第一篇：探討出租車計價誤差測量不確定度的評定論文

出租汽車計價器計費的使用情況

1.1 參數相同產生的誤差

為方便了解出租車計價器使用的情況，我們以一輛租車為

樣本，在不同的時間、相同地點、同一駕駛員，取十次實驗樣本.1.2 參數不同產生的誤差

為了進一步了解出租汽車計價器產生誤差的選因，現在選取不同的出租汽車在不同的時間、不同的地點、使用不同的駕駛員進行駕駛實驗出租汽車計價器產生的誤差。由于這類統計很難直接統計出每一次測試的參數，所以以不確定度產生的分類與該不確定度出現的狀況進行統計.計價器產生誤差的綜合分析

2.1 綜合誤差分析

以實際情況來說，由于種種因素目前出租汽車計價器一定會出現誤差，要讓計價器的誤差結果盡量減少，就要對誤差產生的不確定性進行評定。

2.2 出租汽車輪胎修正系數與誤差計算

由于出租汽車的滾輪運行的情況不一，有時可能會產生直

徑的誤差，它會使計價器產生誤產。為了避免誤差帶來的計價

誤差，因此有必要引進輪胎修正系數對出租汽車計價器產生的不確定度進行修正。目前現行的輪胎修正系數公式為：

C=(A/B-1)*100%

該公式的各項參數數值為：

C(單位：%)：輪胎修正值;

A(單位：米)：主滾輪上測出的左右驅動輪轉5 周的平均值;

B(單位：米)：在地面上測出的左右驅動輪轉5 周的平均值。

以上輪胎修正系數被應用到出租汽車計價器計價公式中，目前現行的出租汽車計價器使用的公式為：

Dw=(D*(1+C)-Jd)/Jd*100%

該公式的各項參數數值為：

Dw(單位：%)：使用誤差;

D(單位：米)：計價器顯示的實際路程

C(單位：%)：輪胎修正值;

Jd(單位：米)：檢定裝置顯示的里數;

誤差值取相關規定的誤差數+1.0%--4.0%

2.3 出租汽車計價器的誤差評估方法

1)全程誤差評估

全程進行評估，就要考慮到出租汽車每一米雖然產生的誤差雖然很微小，然而如果出租汽車行駛的距離過長，經過積累，它可能會產生很大的誤差，因此要對全程的誤差進行評估。比如計程差行駛固定的距離后對可能產生的誤差進行修正，使出租汽車的計價盡可能貼進真實的計價結果。

評估方法如下：假設將出租汽車計價器的初始值設定為k1，那么如果行駛D 公里后，可得到計價器的結果為Jd，如果引用輪胎修正系數可對全程誤差進行評估，所得結果為：Jd/(1+C)/K1×D，應用該值可對全程產生的誤差進行評估和修正。

2)分段誤差評估

分段計算評估，是指出租汽車計價器每隔一段時間就可能會產生一個微小的誤差，這個誤差會不確定的、不均勻的分布。因此要對計程產生生的平均分段計算產生的誤差進行評估并進行合理的修正，如果能不斷的修整分段計算評估，就會在計算時減少全程誤差的出現。

評估方法如下：根據以上全程評估結果，如果將之進行平均分段，如果檢定裝置中的實際里程為：Jd，那么實際上車輛行駛的里程為：Jd/(1+C)，如果設計價器無誤差的數值為k，那么計價器上顯示的數值為：K×Jd/(1+C)。然而實際上出租汽車是會出現誤差的，所以這個K 值為：

3)最大誤差評估

最大誤差計算是指出租汽車的計價器誤差是不可避免的，然而為了讓這種誤差減少對計費的影響，所以必須將誤差控制在一個范圍以內，這個范圍內的計價誤差是允許的，如果出現更大的誤差，就要對出租汽車與計價器進行調整。

出租汽車在實際行駛時，輪胎修正系數難以確定，因此以

上的公式可以簡化為：

K=K1*D/Jd

依照目前的實際行駛情況，一般允許K 值在300-1000 以內浮動，新車通常設定為500。

4)整體誤差評估

出租汽車在行駛時，如果出租汽車計價器經常使用，而不進行調整，有可能會出現計價器使用的參數已不再符合該出租汽車的實際情況，所以要針對出租汽車整體駕駛情況進行評估。目前是定期對出租汽車與計價器進行維護，將K 值控制在誤差范圍內。結語

