LabPowerTools
首页 标准解析库 JJF 1059.1 2012
技术规范 AI 结构化解析
JJF 1059.1 2012 测量不确定度评定与表示
发布日期 2012-12-03
实施日期 2013-06-03
替代标准 JJF1059—1999
解析引擎 v3.4
适用范围 本规范规定了评定与表示测量不确定度的通用方法,适用于各种准确度等级的测量领域,包括国家计量基准及各级计量标准的建立与量值比对、标准物质的定值和标准参考数据的发布、测量方法/检定规程/校准规范等技术文件的编制、计量资质认定/计量确认/质量认证以及实验室认可中对测量结果及测量能力的表述、测量仪器的校准/检定以及其他计量服务、科学研究/工程领域/贸易结算/医疗卫生/安全防护/环境监测/资源保护等领域的测量。本规范主要涉及有明确定义的、并可用唯一值表征的被测量估计值的测量不确定度,也适用于实验、测量方法、测量装置、复杂部件和系统的设计和理论分析中有关不确定度的评估与表示。本规范主要适用于输入量的概率分布呈对称分布、输出量的概率分布近似为正态分布或t分布、测量模型为线性模型或可转化为线性的模型或可用线性模型近似的模型的情况。当不能同时满足上述适用条件时,可考虑采用蒙特卡洛法评定测量不确定度。
0 参数限值 0 试验方法 140 计算公式 33 术语 54 约束 6 引用
解析版本
AI 问答 术语 限值速查 限值判定 试验方法 计算公式 约束条件 引用标准 能力表述 质检复核
被测量3.1
拟测量的量。
测量结果3.2
与其他有用的相关信息一起赋予被测量的一组量值。
测得的量值3.3
又称量的测得值,简称测得值,代表测量结果的量值。
测量精密度3.4
简称精密度,在规定条件下,对同一或类似被测对象重复测量所得示值或测得值间的一致程度。
测量重复性3.5
简称重复性,在一组重复性测量条件下的测量精密度。
重复性测量条件3.6
简称重复性条件,相同测量程序、相同操作者、相同测量系统、相同操作条件和相同地点,并在短时间内对同一或相类似被测对象重复测量的一组测量条件。
测量复现性3.7
简称复现性,在复现性测量条件下的测量精密度。
复现性测量条件3.8
简称复现性条件,不同地点、不同操作者、不同测量系统,对同一或相类似被测对象重复测量的一组测量条件。
期间精密度测量条件3.9
简称期间精密度条件,除了相同测量程序、相同地点,以及在一个较长时间内对同一或相类似的被测对象重复测量的一组测量条件外,还可包括涉及改变的其他条件。
实验标准偏差3.10
简称实验标准差,对同一被测量进行n次测量,表征测量结果分散性的量。用符号s表示。
测量误差3.11
简称误差,测得的量值减去参考量值。
测量不确定度3.12
简称不确定度,根据所用到的信息,表征赋予被测量值分散性的非负参数。
标准不确定度3.13
全称标准测量不确定度,以标准偏差表示的测量不确定度。
测量不确定度的A类评定3.14
简称A类评定,对在规定测量条件下测得的量值用统计分析的方法进行的测量不确定度分量的评定。
测量不确定度的B类评定3.15
简称B类评定,用不同于测量不确定度A类评定的方法对测量不确定度分量进行的评定。
合成标准不确定度3.16
全称合成标准测量不确定度,由在一个测量模型中各输入量的标准测量不确定度获得的输出量的标准测量不确定度。
相对标准不确定度3.17
全称相对标准测量不确定度,标准不确定度除以测得值的绝对值。
扩展不确定度3.18
全称扩展测量不确定度,合成标准不确定度与一个大于1的数字因子的乘积。
包含区间3.19
基于可获得的信息确定的包含被测量一组值的区间,被测量值以一定概率落在该区间内。
包含概率3.20
在规定的包含区间内包含被测量的一组值的概率。
包含因子3.21
为获得扩展不确定度,对合成标准不确定度所乘的大于1的数。
测量模型3.22
简称模型,测量中涉及的所有已知量间的数学关系。
测量函数3.23
在测量模型中,由输入量的已知量值计算得到的值是输出量的测得值时,输入量与输出量之间的函数关系。
测量模型中的输入量3.24
简称输入量,为计算被测量的测得值而必须测量的,或其值可用其他方式获得的量。
测量模型中的输出量3.25
简称输出量,用测量模型中输入量的值计算得到的测得值的量。
定义的不确定度3.26
由于被测量定义中细节量有限所引起的测量不确定度分量。
仪器的测量不确定度3.27
由所用测量仪器或测量系统引起的测量不确定度的分量。
零的测量不确定度3.28
测得值为零时的测量不确定度。
不确定度报告3.29
对测量不确定度的陈述,包括测量不确定度的分量及其计算和合成。
目标不确定度3.30
全称目标测量不确定度,根据测量结果的预期用途,规定作为上限的测量不确定度。
自由度3.31
在方差的计算中,和的项数减去对和的限制数。
协方差3.32
协方差是两个随机变量相互依赖性的度量,它是两个随机变量各自的误差之积的期望。
相关系数3.33
相关系数是两个随机变量之间相互依赖性的度量,它等于两个变量间的协方差除以各自方差之积的正平方根。
本标准为方法/管理类标准,无数值限值指标表;检出限、精密度等要求见「试验方法」「约束条件」页签
检测结果限值判定(演示)
检测项目
测定结果
判定逻辑:测定结果与限值直接比对(未含测量不确定度保护带),正式报告请按 ILAC-G8 / 标准原文复核。
就这本标准问我
回答基于本标准的结构化解析与条款文本检索生成,附条款溯源;AI 解读请以标准正式原文为准。
看完方法,直接落成原始记录:自动带出检测要求与质控核查项,录读数自动计算判定,可导出活公式 Excel
本标准为限量/产品类标准,未单独抽取试验方法。
公式已就位——生成原始记录后,这些公式将变成 Excel 里的活公式,改读数自动重算重判
贝塞尔公式3.10
s(x_k) = \sqrt{\dfrac{\sum_{i=1}^{n} (x_i - \bar{x})^2}{n-1}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s(x_k) = sqrt( sum_{i=1}^{n} (x_i - x_bar)^2 / (n-1) )
s(x_k)n次测量中某单个测得值x_k的实验标准偏差与x_k同单位
x_i第i次测量的测得值与x_k同单位
x_barn次测量所得一组测得值的算术平均值与x_k同单位
n测量次数1
算术平均值的实验标准偏差公式3.10
s(\bar{x}) = \dfrac{s(x_k)}{\sqrt{n}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s(x_bar) = s(x_k) / sqrt(n)
s(x_bar)n次测量的算术平均值x_bar的实验标准偏差与x_k同单位
s(x_k)单次测得值的实验标准偏差与x_k同单位
n测量次数1
协方差估计值公式(有限次测量)3.32
s(x,y) = (1/(n-1)) \cdot \sum_{i=1}^{n} (x_i - \bar{X}) \cdot (y_i - \bar{Y})
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s(x,y) = (1/(n-1)) * sum_{i=1}^{n} (x_i - X_bar) * (y_i - Y_bar)
s(x,y)两个随机变量的单个估计值的协方差估计值x和y单位的乘积
x_i第i次测量的x值x的单位
y_i第i次测量的y值y的单位
X_barx的算术平均值x的单位
Y_bary的算术平均值y的单位
n测量次数1
算术平均值的协方差估计值公式3.32
s(\bar{x}, \bar{y}) = (1/(n \cdot (n-1))) \cdot \sum_{i=1}^{n} (x_i - \bar{X}) \cdot (y_i - \bar{Y})
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s(x_bar, y_bar) = (1/(n*(n-1))) * sum_{i=1}^{n} (x_i - X_bar) * (y_i - Y_bar)
s(x_bar, y_bar)两个随机变量的算术平均值的协方差估计值x和y单位的乘积
x_i第i次测量的x值x的单位
y_i第i次测量的y值y的单位
X_barx的算术平均值x的单位
Y_bary的算术平均值y的单位
n测量次数1
相关系数定义公式3.33
rho(X,Y) = \dfrac{V(Y,X)}{sigma(Y) \cdot sigma(X)}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
rho(X,Y) = V(Y,X) / (sigma(Y) * sigma(X))
rho(X,Y)两个随机变量X和Y的相关系数1
V(Y,X)X和Y的协方差X和Y单位的乘积
sigma(Y)Y的标准偏差Y的单位
sigma(X)X的标准偏差X的单位
相关系数估计值公式3.33
r(x,y) = \dfrac{s(x,y)}{s(x) \cdot s(y)}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
r(x,y) = s(x,y) / (s(x) * s(y))
r(x,y)有限次测量时相关系数的估计值1
s(x,y)协方差估计值x和y单位的乘积
s(x)x的实验标准偏差x的单位
s(y)y的实验标准偏差y的单位
测量模型4.2.1
Y = f(X1, X2, ..., XN)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
Y = f(X1, X2, ..., XN)
Y被测量(输出量)
Xi输入量
f测量函数
测量模型(估计值形式)4.2.1
y = f(x1, x2, ..., xN)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
y = f(x1, x2, ..., xN)
y被测量Y的估计值
xi输入量Xi的估计值
损耗功率测量模型4.2.1
P = \dfrac{V^2}{R0 \cdot [1 + alpha \cdot (t - t0)]}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
P = V^2 / (R0 * [1 + alpha * (t - t0)])
P损耗功率(被测量)
V电压
R0温度为t0时的电阻
alpha电阻器的温度系数
t温度
t0参考温度20°C°C
简单直接测量模型14.2.2
Y = X1 - X2
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
Y = X1 - X2
Y被测量
X1输入量1
X2输入量2
简单直接测量模型24.2.2
Y = X
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
Y = X
Y被测量
X输入量
被测量最佳估计值计算方法一4.2.9
y = (1/n) \cdot \sum_{k=1}^{n} f(x_{1k}, x_{2k}, ..., x_{Nk})
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
y = (1/n) * sum_{k=1}^{n} f(x_{1k}, x_{2k}, ..., x_{Nk})
y被测量Y的最佳估计值
n独立测量次数
x_{ik}第i个输入量的第k次测得值
被测量最佳估计值计算方法二4.2.9
y = f(mean(x1), mean(x2), ..., mean(xN))
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
y = f(mean(x1), mean(x2), ..., mean(xN))
