∑∑∑∑ (A.7a)()()Db b n y k k k k ∑∑∑-=θθ22221()k s s y Dθ=∑ (A.7c)222()s s y n D=r (y 1,y 2)= θ22[()]2kk b b t sn -=-∑ (A.7f)=∑∑-=-22)()(t tnnkkθθ(A.7g)式中，k =1,2,…,n ； k =t k -t 0； n k /)(∑=θθ； n t t k/)(∑=；[b k -b (t k )]是在t k 温度时测得或观测到的修正值b k 与拟合曲线b (t )=y 1+y 2(t-t 0)上在t k 时预示的修正值b (t k )之间的差值；估计方差s 2是总的拟合的不确定度的度量；其中因子n -2反映了由n 次观测确定二个参数y 1和y 2时，s 2的自由度为=n -2。