出租汽車的計價器產生誤差是難以避免的事情，為了使不確定性盡量減小，需針對它的分類并做好評估工作，才能對計價器進行合理修正，使出租汽車的計價更加準確。

第二篇：測量不確定度

測量不確定度

開放分類： 儀器、測量

測量不確定度是指“表征合理地賦予被測量之值的分散性，與測量結果相聯系的參數”。

這個定義中的“合理”，意指應考慮到各種因素對測量的影響所做的修正，特別是測量應處于統計控制的狀態下，即處于隨機控制過程中。也就是說，測量是在重復性條件(見JJG1001－1998《通用計量術語及定義》第條，本文××條均指該規范的條款號)或復現性條件(見

條)下進行的，此時對同一被測量做多次測量，所得測量結果的分散性可按現性標準〔偏〕差sR表示。

條的貝塞爾公式算出，并用重復性標準〔偏〕差sr或復

定義中的“相聯系”，意指測量不確定度是一個與測量結果“在一起”的參數，在測量結果(見整表示中應包括測量不確定度。

條)的完

測量不確定度從詞義上理解，意味著對測量結果可信性、有效性的懷疑程度或不肯定程度，是定量說明測量結果的質量的一個參數。實際上由于測量不完善和人們的認識不足，所得的被測量值具有分散性，即每次測得的結果不是同一值，而是以一定的概率分散在某個區域內的許多個值。雖然客觀存在的系統誤差是一個不變值，但由于我們不能完全認知或掌握，只能認為它是以某種概率分布存在于某個區域內，而這種概率分布本身也具有分散性。測量不確定度就是說明被測量之值分散性的參數，它不說明測量結果是否接近真值。

為了表征這種分散性，測量不確定度用標準〔偏〕差表示。在實際使用中，往往希望知道測量結果的置信區間，因此，在本定義注1中規定：測量不確定度也可用標準〔偏〕差的倍數或說明了置信水準的區間的半寬度表示。為了區分這兩種不同的表示方法，分別稱它們為標準不確定度和擴展不確定度。

在實踐中，測量不確定度可能來源于以下10個方面：

(1)對被測量的定義不完整或不完善；

(2)實現被測量的定義的方法不理想；

(3)取樣的代表性不夠，即被測量的樣本不能代表所定義的被測量；

(4)對測量過程受環境影響的認識不周全，或對環境條件的測量與控制不完善；

(5)對模擬儀器的讀數存在人為偏移；

(6)測量儀器的分辨力或鑒別力不夠；

(7)賦與計量標準的值和參考物質(標準物質)的值不準；

(8)引用于數據計算的常量和其它參量不準；

(9)測量方法和測量程序的近似性和假定性；

(10)在表面上看來完全相同的條件下，被測量重復觀測值的變化。

由此可見，測量不確定度一般來源于隨機性和模糊性，前者歸因于條件不充分，后者歸因于事物本身概念不明確。這就使得測量不確定度一般由許多分量組成，其中一些分量可以用測量列結果(觀測值)的統計分布來進行估算，并且以實驗標準〔偏〕差(見

條)表征；而另一些分量可以用其它方法(根據經驗或其它信息的假定概率分布)來進行估算，并且也以標準〔偏〕差表征。所有這些分量，應理解為都貢獻給了分散性。若需要表示某分量是由某原因導致時，可以用隨機效應導致的不確定度和系統效應導致的不確定度，而不要用“隨機不確定度”和“系統不確定度”這兩個業已過時或淘汰的術語。例如：由修正值和計量標準帶來的不確定度分量，可以稱之為系統效應導致的不確定度。

不確定度當由方差得出時，取其正平方根。當分散性的大小用說明了置信水準的區間的半寬度表示時，作為區間的半寬度取負值顯然也是毫無意義的。當不確定度除以測量結果時，稱之為相對不確定度，這是個無量綱量，通常以百分數或10的負數冪表示。

在測量不確定度的發展過程中，人們從傳統上理解它是“表征(或說明)被測量真值所處范圍的一個估計值(或參數)”；也有一段時期理解為“由測量結果給出的被測量估計值的可能誤差的度量”。這些曾經使用過的定義，從概念上來說是一個發展和演變過程，它們涉及到被測量真值和測量誤差這兩個理想化的或理論上的概念(實際上是難以操作的未知量)，而可以具體操作的則是現定義中測量結果的變化，即被測量之值的分散性。早在七十年代初，國際上已有越來越多的計量學者認識到使用“不確定度”代替“誤差”更為科學，從此，不確定度這個術語逐漸在測量領域內被廣泛應用。1978年國際計量局提出了實驗不確定度表示建議書INC-1。1993年制定的《測量不確定度表示指南》得到了BIPM、OIML、ISO、IEC、IUPAC、IUPAP、IFCC