y被测量Y的最佳估计值
mean(xi)第i个输入量的算术平均值
A类标准不确定度(算术平均值)4.3.2.1
u_A = u(mean(x)) = s(mean(x)) = \dfrac{s(x)}{\sqrt{n}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_A = u(mean(x)) = s(mean(x)) = s(x)/sqrt(n)
u_AA类标准不确定度
s(x)实验标准偏差
n测量次数
算术平均值4.3.2.2
mean(x) = (1/n) \cdot \sum_{i=1}^{n} x_i
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
mean(x) = (1/n) * sum_{i=1}^{n} x_i
mean(x)算术平均值
n测量次数
x_i第i次测得值
实验方差4.3.2.2
s^2(x_k) = (1/(n-1)) \cdot \sum_{i=1}^{n} (x_i - mean(x))^2
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s^2(x_k) = (1/(n-1)) * sum_{i=1}^{n} (x_i - mean(x))^2
s^2(x_k)单个测得值的实验方差
n测量次数
x_i第i次测得值
mean(x)算术平均值
实验标准偏差(贝塞尔公式)4.3.2.2
s(x_k) = \sqrt{(1/(n-1)) \cdot \sum_{i=1}^{n} (x_i - mean(x))^2}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s(x_k) = sqrt( (1/(n-1)) * sum_{i=1}^{n} (x_i - mean(x))^2 )
s(x_k)单个测得值的实验标准偏差
n测量次数
x_i第i次测得值
mean(x)算术平均值
A类标准不确定度(贝塞尔公式)4.3.2.2
u_A(mean(x)) = s(mean(x)) = \dfrac{s(x_k)}{\sqrt{n}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_A(mean(x)) = s(mean(x)) = s(x_k)/sqrt(n)
u_A(mean(x))被测量估计值的A类标准不确定度
s(x_k)单个测得值的实验标准偏差
n测量次数
极差法实验标准偏差4.3.2.3
s(x_k) = \dfrac{R}{C}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s(x_k) = R / C
s(x_k)单个测得值的实验标准偏差
R极差
C极差系数
极差法A类标准不确定度4.3.2.3
u_A(mean(x)) = s(mean(x)) = \dfrac{s(x_k)}{\sqrt{n}} = \dfrac{R}{C \cdot \sqrt{n}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_A(mean(x)) = s(mean(x)) = s(x_k)/sqrt(n) = R/(C*sqrt(n))
u_A(mean(x))被测量估计值的A类标准不确定度
R极差
C极差系数
n测量次数
测量过程合并实验标准偏差4.3.2.4
s(x) = s_p = \sqrt{\dfrac{\sum_{j=1}^{m} nu_j \cdot s_j^2}{\sum_{j=1}^{m} nu_j}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s(x) = s_p = sqrt( (sum_{j=1}^{m} nu_j * s_j^2) / sum_{j=1}^{m} nu_j )
s_p合并实验标准偏差
nu_j第j次核查的自由度
s_j第j次核查的实验标准偏差
m核查次数
合并样本标准偏差(自由度相等)4.3.2.4
s_p = \sqrt{\dfrac{\sum_{j=1}^{m} s_j^2}{m}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s_p = sqrt( (sum_{j=1}^{m} s_j^2) / m )
s_p合并样本标准偏差
s_j第j次核查的实验标准偏差
m核查次数
测量结果的A类标准不确定度(合并标准偏差)4.3.2.4
u_A(x) = u(mean(x)) = \dfrac{s_p}{\sqrt{n}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_A(x) = u(mean(x)) = s_p / sqrt(n)
u_A(x)测量结果的A类标准不确定度
s_p合并样本标准偏差
n测量次数
合并样本标准偏差(公式17)4.3.2.5
\sqrt{(1/(m \cdot (n-1))) \cdot \sum_{i=1}^{m} \sum_{j=1}^{n} (x_{ij} - mean(x_i))^2}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
sqrt((1/(m*(n-1)))*sum_{i=1}^{m} sum_{j=1}^{n} (x_{ij} - mean(x_i))^2)
s_p(x_k)合并样本标准偏差与x相同
m被测件组数1
n每组测量次数1
x_{ij}第i组第j次测得值被测量单位
mean(x_i)第i组平均值被测量单位
合并样本标准偏差(公式18)4.3.2.5
\sqrt{(1/m) \cdot \sum_{i=1}^{m} s_i^2}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
sqrt((1/m)*sum_{i=1}^{m} s_i^2)
s_p(x_k)合并样本标准偏差与x相同
m被测件组数1
s_i第i组实验标准偏差被测量单位
合并样本标准偏差(公式19)4.3.2.5
\sqrt{(1/\sum_{i=1}^{m} nu_i) \cdot \sum_{i=1}^{m} nu_i \cdot s_i^2}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
sqrt((1/sum_{i=1}^{m} nu_i)*sum_{i=1}^{m} nu_i * s_i^2)
s_p(x_k)合并样本标准偏差与x相同
m被测件组数1
nu_i第i组实验标准偏差的自由度1
s_i第i组实验标准偏差被测量单位
A类标准不确定度(由合并样本标准偏差)4.3.2.5
\dfrac{s_p(x_k)}{\sqrt{n'}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s_p(x_k)/sqrt(n')
u_A(mean(x))A类标准不确定度被测量单位
s_p(x_k)合并样本标准偏差被测量单位
n'实际测量次数1
A类标准不确定度(预评估重复性)4.3.2.6
\dfrac{s(x)}{\sqrt{n'}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s(x)/sqrt(n')
u(mean(x))A类标准不确定度被测量单位
s(x)预评估的单个测得值实验标准偏差被测量单位
n'实际测量次数1
B类标准不确定度4.3.3.1
\dfrac{a}{k}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
a/k
u_BB类标准不确定度被测量单位
a区间半宽度被测量单位
k置信因子或包含因子1
B类标准不确定度(分辨力)4.3.3.4
\dfrac{delta_x}{2 \cdot \sqrt{3}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
delta_x/(2*sqrt(3))
u(x)分辨力导致的标准不确定度分量被测量单位
delta_x数字显示器分辨力被测量单位
B类标准不确定度的自由度近似计算4.3.3.5
0.5 \cdot (Delta[u(x_i)]/u(x_i))^(-2)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
0.5 * (Delta[u(x_i)]/u(x_i))^(-2)
nu_iB类标准不确定度的自由度1
Delta[u(x_i)]/u(x_i)u(x_i)的相对标准不确定度1
不确定度传播律4.4.1 公式(23)
u_c(y) = \sqrt{\sum_{i=1}^N [ (∂f/∂x_i)^2 \cdot u^2(x_i) ] + 2 \cdot \sum_{i=1}^{N-1} \sum_{j=i+1}^N (∂f/∂x_i) \cdot (∂f/∂x_j) \cdot r(x_i,x_j) \cdot u(x_i) \cdot u(x_j)}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c(y) = sqrt( sum_{i=1}^N [ (∂f/∂x_i)^2 * u^2(x_i) ] + 2 * sum_{i=1}^{N-1} sum_{j=i+1}^N (∂f/∂x_i)*(∂f/∂x_j)*r(x_i,x_j)*u(x_i)*u(x_j) )
y被测量Y的估计值
x_i输入量X_i的估计值
∂f/∂x_i灵敏系数
u(x_i)输入量x_i的标准不确定度
r(x_i,x_j)输入量x_i与x_j的相关系数
不相关时合成标准不确定度4.4.1 公式(24)
u_c(y) = \sqrt{\sum_{i=1}^N [ (∂f/∂x_i)^2 \cdot u^2(x_i) ]}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c(y) = sqrt( sum_{i=1}^N [ (∂f/∂x_i)^2 * u^2(x_i) ] )
y被测量Y的估计值
x_i输入量X_i的估计值
∂f/∂x_i灵敏系数
u(x_i)输入量x_i的标准不确定度
非线性且不相关时合成标准不确定度4.4.1 公式(25)
u_c(y) = \sqrt{\sum_{i=1}^N [ (∂f/∂x_i)^2 \cdot u^2(x_i) ] + \sum_{i=1}^N \sum_{j=1}^N [ (1/2) \cdot (∂^{2f}/(∂x_i∂x_j))^2 + (∂f/∂x_i) \cdot (∂^{3f}/(∂x_i∂x_j^2)) ] \cdot u^2(x_i) \cdot u^2(x_j)}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c(y) = sqrt( sum_{i=1}^N [ (∂f/∂x_i)^2 * u^2(x_i) ] + sum_{i=1}^N sum_{j=1}^N [ (1/2)*(∂^2f/(∂x_i∂x_j))^2 + (∂f/∂x_i)*(∂^3f/(∂x_i∂x_j^2)) ] * u^2(x_i)*u^2(x_j) )
y被测量Y的估计值
x_i输入量X_i的估计值
∂f/∂x_i灵敏系数
∂^2f/(∂x_i∂x_j)二阶偏导数
∂^3f/(∂x_i∂x_j^2)三阶偏导数
u(x_i)输入量x_i的标准不确定度
不相关时合成标准不确定度(用不确定度分量)4.4.2 公式(26)
u_c(y) = \sqrt{\sum_{i=1}^N u_i^2(y)}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c(y) = sqrt( sum_{i=1}^N u_i^2(y) )
