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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)
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)
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
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
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 )
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
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
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)
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)
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)))
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)
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)
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
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
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