七個國際組織的批準，由ISO出版，是國際組織的重要權威文獻。我國也已于1999年頒布了與之兼容的測量不確定度評定與表示計量技術規范。至此，測量不確定度評定成為檢測和校準實驗室必不可少的工作之一。由于測量不確定度的理論較新，在理解上有一定難度。本文就不確定度的一些特點進行討論。

一、測量結果是一個區域

測量的目的是為了確定被測量的量值。測量結果的品質是量度測量結果可信程度的最重要的依據。測量不確定度就是對測量結果質量的定量表征，測量結果的可用性很大程度上取決于其不確定度的大小。所以，測量結果表述必須同時包含賦予被測量的值及與該值相關的測量不確定度，才是完整并有意義的。

表征合理地賦予被測量之值的分散性、與測量結果相聯系的參數，稱為測量不確定度。字典中不確定度（uncertainty）的定義為“變化、不可靠、不確知、不確定”。因此，廣義上說，測量不確定度意味著對測量結果可信性、有效性的懷疑程度或不肯定程度。實際上，由于測量不完善和人們認識的不足，所得的被測量值具有分散性，即每次測得的結果不是同一值，而是以一定的概率分散在某個區域內的多個值。雖然客觀存在的系統誤差是一個相對確定的值，但由于我們無法完全認知或掌握它，而只能認為它是以某種概率分布于某區域內的，且這種概率分布本身也具有分散性。測量不確定度正是一個說明被測量之值分散性的參數，測量結果的不確定度反映了人們在對被測量值準確認識方面的不足。即使經過對已確定的系統誤差的修正后，測量結果仍只是被測量值的一個估計

值，這是因為，不僅測量中存在的隨機效應將產生不確定度，而且，不完全的系統效應修正也同樣存在不確定度。

原來流量量傳體系中要求上一級標準器的允許誤差需小于下一級標準器的1/2～

1/3，不確定度理論的發展使得大家認可測量結果的不確定度按不確定度評定方法進行分析，當被測儀器重復性很好且測量過程得到較好控制時，兩級標準器不確定度的差異可能會相差無幾，這樣就大大減少了傳遞過程中精度的損失，使得量值傳遞體系更為合理。

二、不確定度與誤差

概率論、線性代數和積分變換是誤差理論的數學基礎，經過幾十年的發展，誤差理論已自成體系。實驗標準差是分析誤差的基本手段，也是不確定度理論的基礎。因此從本質上說不確定度理論是在誤差理論基礎上發展起來的，其基本分析和計算方法是共同的。但在概念上存在比較大的差異。

測量不確定度表明賦予被測量之值的分散性，是通過對測量過程的分析和評定得出的一個區間。測量誤差則是表明測量結果偏離真值的差值。經過修正的測量結果可能非常接近于真值（即誤差很小），但由于認識不足，人們賦予它的值卻落在一個較大區間內（即測量不確定度較大）。測量不確定度與測量誤差在概念上有許多差異.三、不確定度的A類評定與B類評定

用對觀測列的統計分析進行評定得出的標準不確定度稱為A類標準不確定度，用不同于對觀測列的統計分析來評定的標準不確定度稱為B類標準不確定度。將不確定度分為“A”類與“B”類，僅為討論方便，并不意味著兩類評定之間存在本質上的區別，A類不確定度是

由一組觀測得到的頻率分布導出的概率密度函數得出：B類不確定度則是基于對一個事件發生的信任程度。它們都基于概率分布，并都用方差或標準差表征。兩類不確定度不存在那一類較為可靠的問題。一般來說，A類比B類較為客觀，并具有統計學上的嚴格性。測量的獨立性、是否處于統計控制狀態和測量次數決定A類不確定度的可靠性。

“A”、“B”兩類不確定度與“隨機誤差”與“系統誤差”的分類之間不存在簡單的對應關系。“隨機”與“系統”表示誤差的兩種不同的性質，“A”類與“B”類表示不確定度的兩種不同的評定方法。隨機誤差與系統誤差的合成是沒有確定的原則可遵循的，造成對實驗結果處理時的差異和混亂。而A類不確定度與B類不確定度在合成時均采用標準不確定度，這也是不確定度理論的進步之一。