y被测量Y的估计值
u_i(y)相应于u(x_i)的输出量y的不确定度分量
简单直接测量合成标准不确定度4.4.2.1 公式(27)
u_c(y) = \sqrt{\sum_{i=1}^N u_i^2}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c(y) = sqrt( sum_{i=1}^N u_i^2 )
y被测量Y的估计值
u_i各不确定度分量
线性模型合成标准不确定度4.4.2.2 公式(28)
u_c(y) = \sqrt{\sum_{i=1}^N A_i^2 \cdot u^2(x_i)}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c(y) = sqrt( sum_{i=1}^N A_i^2 * u^2(x_i) )
y被测量Y的估计值
A_i系数
x_i输入量X_i的估计值
u(x_i)输入量x_i的标准不确定度
幂函数模型合成标准不确定度4.4.2.3 公式(29)
\dfrac{u_c(y)}{|y|} = \sqrt{\dfrac{\sum_{i=1}^N [ P_i \cdot u(x_i)}{x_i ]^2}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c(y)/|y| = sqrt( sum_{i=1}^N [ P_i * u(x_i)/x_i ]^2 )
y被测量Y的估计值
P_i指数
x_i输入量X_i的估计值
u(x_i)输入量x_i的标准不确定度
乘积模型合成标准不确定度4.4.2.3 公式(30)
\dfrac{u_c(y)}{|y|} = \sqrt{\dfrac{\sum_{i=1}^N [ u(x_i)}{x_i ]^2}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c(y)/|y| = sqrt( sum_{i=1}^N [ u(x_i)/x_i ]^2 )
y被测量Y的估计值
x_i输入量X_i的估计值
u(x_i)输入量x_i的标准不确定度
正强相关时合成标准不确定度4.4.3 公式(31)
u_c(y) = | \sum_{i=1}^N (∂f/∂x_i) \cdot u(x_i) |
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c(y) = | sum_{i=1}^N (∂f/∂x_i)*u(x_i) |
y被测量Y的估计值
∂f/∂x_i灵敏系数
u(x_i)输入量x_i的标准不确定度
正强相关且灵敏系数为1时合成标准不确定度4.4.3 公式(32)
u_c(y) = \sum_{i=1}^N u(x_i)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c(y) = sum_{i=1}^N u(x_i)
y被测量Y的估计值
u(x_i)输入量x_i的标准不确定度
协方差估计(同时观测)4.4.4.1 b)1) 公式(33)
u(x_i,x_j) = (1/(n-1)) \cdot \sum_{k=1}^n (x_{ik} - x̄_i) \cdot (x_{jk} - x̄_j)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u(x_i,x_j) = (1/(n-1)) * sum_{k=1}^n (x_{ik} - x̄_i)*(x_{jk} - x̄_j)
x_{ik}第i个输入量的第k次测得值
x_{jk}第j个输入量的第k次测得值
x̄_i第i个输入量的算术平均值
x̄_j第j个输入量的算术平均值
n测量次数
协方差估计(同因相关)4.4.4.1 b)2) 公式(34)
u(x_i,x_j) = (∂F/∂q) \cdot (∂G/∂q) \cdot u^2(q)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u(x_i,x_j) = (∂F/∂q)*(∂G/∂q)*u^2(q)
Fx_i与q的测量函数
Gx_j与q的测量函数
q使x_i与x_j相关的变量Q的估计值
u(q)q的标准不确定度
协方差估计(多变量相关)4.4.4.1 b)2) 公式(35)
u(x_i,x_j) = \sum_{k=1}^L (∂F/∂q_k) \cdot (∂G/∂q_k) \cdot u^2(q_k)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u(x_i,x_j) = sum_{k=1}^L (∂F/∂q_k)*(∂G/∂q_k)*u^2(q_k)
Fx_i与q_1,...,q_L的测量函数
Gx_j与q_1,...,q_L的测量函数
q_k第k个相关变量Q_k的估计值
u(q_k)q_k的标准不确定度
相关系数估计(同时观测)4.4.4.2 a) 公式(36)
r(x,y) = \dfrac{\sum_{i=1}^n (x_i - x̄) \cdot (y_i - ȳ)}{(n-1) \cdot s(x) \cdot s(y)}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
r(x,y) = sum_{i=1}^n (x_i - x̄)*(y_i - ȳ) / ((n-1)*s(x)*s(y))
x_iX的第i次测得值
y_iY的第i次测得值
x̄X的算术平均值
ȳY的算术平均值
s(x)x的实验标准偏差
s(y)y的实验标准偏差
n测量组数
相关系数近似估计4.4.4.2 b) 公式(37)
\dfrac{r(x_i,x_j) ≈ (u(x_i) \cdot δ_j)}{u(x_j) \cdot δ_i}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
r(x_i,x_j) ≈ (u(x_i)*δ_j)/(u(x_j)*δ_i)
x_i输入量X_i的估计值
x_j输入量X_j的估计值
δ_ix_i的变化量
δ_jx_j的变化量
u(x_i)x_i的标准不确定度
u(x_j)x_j的标准不确定度
有效自由度计算公式(一般形式)4.4.5.3
nu_{eff} = \dfrac{u_c^4(y)}{\sum_{i=1}^N (u_i^4(y) / nu_i)}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
nu_eff = u_c^4(y) / sum_{i=1}^N (u_i^4(y) / nu_i)
nu_eff有效自由度
u_c(y)合成标准不确定度
u_i(y)第i个不确定度分量
nu_i第i个分量的自由度
有效自由度计算公式(相对标准不确定度形式)4.4.5.3
nu_{eff} = \dfrac{[u_c(y)}{\dfrac{y]^4}{\sum_{i=1}^N ([P_i u(x_i)/x_i]^4 / nu_i)}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
nu_eff = [u_c(y)/y]^4 / sum_{i=1}^N ([P_i u(x_i)/x_i]^4 / nu_i)
nu_eff有效自由度
u_c(y)合成标准不确定度
y被测量的估计值
P_i第i个输入量的指数
u(x_i)第i个输入量的标准不确定度
x_i第i个输入量的估计值
nu_i第i个分量的自由度
扩展不确定度U计算公式4.5.2
U = k \cdot u_c
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
U = k * u_c
U扩展不确定度
k包含因子
u_c合成标准不确定度
扩展不确定度Up计算公式4.5.3
U_p = k_p \cdot u_c
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
U_p = k_p * u_c
U_p扩展不确定度(包含概率为p)
k_p包含概率为p时的包含因子
u_c合成标准不确定度
包含因子kp计算公式4.5.3
k_p = t_p(nu_{eff})
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
k_p = t_p(nu_eff)
k_p包含概率为p时的包含因子
t_pt分布临界值
nu_eff有效自由度
标准不确定度计算(B类评定)A.1.1
u = \dfrac{a}{k}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u = a / k
u标准不确定度与a相同
a区间半宽度与u相同
k包含因子无量纲
相对标准不确定度计算A.1.2
u_{rel} = \dfrac{u}{x}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_rel = u / x
u_rel相对标准不确定度无量纲
u标准不确定度与x相同
x被测量估计值与u相同
区间半宽度计算A.1.4
a = \dfrac{a_{plus} - a_{minus}}{2}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
a = (a_plus - a_minus) / 2
a区间半宽度与a_plus相同
a_plus区间上限与a相同
a_minus区间下限与a相同
合成标准不确定度(A.2.1)A.2.1
u_c(\bar{V}) = \sqrt{u_A^2(\bar{V}) + u_B^2(\bar{V}) + u^2(\Delta\bar{V})}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c(\bar{V}) = sqrt(u_A^2(\bar{V}) + u_B^2(\bar{V}) + u^2(\Delta\bar{V}))
u_c(\bar{V})合成标准不确定度μV
u_A(\bar{V})A类标准不确定度μV
u_B(\bar{V})B类标准不确定度μV
u(\Delta\bar{V})修正值的不确定度μV
B类标准不确定度(A.2.1)A.2.1
u_B(\bar{V}) = \dfrac{a}{k}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_B(\bar{V}) = a / k
a区间半宽度μV
k包含因子(均匀分布取√3)无量纲
区间半宽度(A.2.1)A.2.1
a = 14e-6 \cdot \bar{V} + 2e-6 \cdot \text{量程}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
a = 14e-6 * \bar{V} + 2e-6 * 量程
\bar{V}电压测量平均值V
量程电压表量程V
合成方差(A.2.2)A.2.2
u_c^2(P) = (∂P/∂V)^2 u^2(V) + (∂P/∂R0)^2 u^2(R0) + (∂P/∂α)^2 u^2(α) + (∂P/∂t)^2 u^2(t)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c^2(P) = (∂P/∂V)^2 u^2(V) + (∂P/∂R0)^2 u^2(R0) + (∂P/∂α)^2 u^2(α) + (∂P/∂t)^2 u^2(t)
P功率W
V电压V
R0温度t0时的电阻Ω
α电阻温度系数1/°C
t温度°C
灵敏系数(A.2.2)A.2.2
\dfrac{∂P}{∂V} = \dfrac{2P}{\dfrac{V; ∂P}{∂R0}} = \dfrac{-P}{\dfrac{R0; ∂P}{∂α}} = \dfrac{-P(t-t0)}{\dfrac{(1+α(t-t0)); ∂P}{∂t}} = \dfrac{-Pα}{1+α(t-t0)}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
∂P/∂V = 2P/V; ∂P/∂R0 = -P/R0; ∂P/∂α = -P(t-t0)/(1+α(t-t0)); ∂P/∂t = -Pα/(1+α(t-t0))
P功率W
V电压V
R0温度t0时的电阻Ω
α电阻温度系数1/°C
t温度°C
t0参考温度°C
相对标准不确定度(A.2.3)A.2.3
\dfrac{u(I)}{I} = \sqrt{(u(Vs)/Vs)^2 + (u(Rs)/Rs)^2}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u(I)/I = sqrt((u(Vs)/Vs)^2 + (u(Rs)/Rs)^2)
I电流A
Vs标准电阻两端电压V
Rs标准电阻Ω
温度t的标准不确定度(A.2.3)A.2.3
u(t) = \sqrt{\dfrac{4(t+t0)^2 [u^2(β)}{\dfrac{β^2 + u^2(Rs)}{Rs^2]}}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u(t) = sqrt(4(t+t0)^2 [u^2(β)/β^2 + u^2(Rs)/Rs^2])
t温度°C
t0参考温度°C
β电阻比Rt/Rs无量纲
Rs标准电阻Ω
协方差(A.2.3)A.2.3
u(I,t) = \dfrac{-2I(t+t0)}{Rs^2 \cdot u^2(Rs)}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u(I,t) = -2I(t+t0)/Rs^2 * u^2(Rs)
I电流A
t温度°C
t0参考温度°C
Rs标准电阻Ω
相对合成标准不确定度(A.2.3)A.2.3
\dfrac{u_c(P)}{P} = \sqrt{\dfrac{4u^2(I)}{\dfrac{I^2 + u^2(t)}{\dfrac{(t+t0)^2 - 4u(I,t)}{I(t+t0)}}}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c(P)/P = sqrt(4u^2(I)/I^2 + u^2(t)/(t+t0)^2 - 4u(I,t)/(I(t+t0)))
P功率W
I电流A
t温度°C
t0参考温度°C
参考电阻合成标准不确定度(A.2.4)A.2.4
u(R_{ref}) = \sqrt{10} \cdot u(R_i)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u(R_ref) = sqrt(10) * u(R_i)
R_ref参考电阻Ω
R_i单个电阻校准值Ω
单个电阻标准不确定度(A.2.4)A.2.4
u(R_i) = \sqrt{(Rs u(α_i))^2 + (α_i u(Rs))^2}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u(R_i) = sqrt((Rs u(α_i))^2 + (α_i u(Rs))^2)
R_i单个电阻校准值Ω
Rs标准电阻Ω
α_i比值无量纲
任意两个电阻校准值的相关系数5
r(R_i, R_j) = \dfrac{u(R_i, R_j)}{u(R_i) \cdot u(R_j)}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
r(R_i, R_j) = u(R_i, R_j) / (u(R_i) * u(R_j))
r(R_i, R_j)相关系数1
u(R_i, R_j)协方差Ω^2
u(R_i)R_i的标准不确定度Ω
u(R_j)R_j的标准不确定度Ω
串联电阻R_ref的合成标准不确定度6
u_c(R_{ref}) = \sum_{i=1}^{10} u(R_s) = 10 \cdot 10 mΩ = 0.10 Ω
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c(R_ref) = sum_{i=1}^{10} u(R_s) = 10 * 10 mΩ = 0.10 Ω
u_c(R_ref)合成标准不确定度Ω
u(R_s)标准电阻的不确定度Ω
被校量块长度校准值A.3.1 1)校准方法
L = L_s + d
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
L = L_s + d
L被校量块长度mm
L_s标准量块在20°C时的长度mm
d长度差mm
长度差d的测量模型A.3.1 2)测量模型
d = L \cdot (1 + alpha \cdot theta) - L_s \cdot (1 + alpha_s \cdot theta_s)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
d = L*(1 + alpha*theta) - L_s*(1 + alpha_s*theta_s)
d长度差mm
L被校量块长度mm
alpha被校量块的热膨胀系数1/°C
theta被校量块的温度与20°C参考温度的差值°C
L_s标准量块在20°C时的长度mm
alpha_s标准量块的热膨胀系数1/°C
theta_s标准量块的温度与20°C参考温度的差值°C
被校量块的测量模型(非线性)A.3.1 2)测量模型
L = (1/(1 + alpha \cdot theta)) \cdot [L_s \cdot (1 + alpha_s \cdot theta_s) + d]
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
L = (1/(1 + alpha*theta)) * [L_s*(1 + alpha_s*theta_s) + d]
L被校量块长度mm
alpha被校量块的热膨胀系数1/°C
theta被校量块的温度与20°C参考温度的差值°C
L_s标准量块在20°C时的长度mm
alpha_s标准量块的热膨胀系数1/°C
theta_s标准量块的温度与20°C参考温度的差值°C
d长度差mm
泰勒展开后的近似线性函数A.3.1 2)测量模型
L ≈ L_s + d + L_s \cdot (alpha_s \cdot theta_s - alpha \cdot theta)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
L ≈ L_s + d + L_s*(alpha_s*theta_s - alpha*theta)
L被校量块长度mm
L_s标准量块在20°C时的长度mm
d长度差mm
alpha_s标准量块的热膨胀系数1/°C
theta_s标准量块的温度与20°C参考温度的差值°C
alpha被校量块的热膨胀系数1/°C
theta被校量块的温度与20°C参考温度的差值°C
避免相关后的测量模型A.3.1 2)测量模型
l ≈ l_s + d - l_s \cdot (delta_{alpha} \cdot theta + alpha_s \cdot delta_{theta})
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
l ≈ l_s + d - l_s*(delta_alpha*theta + alpha_s*delta_theta)
l被校量块长度的估计值mm
l_s标准量块长度的估计值mm
d长度差mm
delta_alpha热膨胀系数差1/°C
theta被校量块的温度与20°C参考温度的差值°C
alpha_s标准量块的热膨胀系数1/°C
delta_theta温度差°C
被测量的估计值A.3.1 2)测量模型
l = l_s + \bar{d}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
l = l_s + d_bar
l被校量块长度的估计值mm
l_s标准量块长度的估计值mm
d_bar长度差的平均值mm
合成标准不确定度公式(一般形式)A.3.1 3)测量不确定度分析
u_c(l) = \sqrt{c1^2 \cdot u^2(l_s) + c2^2 \cdot u^2(d) + c3^2 \cdot u^2(alpha_s) + c4^2 \cdot u^2(theta) + c5^2 \cdot u^2(delta_{alpha}) + c6^2 \cdot u^2(delta_{theta})}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c(l) = sqrt(c1^2*u^2(l_s) + c2^2*u^2(d) + c3^2*u^2(alpha_s) + c4^2*u^2(theta) + c5^2*u^2(delta_alpha) + c6^2*u^2(delta_theta))
u_c(l)合成标准不确定度mm
c1灵敏系数11
u(l_s)标准量块长度的标准不确定度mm
c2灵敏系数21
u(d)长度差的标准不确定度mm
c3灵敏系数31
u(alpha_s)标准量块热膨胀系数的标准不确定度1/°C
c4灵敏系数41
u(theta)温度差的标准不确定度°C
c5灵敏系数51
u(delta_alpha)热膨胀系数差的标准不确定度1/°C
c6灵敏系数61
u(delta_theta)温度差的标准不确定度°C
简化后的合成标准不确定度公式A.3.1 3)测量不确定度分析
u_c(l) = \sqrt{u^2(l_s) + u^2(d) + l_s^2 \cdot theta^2 \cdot u^2(delta_{alpha}) + l_s^2 \cdot alpha_s^2 \cdot u^2(delta_{theta})}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c(l) = sqrt(u^2(l_s) + u^2(d) + l_s^2*theta^2*u^2(delta_alpha) + l_s^2*alpha_s^2*u^2(delta_theta))
u_c(l)合成标准不确定度mm
u(l_s)标准量块长度的标准不确定度mm
u(d)长度差的标准不确定度mm
l_s标准量块长度的估计值mm
theta被校量块的温度与20°C参考温度的差值°C
u(delta_alpha)热膨胀系数差的标准不确定度1/°C
alpha_s标准量块的热膨胀系数1/°C
u(delta_theta)温度差的标准不确定度°C
标准量块校准引入的标准不确定度4)①
u(l_s) = \dfrac{U}{k}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u(l_s) = U / k
u(l_s)标准量块校准引入的标准不确定度nm
U扩展不确定度μm
k包含因子无量纲
平均值的实验标准偏差4)②a
u(\bar{d}) = \dfrac{s(d)}{\sqrt{n}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u(\bar{d}) = s(d) / sqrt(n)
u(\bar{d})平均值的实验标准偏差nm
s(d)单次测量的实验标准偏差nm
n测量次数无量纲
B类评定的标准不确定度4)②b