第三篇：鋼卷尺示值誤差測量結果不確定度評定

鋼卷尺示值誤差測量結果不確定度評定

1、測量方法：將被檢鋼卷尺和標準鋼卷尺平鋪在檢定臺上，并分別加以相應的拉力后，被檢鋼卷尺與標準鋼卷尺進行比較測量。兩者之差即為比較鋼卷尺的示值誤差。當比較鋼卷尺的標稱長度大于5m時，采用分段方法進行檢測（以30米比較鋼卷尺，5m標準鋼卷尺及檢定臺分6段為例）。

2、數學模型

?L?L??Ls20?(t?20)(?1??2)L??L?

其中：(t?20)(?1??2)L為被檢尺與標準尺偏離20℃的溫度修正，當普通鋼卷尺不進行溫度修正時，則公式為：

?L?L??Ls20??L?

即：?L?L??L?Ls20

設：ai?L??L；a0?Ls20；?L?a?a0 式中：?L——被檢鋼卷尺示值誤差（mm）； ； a——被檢鋼卷尺測量值（mm）。a0——標準值（mm）

3、方差和靈敏系數

??f?2依據

uc????u2(xi)

??x?2uc?u2(?L)?c2(a)u2(a)?c2(a0)u2(a0)2式中：c(a)??(?L)?(?L)?1，c(a0)???1 ?a?a0222 uc?u2(?L)?ua?ua0當被檢鋼卷尺的標稱長度大于5m時，采用分段方法檢測：被檢鋼卷尺全長示值誤差：

?L全???i??(a1?a0)?(a2?a0)?(a3?a0)????????(ai?a0)???ai?na0

i?1i?1nn式中：?L全——被檢鋼卷尺全長示值誤差（mm）；

； ai——第i段被檢鋼卷尺測量值（mm）； a0——標準值（mm）n——分段數。

靈敏系數：??L??L??L??L??L??n。???????????1，?a0?ai?a1?a2?ai4、標準不確定度分量來源及評定

4.1、由標準鋼卷尺標準值引入的不確定度分量ua0 4.1.1、標準鋼卷尺的測量不確定度引入的不確定度分量ua01

根據JJG741-2005《標準鋼卷尺》計量檢定規程的規定，標準鋼卷尺的測量不確定度為：

U?(5?5L)?m，k?2

因此：當L=5m時：u01?(5?5?5)/2?0.015mm＝15?m 4.1.2、標準鋼卷尺示值穩定性引入的不確定度分量ua02

根據JJG741-2005《標準鋼卷尺》計量檢定規程的規定，標準鋼卷尺示值誤差的年變化量不超過0.01Lmm，因此，當L?5m時年變化量不超過0.05mm，其屬于半寬為0.025mm的均勻分布，覆蓋因子k?3

當L?5m時：u02?0.025/3?14?m 4.1.3、由拉力偏差給出的不確定度分量u03

L?103??p??

9.8EF由拉力引起的偏差為：

式中：L——標準鋼卷尺的長度；

?p——拉力偏差，由JJG741-2005《標準鋼卷尺》計量檢定規程中給出?p?0.5N；

E——彈性系數E=20000kg/mm2； F——標準鋼卷尺尺帶橫截面積；

取尺帶橫截面的寬度12mm；厚度為0.22mm；則F=2.64mm2 L?103?0.5?9.66?10?4?L 即：??9.8?20000?2.64拉力偏差以相等的概率出現在半寬為0.5N的區間，故：k?3 當L?5m時，u03?9.66?10?4?5/3?0.0048/3?2.8?m 標準鋼卷尺標準值引入的不確定度分量ua0： 當L?5m時，ua0?222ua?ua?ua?152?142?2.82?21?m 0102034.2、被檢鋼卷尺測量值引入的標準不確定度分量ua 4.2.1、測量重復性引入的不確定度分量ua1