u_B(d) = \dfrac{a}{\sqrt{3}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_B(d) = a / sqrt(3)
u_B(d)由比较仪示值不准引起的标准不确定度nm
a可能值区间的半宽度μm
自由度估计公式4)②b
\dfrac{ν_i ≈ 1}{\dfrac{2 \cdot [Δu(x_i)}{u(x_i)]^{-2}}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
ν_i ≈ 1/2 * [Δu(x_i)/u(x_i)]^{-2}
ν_i自由度无量纲
Δu(x_i)/u(x_i)不确定度的相对不可靠程度无量纲
长度差引入的标准不确定度合成4)②d
u(d) = \sqrt{u^2(\bar{d}) + u_B^2(d)}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u(d) = sqrt(u^2(\bar{d}) + u_B^2(d))
u(d)长度差引入的标准不确定度nm
u(\bar{d})重复性引起的标准不确定度nm
u_B(d)比较仪示值不准引起的标准不确定度nm
有效自由度计算4)②d
ν_{eff}(d) = \dfrac{u^4(d)}{\dfrac{u^4(\bar{d})}{\dfrac{ν_1 + u_B^4(d)}{ν_2}}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
ν_eff(d) = u^4(d) / (u^4(\bar{d})/ν_1 + u_B^4(d)/ν_2)
ν_eff(d)长度差测量的有效自由度无量纲
u(d)长度差引入的标准不确定度nm
u(\bar{d})重复性引起的标准不确定度nm
ν_1重复性分量的自由度无量纲
u_B(d)比较仪示值不准引起的标准不确定度nm
ν_2B类分量的自由度无量纲
膨胀系数差值引入的标准不确定度4)③
u(δ_α) = \dfrac{a}{\sqrt{3}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u(δ_α) = a / sqrt(3)
u(δ_α)膨胀系数差值引入的标准不确定度°C^-1
a区间半宽度°C^-1
量块温度差引入的标准不确定度4)④
u(δ_θ) = \dfrac{a}{\sqrt{3}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u(δ_θ) = a / sqrt(3)
u(δ_θ)量块温度差引入的标准不确定度°C
a区间半宽度°C
温度偏差的标准不确定度4)⑤
u(θ) = \sqrt{u^2(\bar{θ}) + u^2(Δ)}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u(θ) = sqrt(u^2(\bar{θ}) + u^2(Δ))
u(θ)温度偏差的标准不确定度°C
u(\bar{θ})平均温度不确定度°C
u(Δ)温度周期变化的标准不确定度°C
热膨胀系数引入的标准不确定度4)⑥
u(α_s) = \dfrac{a}{\sqrt{3}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u(α_s) = a / sqrt(3)
u(α_s)热膨胀系数引入的标准不确定度°C^-1
a区间半宽度°C^-1
灵敏系数计算5)①
c_5 = -l_s \cdot θ
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
c_5 = -l_s * θ
c_5灵敏系数mm·°C
l_s标准量块长度mm
θ温度偏差°C
合成标准不确定度5)②
u_c(l) = \sqrt{c_1^2 u^2(l_s) + c_2^2 u^2(d) + c_5^2 u^2(δ_α) + c_6^2 u^2(δ_θ)}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c(l) = sqrt(c_1^2 u^2(l_s) + c_2^2 u^2(d) + c_5^2 u^2(δ_α) + c_6^2 u^2(δ_θ))
u_c(l)合成标准不确定度nm
c_1灵敏系数无量纲
u(l_s)标准量块校准引入的标准不确定度nm
c_2灵敏系数无量纲
u(d)长度差引入的标准不确定度nm
c_5灵敏系数mm·°C
u(δ_α)膨胀系数差值引入的标准不确定度°C^-1
c_6灵敏系数mm·°C^-1
u(δ_θ)量块温度差引入的标准不确定度°C
有效自由度计算5)③
ν_{eff}(l) = \dfrac{u_c^4(l)}{\dfrac{u^4(l_s)}{\dfrac{ν_{eff}(l_s) + u^4(d)}{\dfrac{ν_{eff}(d) + u^4(δ_α)}{\dfrac{ν(δ_α) + u^4(δ_θ)}{ν(δ_θ)}}}}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
ν_eff(l) = u_c^4(l) / (u^4(l_s)/ν_eff(l_s) + u^4(d)/ν_eff(d) + u^4(δ_α)/ν(δ_α) + u^4(δ_θ)/ν(δ_θ))
ν_eff(l)合成标准不确定度的有效自由度无量纲
u_c(l)合成标准不确定度nm
u(l_s)标准量块校准引入的标准不确定度nm
ν_eff(l_s)标准量块校准分量的自由度无量纲
u(d)长度差引入的标准不确定度nm
ν_eff(d)长度差分量的有效自由度无量纲
u(δ_α)膨胀系数差值引入的标准不确定度°C^-1
ν(δ_α)膨胀系数差值分量的自由度无量纲
u(δ_θ)量块温度差引入的标准不确定度°C
ν(δ_θ)量块温度差分量的自由度无量纲
扩展不确定度A.3.1 6)
U_{99} = k_{99} \cdot u_c(L)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
U_99 = k_99 * u_c(L)
U_99扩展不确定度nm
k_99包含因子
u_c(L)合成标准不确定度nm
校准结果A.3.1 7)
l = l_s + \bar{d}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
l = l_s + d_bar
l校准结果mm
l_s标准量块长度mm
d_bar平均长度差mm
二阶项贡献1A.3.1 8)
l_s \cdot u(delta_{alpha}) \cdot u(theta)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
l_s * u(delta_alpha) * u(theta)
l_s标准量块长度m
u(delta_alpha)膨胀系数差的标准不确定度°C^-1
u(theta)温度差的标准不确定度°C
二阶项贡献2A.3.1 8)
l_s \cdot u(alpha_s) \cdot u(delta_{theta})
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
l_s * u(alpha_s) * u(delta_theta)
l_s标准量块长度m
u(alpha_s)标准量块膨胀系数的不确定度°C^-1
u(delta_theta)温度差的标准不确定度°C
考虑二阶项后的合成标准不确定度A.3.1 8)
u_c'(l) = \sqrt{32^2 + 11.7^2 + 1.7^2}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c'(l) = sqrt(32^2 + 11.7^2 + 1.7^2)
u_c'(l)考虑二阶项后的合成标准不确定度nm
校准曲线A.3.2.1
b(t) = y1 + y2 \cdot (t - t0)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
b(t) = y1 + y2*(t - t0)
b(t)温度计修正值°C
y1截距°C
y2斜率
t温度°C
t0参考温度°C
残差平方和A.3.2.2
Q = \sum_{k=1}^{n} [b_k - y1 - y2 \cdot (t_k - t0)]^2
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
Q = sum_{k=1}^{n} [b_k - y1 - y2*(t_k - t0)]^2
Q残差平方和
b_k观测修正值°C
y1截距°C
y2斜率
t_k温度读数°C
t0参考温度°C
y1A.3.2.2
y1 = \dfrac{sum(b_k) \cdot sum(theta_k^2) - sum(b_k \cdot theta_k) \cdot sum(theta_k)}{D}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
y1 = (sum(b_k)*sum(theta_k^2) - sum(b_k*theta_k)*sum(theta_k)) / D
y1截距°C
b_k观测修正值°C
theta_kt_k - t0°C
D分母
y2A.3.2.2
y2 = \dfrac{n \cdot sum(b_k \cdot theta_k) - sum(b_k) \cdot sum(theta_k)}{D}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
y2 = (n*sum(b_k*theta_k) - sum(b_k)*sum(theta_k)) / D
y2斜率
n观测次数
b_k观测修正值°C
theta_kt_k - t0°C
D分母
s^2(y1)A.3.2.2
s^2(y1) = \dfrac{s^2 \cdot sum(theta_k^2)}{D}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s^2(y1) = s^2 * sum(theta_k^2) / D
s^2(y1)截距的实验方差°C^2
s^2估计方差°C^2
theta_kt_k - t0°C
D分母
s^2(y2)A.3.2.2
s^2(y2) = \dfrac{n \cdot s^2}{D}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s^2(y2) = n * s^2 / D
s^2(y2)斜率的实验方差
n观测次数
s^2估计方差°C^2
D分母
相关系数A.3.2.2
r(y1,y2) = \dfrac{- sum(theta_k)}{\sqrt{n \cdot sum(theta_k^2)}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
r(y1,y2) = - sum(theta_k) / sqrt(n * sum(theta_k^2))
r(y1,y2)相关系数
theta_kt_k - t0°C
n观测次数
s^2A.3.2.2
s^2 = \dfrac{sum([b_k - b(t_k)]^2)}{n - 2}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s^2 = sum([b_k - b(t_k)]^2) / (n - 2)
s^2估计方差°C^2
b_k观测修正值°C
b(t_k)预示修正值°C
n观测次数
DA.3.2.2
D = n \cdot sum(theta_k^2) - (sum(theta_k))^2 = n \cdot sum((theta_k - \bar{theta})^2) = n \cdot sum((t_k - \bar{t})^2)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
D = n*sum(theta_k^2) - (sum(theta_k))^2 = n*sum((theta_k - theta_bar)^2) = n*sum((t_k - t_bar)^2)
D分母
n观测次数
theta_kt_k - t0°C
theta_bartheta的平均值°C
t_k温度读数°C
t_bar温度平均值°C
温度计修正值的预示值公式A.3.2.4
b(t) = y1 + y2 \cdot (t - t0)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
b(t) = y1 + y2*(t - t0)
b(t)温度计在温度t时的修正值°C
y1截距°C
y2斜率°C/°C
t温度°C
t0参考温度°C
不确定度传播律通用公式A.3.2.4
u_c^2(y) = \sum_{i=1}^N c_i^2 u^2(x_i) + 2 \cdot \sum_{i=1}^{N-1} \sum_{j=i+1}^N c_i c_j u(x_i) u(x_j) r(x_i, x_j)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c^2(y) = sum_{i=1}^N c_i^2 u^2(x_i) + 2*sum_{i=1}^{N-1} sum_{j=i+1}^N c_i c_j u(x_i) u(x_j) r(x_i, x_j)
u_c(y)合成标准不确定度取决于y的单位
c_i灵敏系数无量纲
u(x_i)输入量x_i的标准不确定度取决于x_i的单位
r(x_i, x_j)输入量x_i和x_j的相关系数无量纲
温度计修正值的合成方差公式A.3.2.4
u_c^2[b(t)] = u^2(y1) + (t - t0)^2 \cdot u^2(y2) + 2 \cdot (t - t0) \cdot u(y1) \cdot u(y2) \cdot r(y1, y2)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c^2[b(t)] = u^2(y1) + (t - t0)^2 * u^2(y2) + 2*(t - t0)*u(y1)*u(y2)*r(y1, y2)
u_c^2[b(t)]温度计修正值的合成方差°C^2
u(y1)y1的标准不确定度°C
u(y2)y2的标准不确定度°C/°C
t温度°C
t0参考温度°C
r(y1, y2)y1和y2的相关系数无量纲
硬度计算公式A.3.3.2
hRC = 100 \cdot (0.002 mm) - d - Δc - Δb - Δs
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
hRC = 100*(0.002 mm) - d - Δc - Δb - Δs
hRC硬度(用长度表示)mm
d硬度计在样块上5次压痕深度的平均值mm
Δc通过传递标准将硬度计与国家计量标准装置比较得到的修正值mm
Δb用两台硬度计分别测量传递标准的两处所得的硬度差mm
Δs包括由于国家计量标准装置以及硬度量定义不完整引起的误差mm
硬度指数计算公式A.3.3.2
HRC = \dfrac{hRC}{0.002 mm}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
HRC = hRC / (0.002 mm)
HRC硬度指数(用洛氏C标尺单位长度表示)HRC
hRC硬度(用长度表示)mm
硬度测量的合成方差公式A.3.3.3
u_c^2(h) = u^2(d) + u^2(Δc) + u^2(Δb) + u^2(Δs)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c^2(h) = u^2(d) + u^2(Δc) + u^2(Δb) + u^2(Δs)
u_c^2(h)硬度测量的合成方差mm^2
u(d)压痕深度平均值的标准不确定度mm
u(Δc)修正值Δc的标准不确定度mm
u(Δb)修正值Δb的标准不确定度mm
u(Δs)修正值Δs的标准不确定度mm
压痕深度平均值的估计方差公式A.3.3.4.1
u^2(\bar{d}) = \dfrac{s_p^2(d_k)}{\dfrac{5 + δ^2}{12}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u^2(d_bar) = s_p^2(d_k)/5 + δ^2/12
u^2(d_bar)压痕深度平均值的估计方差mm^2
s_p(d_k)合并实验标准偏差mm
δ硬度计显示器的分辨力mm
修正值Δc的估计方差公式A.3.3.4.2
u^2(Δc) = \dfrac{s_{av}^2(\bar{z}_{s})}{\dfrac{m + s_{av}^2(\bar{z})}{n}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u^2(Δc) = s_av^2(z_s_bar)/m + s_av^2(z_bar)/n
u^2(Δc)修正值Δc的估计方差mm^2
s_av^2(z_s_bar)国家计量标准装置进行的每个5m列压痕的平均值的实验方差的平均值mm^2
m国家计量标准装置对传递标准块的压痕组数无量纲
s_av^2(z_bar)硬度计进行的每个5n列压痕的平均值的实验方差的平均值mm^2
n硬度计对同一样块的压痕组数无量纲
修正值Δb的估计方差公式A.3.3.4.3
u^2(Δb) = \dfrac{(x_z')^2}{24}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u^2(Δb) = (x_z')^2 / 24
u^2(Δb)修正值Δb的估计方差mm^2
x_z'整个样块内压痕深度的最大差mm
硬度测量的估计方差公式A.3.3.5
u_c^2(h) = \dfrac{s^2(d_k)}{\dfrac{5 + δ^2}{\dfrac{12 + s_{av}^2(\bar{z}_{s})}{\dfrac{m + s_{av}^2(\bar{z})}{\dfrac{n + (x_z')^2}{24 + u^2(Δs)}}}}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c^2(h) = s^2(d_k)/5 + δ^2/12 + s_av^2(z_s_bar)/m + s_av^2(z_bar)/n + (x_z')^2/24 + u^2(Δs)
u_c^2(h)硬度测量的估计方差mm^2
s(d_k)压痕深度的实验标准偏差mm
δ硬度计显示器的分辨力mm
s_av^2(z_s_bar)国家计量标准装置进行的每个5m列压痕的平均值的实验方差的平均值mm^2
m国家计量标准装置对传递标准块的压痕组数无量纲
s_av^2(z_bar)硬度计进行的每个5n列压痕的平均值的实验方差的平均值mm^2
n硬度计对同一样块的压痕组数无量纲
x_z'整个样块内压痕深度的最大差mm
u(Δs)国家计量标准装置和硬度定义引起的标准不确定度mm
硬度值计算公式A.3.3.6 数字举例 1)
H_{RockwellC} = \dfrac{h_{RockwellC}}{0.002 mm} = \dfrac{[100 \cdot (0.002 mm) - \bar{d}]}{0.002 mm}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
H_RockwellC = h_RockwellC / (0.002 mm) = [100 * (0.002 mm) - d_bar] / (0.002 mm)
H_RockwellC洛氏C标尺硬度值HRC
h_RockwellC压痕深度mm
d_bar平均压痕深度mm
合成方差公式A.3.3.6 2) 合成标准不确定度的计算
u_c^2(h) = \dfrac{[s_p(d_k)^2}{\dfrac{5 + δ^2}{\dfrac{12 + s_{av}(z_s)^2}{\dfrac{6 + s_{av}(z)^2}{\dfrac{6 + (x \cdot z')^2}{24 + u(Δ_s)^2]}}}}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c^2(h) = [s_p(d_k)^2/5 + δ^2/12 + s_av(z_s)^2/6 + s_av(z)^2/6 + (x*z')^2/24 + u(Δ_s)^2]
u_c^2(h)硬度的合成方差(HRC)^2
s_p(d_k)合并实验标准偏差HRC
δ硬度计的分辨力HRC
s_av(z_s)传递标准块上由国家计量标准装置进行m列压痕的平均值的实验方差的平均值的平方根HRC
s_av(z)传递标准块上由硬度计进行n列压痕的平均值的实验方差的平均值的平方根HRC
x在传递标准块上压透深度的允许变化量无量纲
z'平均压痕深度(以HRC表示)HRC
u(Δ_s)国家计量标准装置和硬度的定义引入的标准不确定度HRC
合成标准不确定度公式A.3.3.6 2) 合成标准不确定度的计算
u_c(h) = \sqrt{u_c^2(h)}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c(h) = sqrt(u_c^2(h))
u_c(h)硬度的合成标准不确定度HRC
u_c^2(h)硬度的合成方差(HRC)^2
硬度值计算式A.3.3.6 3) 测量结果
h = 64.0 HRC = 0.1280 mm
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
h = 64.0 HRC = 0.1280 mm
h硬度值(以长度表示)mm
相对分子质量计算公式A.3.4.2 4)
M(KOH) = A_r(K) + A_r(O) + A_r(H)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
M(KOH) = A_r(K) + A_r(O) + A_r(H)
M(KOH)氢氧化钾的相对分子质量g/mol
A_r(K)钾的相对原子质量g/mol
A_r(O)氧的相对原子质量g/mol
A_r(H)氢的相对原子质量g/mol
测量模型A.3.4.3 测量模型
ω(KOH) = \dfrac{V(HCl) \cdot c(HCl) \cdot M(KOH)}{m}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
ω(KOH) = V(HCl) * c(HCl) * M(KOH) / m
ω(KOH)样品中氢氧化钾的质量分数无量纲
V(HCl)消耗盐酸标准溶液的体积L
c(HCl)盐酸标准溶液的物质的量浓度mol/L
M(KOH)氢氧化钾的相对分子质量g/mol
m样品的质量g
相对合成标准不确定度公式(一般形式)A.3.4.4 合成标准不确定度的计算公式
\dfrac{u_c(y)}{y} = \sqrt{\dfrac{\sum_{i=1}^{N} [ P_i \cdot u(x_i)}{x_i ]^2}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c(y)/y = sqrt( sum_{i=1}^{N} [ P_i * u(x_i) / x_i ]^2 )
u_c(y)被测量的合成标准不确定度与y相同
y被测量的估计值与y相同
P_i输入量x_i的指数无量纲