采用0.01mm的讀數顯微鏡對被檢鋼卷尺等精度獨立測量10次，實驗標準偏差ua1?40?m 4.2.2、被檢鋼卷尺拉力偏差引入的標準不確定度分量ua2 根據JG4-1999《鋼卷尺》計量檢定規程規定，拉力偏差?p?1N 取尺帶橫截面寬度為10mm，厚度為0.14mm，則F=1.40mm2 同上文由拉力引起的偏差為??3.64?10?L

k?當L=5m時，ua2?3.64?10?4?5/3?11?m 4.2.3、線膨脹系數差引入的標準不確定度分量ua3

標準鋼卷尺與被檢鋼卷尺線膨脹系數均為??11.5?10℃，兩種材料線膨脹系數界限在?6?1?43

(11.5?2)?10?6℃?1的范圍內，以相同的概率出現在4×10-6℃-1區間內，屬于半寬為2×10-6℃-1的均勻分布，包含因子-6k?則：

根據JG4-1999《鋼卷尺》計量檢定規程規定，檢定溫度為（20±5）℃，溫度偏離20℃的極限值為?t?5℃，故：

ua2?L?103??t?u??

因此，當L=5m時，ua3?5?10?5?1.15?103?6?29?m

4.2.4、標準鋼卷尺與被檢鋼卷尺之間的溫度差引入的標準不確定度分量ua4 在測量時，標準鋼卷尺與被檢鋼卷尺都需要在符合要求的溫度環境條件下，充分地等溫后才能讀數。因此，兩者之間的溫度差?tp不大于0.5℃，線膨脹系數??14?10℃，受檢點L=5m，服從均勻分布（包含因子k??6?13）

于是：ua3?L????tp?b?5?103?14?10?6?0.5?0.6?21?m 被檢鋼卷尺測量值引入的標準不確定度分量為 當L=5m時，ua?2222ua402?112?292?212?55?m 1?ua2?ua3?ua4?

5、合成標準不確定度uc

根據上述標準不確定度分量間互不相關性，合成標準不確定度為：

22222uc2?u2(?L)?ua?ua?nu?nu0 a0當L=5m

uc?552?212?59?m

當被檢鋼卷尺標稱長度大于5m標準鋼卷尺的長度時，采用分段方法進行檢測。被檢鋼卷尺全長示值誤差的測量不確定度為：

當L=5m

n=1

uc?nua?nua0?ua?ua0?55?

21uc?0.059mm

當L=10m

n=2

uc?nua?nua0?2ua?2ua0?2?55?4?21

uc?0.088mm

當L=30m

n=6

uc?nua?nua0?6ua?6ua0?6?55?6?21

uc?0.185mm

當L=50m

n=10

uc?nua?nua0?10ua?10ua0?10?55?10?21

uc?0.273mm

6、擴展不確定度U

******2222222U?k?uc

k?2

當L=5m時：U?k?uc?2?0.059?0.12mm，k?2 當L=10m時：U?k?uc?2?0.088?0.18mm，k?2 當L=30m時：U?k?uc?2?0.185?0.37mm，k?2 當L=50m時：U?k?uc?2?0.273?0.55mm，k?2

第四篇：5m鋼卷尺示值誤差測量結果不確定度評定(精)

鋼卷尺示值誤差測量結果不確定度評定報告

1.概述

1.1測量方法：JJG4－1999《鋼卷尺檢定規程》。1.2環境條件：溫度（20±5）℃，相對濕度≤75%。1.3測量標準：標準鋼卷尺。

Ⅰ級標準鋼卷尺最大允許示值誤差為±（0.03＋0.03L）mm 1.4被測對象：鋼卷尺。Ⅰ級鋼卷尺最大允許示值誤差為±（0.1＋0.1L）mm；Ⅱ級鋼卷尺最大允許示值誤差為±（0.3＋0.2L）mm；本文以5m鋼卷尺為例，即而得出不同規格鋼卷尺的示值誤差測量結果不確定度。

2.數學模型 ΔL = Δe 式中：ΔL—鋼卷尺的示值誤差；

Δe— 0～5m段鋼卷尺在標準鋼卷尺所對應的偏差讀數值。3.輸入量Δe的標準不確定度的評定

輸入量Δe的標準不確定來源主要是測量重復性引起的標準不確定度分項u（Δe1）；校準鋼卷尺時人眼分辨率引起的標準不確定度分項u（Δe2）；標準鋼卷尺示值誤差引起的標準不確定度分項u（Δe3）；拉力誤差引起的標準不確定度分項u（Δe4）；線膨脹系數不同，當溫度偏離標準溫度20℃時引起的標準不確定度分項u（Δe5）；被校準鋼卷尺和標準鋼卷尺各自線膨脹系數有不確定度，當溫度偏離標準溫度20℃時引起的標準不確定度分項u（Δe6）；鋼卷尺和標準鋼卷尺溫度差引起的標準不確定度分項u（Δe7）。