u(x_i)输入量x_i的标准不确定度与x_i相同
x_i第i个输入量的估计值与x_i相同
相对合成标准不确定度公式(相对形式)A.3.4.4 合成标准不确定度的计算公式
u_r(y) = \sqrt{\sum_{i=1}^{N} [ P_i \cdot u_r(x_i) ]^2}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_r(y) = sqrt( sum_{i=1}^{N} [ P_i * u_r(x_i) ]^2 )
u_r(y)被测量的相对合成标准不确定度无量纲
P_i输入量x_i的指数无量纲
u_r(x_i)输入量x_i的相对标准不确定度无量纲
氢氧化钾质量分数的相对合成标准不确定度公式A.3.4.4 合成标准不确定度的计算公式
u_{cr}[ω(KOH)] = \sqrt{u_r^2[V(HCl)] + u_r^2[c(HCl)] + u_r^2[M(KOH)] + u_r^2[m]}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_cr[ω(KOH)] = sqrt( u_r^2[V(HCl)] + u_r^2[c(HCl)] + u_r^2[M(KOH)] + u_r^2[m] )
u_cr[ω(KOH)]氢氧化钾质量分数的相对合成标准不确定度无量纲
u_r[V(HCl)]消耗标准溶液体积的相对标准不确定度无量纲
u_r[c(HCl)]盐酸溶液浓度的相对标准不确定度无量纲
u_r[M(KOH)]氢氧化钾相对分子质量的相对标准不确定度无量纲
u_r[m]样品质量的相对标准不确定度无量纲
体积测量相对标准不确定度公式A.3.4.5 1)
u_r[V(HCl)] = \dfrac{a}{k} = \dfrac{0.6\%}{\sqrt{3}} = 0.35\% = 3.5e-3
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_r[V(HCl)] = a / k = 0.6% / sqrt(3) = 0.35% = 3.5e-3
u_r[V(HCl)]消耗标准溶液体积的相对标准不确定度无量纲
a滴定管最大允许误差%
k包含因子无量纲
盐酸浓度相对标准不确定度公式A.3.4.5 2)
u_r[c(HCl)] = \dfrac{U_r}{k} = \dfrac{1e-3}{2} = 0.5e-3
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_r[c(HCl)] = U_r / k = 1e-3 / 2 = 0.5e-3
u_r[c(HCl)]盐酸溶液浓度的相对标准不确定度无量纲
U_r相对扩展不确定度无量纲
k包含因子无量纲
氢氧化钾相对分子质量的标准不确定度公式A.3.4.5 3)
u[M(KOH)] = \sqrt{u^2[A_r(K)] + u^2[A_r(O)] + u^2[A_r(H)]}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u[M(KOH)] = sqrt( u^2[A_r(K)] + u^2[A_r(O)] + u^2[A_r(H)] )
u[M(KOH)]氢氧化钾相对分子质量的标准不确定度g/mol
u[A_r(K)]钾的相对原子质量的标准不确定度g/mol
u[A_r(O)]氧的相对原子质量的标准不确定度g/mol
u[A_r(H)]氢的相对原子质量的标准不确定度g/mol
氢氧化钾相对分子质量的相对标准不确定度公式A.3.4.5 3)
u_r[M(KOH)] = \dfrac{u[M(KOH)]}{M(KOH)} = \dfrac{0.003}{56.10024} = 5.3e-5
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_r[M(KOH)] = u[M(KOH)] / M(KOH) = 0.003 / 56.10024 = 5.3e-5
u_r[M(KOH)]氢氧化钾相对分子质量的相对标准不确定度无量纲
u[M(KOH)]氢氧化钾相对分子质量的标准不确定度g/mol
M(KOH)氢氧化钾的相对分子质量g/mol
样品质量相对标准不确定度公式A.3.4.5 4)
u_r(m) = \sqrt{(U_r/k)^2 + (s_{rep})^2} = \sqrt{(3e-4/3)^2 + (0.3e-4)^2} = 1e-4
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_r(m) = sqrt( (U_r/k)^2 + (s_rep)^2 ) = sqrt( (3e-4/3)^2 + (0.3e-4)^2 ) = 1e-4
u_r(m)样品质量的相对标准不确定度无量纲
U_r称重设备的相对扩展不确定度无量纲
k包含因子无量纲
s_rep测量重复性(实验标准偏差)无量纲
合成标准不确定度计算式A.3.4.6 计算合成标准不确定度
u_{cr}[ω(KOH)] = \sqrt{(3.5e-3)^2 + (0.5e-3)^2 + (5.3e-5)^2 + (0.1e-3)^2} = 3.5e-3
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_cr[ω(KOH)] = sqrt( (3.5e-3)^2 + (0.5e-3)^2 + (5.3e-5)^2 + (0.1e-3)^2 ) = 3.5e-3
u_cr[ω(KOH)]氢氧化钾质量分数的相对合成标准不确定度无量纲
扩展不确定度计算A.3.4.7
U_r = k \cdot u_c
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
U_r = k * u_c
U_r相对扩展不确定度无量纲
k包含因子无量纲
u_c合成标准不确定度无量纲
氢氧化钾质量分数计算A.3.4.8
omega(KOH) = \dfrac{V(HCl) \cdot c(HCl) \cdot M(KOH)}{m}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
omega(KOH) = V(HCl) * c(HCl) * M(KOH) / m
omega(KOH)氢氧化钾的质量分数无量纲
V(HCl)滴定消耗盐酸标准溶液的体积mL
c(HCl)盐酸标准溶液的物质的量浓度mol/L
M(KOH)氢氧化钾的相对分子质量g/mol
m样品质量g
扩展不确定度计算(绝对)A.3.4.8
U = omega(KOH) \cdot U_r
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
U = omega(KOH) * U_r
U扩展不确定度无量纲
omega(KOH)氢氧化钾的质量分数无量纲
U_r相对扩展不确定度无量纲
校准值计算A.3.5.2
y = t_s + Δt_s
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
y = t_s + Δt_s
y被校温度计示值的校准值℃
t_s标准温度计的示值℃
Δt_s标准温度计的修正值℃
标准不确定度合成(u(t_s))A.3.5.3
u(t_s) = \sqrt{u1(t_s)^2 + u2(t_s)^2}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u(t_s) = sqrt(u1(t_s)^2 + u2(t_s)^2)
u(t_s)标准温度计示值的标准不确定度℃
u1(t_s)读数分辨力引入的标准不确定度℃
u2(t_s)恒温槽温场不均匀引入的标准不确定度℃
修正不完善引入的标准不确定度A.3.5.3
u(Δt_s) = \dfrac{U_{95}}{k_p}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u(Δt_s) = U_95 / k_p
u(Δt_s)修正不完善引入的标准不确定度℃
U_95扩展不确定度(置信概率95%)℃
k_p包含因子无量纲
重复性引入的标准不确定度A.3.5.3
u_A = \dfrac{s(y)}{\sqrt{m}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_A = s(y) / sqrt(m)
u_A重复性引入的标准不确定度℃
s(y)单次测量值的实验标准偏差℃
m测量次数次
合成标准不确定度(u_c(y))A.3.5.3
u_c(y) = \sqrt{u1(t_s)^2 + u2(t_s)^2 + u_A^2}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_c(y) = sqrt(u1(t_s)^2 + u2(t_s)^2 + u_A^2)
u_c(y)合成标准不确定度℃
u1(t_s)读数分辨力引入的标准不确定度℃
u2(t_s)恒温槽温场不均匀引入的标准不确定度℃
u_A重复性引入的标准不确定度℃
扩展不确定度(温度计校准)A.3.5.3
U = k \cdot u_c(y)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
U = k * u_c(y)
U扩展不确定度℃
k包含因子无量纲
u_c(y)合成标准不确定度℃
修正值计算A.3.5.3
C = y - t
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
C = y - t
C被校温度计的修正值℃
y被校温度计示值的校准值℃
t被校温度计的示值℃
示值误差计算A.3.5.3
Δ = -C
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
Δ = -C
Δ被校温度计的示值误差℃
C被校温度计的修正值℃
非整ν内插求t_p(ν)附录B注1)
t_p(ν) = \dfrac{t_p(ν2) + (t_p(ν1) - t_p(ν2)) \cdot (ν - ν2)}{ν1 - ν2}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
t_p(ν) = t_p(ν2) + (t_p(ν1) - t_p(ν2)) * (ν - ν2) / (ν1 - ν2)
ν自由度
ν1较低的自由度
ν2较高的自由度
t_p(ν)在概率p和自由度ν下的t值
t_p(ν1)在概率p和自由度ν1下的t值
t_p(ν2)在概率p和自由度ν2下的t值
按非整ν由ν^{-1}内插求t_p(ν)附录B注2)
t_p(ν) = \dfrac{t_p(ν2) + (t_p(ν1) - t_p(ν2)) \cdot (1/ν - 1/ν2)}{\dfrac{1}{\dfrac{ν1 - 1}{ν2}}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
t_p(ν) = t_p(ν2) + (t_p(ν1) - t_p(ν2)) * (1/ν - 1/ν2) / (1/ν1 - 1/ν2)
ν自由度
ν1较低的自由度
ν2较高的自由度
t_p(ν)在概率p和自由度ν下的t值
t_p(ν1)在概率p和自由度ν1下的t值
t_p(ν2)在概率p和自由度ν2下的t值
标准中"施加在执行过程与条件上的要求"(C1 环境 / C4 样品 / C6 质控 / C7 条件限值 / C8 适用范围 / C9 过程参数),是原始记录模板与自动核查的数据源。
C8 · 适用范围与限制扩展不确定度U · 包含因子k
在给出扩展不确定度 U 时,一般应注明所取的 k 值。给出扩展不确定度U时出处:6.3
C8 · 适用范围与限制钢棒长度 · 温度修正
钢棒在与环境温度 23°C 平衡时的长度不同于拟测量的规定温度为 20°C 时的长度,这种情况下必须修正。钢棒在与环境温度23°C平衡时的长度不同于拟测量的规定温度为20°C时的长度出处:1
C8 · 适用范围与限制复现性 · 条件说明
在给出复现性时应说明改变和未变的条件及实际改变到什么程度。给出复现性时出处:1
C8 · 适用范围与限制条件说明 · 改变和未变的条件
对条件的说明应包括改变和未变的条件以及实际改变到什么程度。对条件的说明出处:1
C8 · 适用范围与限制合成标准不确定度 · 协方差
在测量模型中的输入量相关的情况下,当计算合成标准不确定度时必须考虑协方差。在测量模型中的输入量相关的情况下出处:5
C8 · 适用范围与限制包含区间 · 命名
不应把包含区间称为置信区间,以避免与统计学概念混淆。出处:1
C8 · 适用范围与限制包含概率 · 命名
为避免与统计学概念混淆,不应把包含概率称为置信水平。出处:3
C8 · 适用范围与限制零的测量不确定度 · 概念适用
零的测量不确定度的概念也适用于当对样品与空白进行测量并获得差值时。当对样品与空白进行测量并获得差值时出处:1
C8 · 适用范围与限制不确定度报告 · 内容
不确定度报告应该包括测量模型、估计值、测量模型中与各个量相关联的测量不确定度、协方差、所用的概率密度分布函数的类型、自由度、测量不确定度的评定类型和包含因子。出处:2
C8 · 适用范围与限制测量不确定度的来源 · 分析
测量不确定度的来源必须根据实际测量情况进行具体分析。出处:4.1.2
C8 · 适用范围与限制不确定度来源 · 考虑范围
分析时,除了定义的不确定度外,可从测量仪器、测量环境、测量人员、测量方法等方面全面考虑,特别要注意对测量结果影响较大的不确定度来源,应尽量做到不遗漏、不重复。出处:4.1.2
C8 · 适用范围与限制测得值 · 离群值剔除
在测量不确定度评定中,应剔除测得值中的离群值(异常值)。在测量不确定度评定中出处:4.1.4
C8 · 适用范围与限制离群值 · 剔除方法
离群值的剔除应通过对数据的适当检验后进行。出处:4.1.4
C8 · 适用范围与限制测量模型 · 线性化
如果是非线性函数,应采用泰勒级数展开并忽略其高阶项,将被测量近似为输入量的线性函数,才能进行测量不确定度评定。如果是非线性函数出处:4.2.8
C8 · 适用范围与限制合成标准不确定度 · 高阶项
若测量函数为明显非线性,合成标准不确定度评定中必须包括泰勒级数展开中的主要高阶项。若测量函数为明显非线性出处:4.2.8
C8 · 适用范围与限制计算方法 · 公式选择
但当 f 是 X_i 的非线性函数时,应采用公式(5)的计算方法。当 f 是 X_i 的非线性函数时出处:4.2.9
C8 · 适用范围与限制不确定度分量 · 预估
在识别不确定度来源后,对不确定度各个分量作一个预估是必要的,测量不确定度评定的重点应放在识别并评定那些重要的、占支配地位的分量上。在识别不确定度来源后出处:4.3.1.1
C8 · 适用范围与限制测量重复性 · 预先测量次数
≥ 10 次日常开展同一类被测件的常规检定、校准或检测工作中,如果测量系统稳定,测量重复性无明显变化出处:4.3.1.2
C8 · 适用范围与限制实验标准偏差 · 重新测量
应注意,当怀疑测量重复性有变化时,应及时重新测量和计算实验标准偏差 s(x_k) 。当怀疑测量重复性有变化时出处:4.3.1.2
C8 · 适用范围与限制测得值 · 独立性
此外,这一测量程序中的重复测量所得的测得值,应相互独立。这一测量程序中的重复测量出处:4.3.2.8
C8 · 适用范围与限制A类评定 · 随机效应
A类评定时应尽可能考虑随机效应的来源,使其反映到测得值中去。出处:4.3.2.8
C8 · 适用范围与限制A类评定 · 样品抽取
A 类评定时应该在这批材料中抽取足够多的样品进行测量,以便把不同样品间可能存在的随机差异导致的不确定度分量反映出来;若被测量是一批材料的某一特性出处:4.3.2.9
C8 · 适用范围与限制测量仪器调零 · 重新调零
获得 A 类评定的数据时应注意每次测量要重新调零,以便计入每次调零的随机变化导致的不确定度分量;若测量仪器的调零是测量程序的一部分出处:1
C8 · 适用范围与限制直径测量 · 方向随机
在直径的重复测量中,应随机地选取不同的方向测量;通过直径的测量计算圆的面积时出处:2
C8 · 适用范围与限制最大允许误差 · 区间半宽度
可以按检定规程规定的该等级的最大允许误差得到对应区间的半宽度;当测量仪器或实物量具给出准确度等级时出处:4
C8 · 适用范围与限制不确定度 · 分布假设
通常假设为均匀分布;由数据修约、测量仪器最大允许误差或分辨力、参考数据的误差限、度盘或齿轮的回差、平衡指示器调零不准、测量仪器的滞后或摩擦效应导致的不确定度出处:6
C8 · 适用范围与限制B类评定的标准不确定度 · 自由度
一般情况下,B 类评定的标准不确定度可以不给出其自由度。除用户要求或为获得 U_p 而必须求得 u_c 的有效自由度外出处:4.3.3.5
C8 · 适用范围与限制合成标准不确定度 · 高阶项
被测量的估计值 y 的合成标准不确定度 u_c(y) 的表达式中应包括泰勒级数展开式中的高阶项。若各输入量间均不相关,必要时出处:4.3.3.6
C8 · 适用范围与限制不确定度分量 · 单位折算
这种情况下,应注意将测量不确定度分量的计量单位折算到被测量的计量单位。当简单直接测量,测量模型为 y = x 时出处:4.4.2.1
C8 · 适用范围与限制温度影响 · 折算
应该通过被测件材料的温度系数将温度的变化折算到长度的变化。例如温度对长度测量的影响导致长度测得值的不确定度出处:4.4.2.1
C8 · 适用范围与限制合成标准不确定度 · 协方差
则在计算合成标准不确定度时就不须再引入 x_i 与 x_j 的协方差或相关系数了。只要在测量模型中把温度 T 作为独立的附加输入量出处:4.4.4.1
C8 · 适用范围与限制测量结果 · 有效自由度
当需要评定 U_{p} 时为求得 k_{p} 而必须计算 u_{c}(y) 的有效自由度 \nu_{eff}当需要评定 U_p 时出处:4.4.5.1
C8 · 适用范围与限制包含因子 k 值 · 取值
当取其他值时,应说明其来源。当取其他值时出处:4.5.1
C8 · 适用范围与限制扩展不确定度 U · 包含因子 k 值
当给出扩展不确定度 U 时,一般应注明所取的 k 值当给出扩展不确定度 U 时出处:4.5.1
C8 · 适用范围与限制扩展不确定度 U_p · 有效自由度
在给出 U_{p} 时,应同时给出有效自由度 \nu_{eff}在给出 U_p 时出处:4.5.1
C8 · 适用范围与限制扩展不确定度 U_p · 计算方法
如果可以确定 Y 可能值的分布不是正态分布,而是接近于其他某种分布,则不应按 k_{p}=t_{p}(\nu_{eff}) 计算 U_{p}如果可以确定 Y 可能值的分布不是正态分布,而是接近于其他某种分布出处:4.5.1
C8 · 适用范围与限制测量结果 · 报告内容
完整的测量结果应报告被测量的估计值及其测量不确定度以及有关的信息。出处:4.5.4
C8 · 适用范围与限制报告 · 详细程度
报告应尽可能详细,以便使用者可以正确地利用测量结果。出处:5.1.1
C8 · 适用范围与限制测量结果 · 报告方式
当用合成标准不确定度报告测量结果时,应:当用合成标准不确定度报告测量结果时出处:5.1.4
C8 · 适用范围与限制合成标准不确定度 · 报告形式
为了避免与扩展不确定度混淆,本规范对合成标准不确定度的报告,规定不使用 m_{s} = (100.02147 ± 0.00035) g 的形式。出处:5.2.1
C8 · 适用范围与限制测量结果 · 报告方式
当用扩展不确定度 U 或 U_{p} 报告测量结果的不确定度时,应:当用扩展不确定度 U 或 U_p 报告测量结果的不确定度时出处:5.2.1
C8 · 适用范围与限制扩展不确定度 · 包含因子和自由度
对 U 应给出 k 值,对 U_{p} 应给出 p 和 \nu_{eff}出处:5.2.2
C8 · 适用范围与限制相对不确定度 · 表示符号
相对不确定度的表示应加下标 r 或 rel。出处:5.2.2.2
C8 · 适用范围与限制测量不确定度表述和评定 · 符号
测量不确定度表述和评定时应采用规定的符号,见附录 C。出处:5.3.2
C8 · 适用范围与限制不确定度 · 表示形式
例如: u_{c}=0.1\ mm 或 U=0.2 mm,不应写成 u_{c}=±0.1\ mm 或 U=±0.2\ mm出处:5.3.4
C8 · 适用范围与限制估计值 y 和不确定度 · 有效数字位数
估计值 y 的数值和它的合成标准不确定度 u_{c}(y) 或扩展不确定度 U 的数值都不应该给出过多的位数。出处:5.3.7
C8 · 适用范围与限制最终报告的 u_c(y) 和 U · 有效数字位数
通常最终报告的 u_{c}(y) 和 U 根据需要取一位或两位有效数字。出处:5.3.8
C8 · 适用范围与限制u_c(y) 和 U · 有效数字位数
u_{c}(y) 和 U 的有效数字的首位为 1 或 2 时,一般应给出两位有效数字。有效数字的首位为 1 或 2 时出处:5.3.8.1
C8 · 适用范围与限制不确定度分量 · 有效数字位数
对于评定过程中的各不确定度分量 u(x_{i}) 或 u_{i}(y) ,为了在连续计算中避免修约误差导致不确定度而可以适当保留多一些位数。为了在连续计算中避免修约误差导致不确定度出处:5.3.8.1
C8 · 适用范围与限制u_c(y) 和 U · 修约规则
当计算得到的 u_{c}(y) 和 U 有过多位的数字时,一般采用常规的修约规则将数据修约到需要的有效数字,修约规则参见 GB/T 8170—2008当计算得到的 u_c(y) 和 U 有过多位的数字时出处:5.3.8.1
C8 · 适用范围与限制被测量的估计值 · 修约
通常,在相同计量单位下,被测量的估计值应修约到其末位与不确定度的末位一致。在相同计量单位下出处:5.3.8.2
C8 · 适用范围与限制校准值或修正值的不确定度 · 评定时机
在校准证书中,校准值或修正值的不确定度一般应针对每次校准时的实际情况进行评定。在校准证书中出处:5.3.8.3
C8 · 适用范围与限制测量不确定度 · 对应性
测量不确定度是对应于每个测量结果的,因此对不同参数、不同测量范围的不同量值,应分别给出相应的测量不确定度。出处:2
C8 · 适用范围与限制科研项目 · 目标不确定度
在与测量有关的科研项目立项和方案论证时,应该提出目标不确定度,并做出测量不确定度预先分析报告,论证目标不确定度的可行性。在与测量有关的科研项目立项和方案论证时出处:6.3.2
JJF 1001—2011通用计量术语及定义规范性引用
GB/T 70—2008数值修约规则与极限数值的表示和判定规范性引用
GB 3101—1993有关量、单位和符号的一般原则规范性引用
GB/T 4883—2008数据的统计处理和解释 正态样本离群值的判断和处理规范性引用
ISO/IEC GUIDE 98-3: 2008测量不确定度 第3部分:测量不确定度表示指南规范性引用
ISO 3534-1: 2006统计学术语和符号 第1部分:一般统计术语和概率术语规范性引用
不直接构成认可能力认可领域:未识别
本标准为技术规范,属管理/基础/参考类文件,不直接构成检测能力;CNAS 能力范围中无需为其单列检测能力条目。
解析模型与复核模型对以下关键数值意见不一。 点击您认可的一侧卡片即可投票,多数人的意见即最终结论;每项仅可投一次,首次投票 +2 LP。 已定案项目会在正文对应位置标注 ⚖,悬停可见两模型的分歧详情。
复核项加载中…
本页内容由 AI 从标准公开文本自动解析生成,条款级溯源("出处"列)。仅供学习参考,检测判定请以标准正式原文为准。
LabPowerTools · 超级标准
© 2026 LabPowerTools