3.1 測量重復性引起的標準不確定度分項u（Δe1）的評定（采用A類方法進行評定）將被校準鋼卷尺安放在檢定臺上，使其與標準鋼卷尺平行，并使被校準鋼卷尺和標準鋼卷尺零位對齊，然后讀出5m處示

值誤差，作為一次測量過程。重復上述過程，在重復性條件下連續測量10次，得一測量列為：5000.3；5000.3；5000.2；5000.2；5000.3； 5000.3；5000.3；5000.2；5000.3；5000.3平均值 = 5000.27mm

單次實驗標準差

所以 u（Δe1）=s =0.049mm 3.2 校準鋼卷尺時人眼分辨率引起的標準不確定度分項u（Δe2）的評定（采用B類方法進行評定）

由于每次測量人眼分辨率大致為0.1mm，包含因子k為次測量

帶有兩次人眼分辨率誤差，故，由于一u（Δe2）= = 0.041mm 3.3 標準鋼卷尺示值誤差引起的不確定度分項u（Δe3）的評定（采用B類方法進行評定）。

根據JJG741-2005《標準鋼卷尺檢定規程》，Ι級標準鋼卷尺最大允許示值誤差為±（0.03+0.03L）mm,半寬a為（0.03+0.03L）mm；認為其服從正態分布，包含因子k為3，則L以5m代入：

u（Δe3）=（0.03+0.03L）/3 = 0.06mm

3.4 由拉力誤差給出的標準不確定度分項u（Δe4）的評定（采用B類方法進行評定）

由拉力引起的誤差為：

δ= L×103×Δp/（9.8×E×F）（mm）式中： L—鋼卷尺的長度，以m為單位取值；

Δp— 拉力偏差，由JJG741-1991《標準鋼卷尺檢定規程》知Δp≤0.5N；

E— 彈性系數，E=20000kg/mm2

F—鋼卷尺的橫截面積，該尺的橫截面寬度為12mm，其厚度為0.22mm（F=12×0.22mm2）。

δ=9.66×10-4L（mm）

拉力誤差Δp以相等的概率出現在半寬為0.5N的區間，認為其服從均勻分布，包含因子k取。由于被校準鋼卷尺和標準鋼卷尺都需加一定的拉力，故拉力誤差在5m測量過程中影響兩次。

3.5 兩者線膨脹系數不同，當溫度偏離標準溫度20℃時引起的標準不確定度分項u（Δe5）的評定（采用B類方法進行評定）

鋼卷尺的線膨脹系數為（11.5±1）×10-6/℃，而標準鋼卷尺的線膨脹系數為（10.8±1）×10-6/℃，兩者線膨脹系數中心值之差Δα=0.7×10-6/℃, Δt在半寬α為2℃范圍內服從均勻分布，包含因子k為，L以5m代入，得 =L×103×α×Δα/

=0.004mm 3.6 被校準鋼卷尺和標準鋼卷尺線膨脹系數都存在不確定度，當溫度偏離標準溫度20℃時引起的標準不確定度分項u（Δe6）的評定（采用B類方法進行評定）

由于鋼卷尺線膨脹系數和標準鋼卷尺的線膨脹系數在（11.5±1）

×10-6/℃

和（10.8±1）×10-6/℃的范圍內等概率分布，兩者線膨脹系數之差Δα應在（0.7±2）×10-6/℃范圍內服從三角分布，該三角分布半寬α為2×10-6/℃，包含因子k取得，L以5m代入，Δt以2℃代入，u（Δe6）=L×103×Δt×α/=0.0082mm 3.7 標準鋼卷尺和被校鋼卷尺溫度差引起的標準不確定度分項u（Δe7）的評定（采用B類方法進行評定）

原則上要求標準鋼卷尺和被校鋼卷尺溫度達到平衡后進行測量，但實際測量時，兩者有一定溫度差Δt存在，假定Δt在±0.1℃范圍內等概率分布，則該分布半寬α為0.1℃，包含因子k取，L以5m代入，α以11.5×10-6/℃代入得標準不確定度分項u（Δe7）為

u（Δe7）=L×103×α×α/=0.0033mm 3.8 輸入量Δe得標準不確定度的計算

= 0.055mm

4.合成標準不確定度的評定4.1 靈敏系數

數學模型 ΔL=Δe 靈敏系數

4.2 合成標準不確定度的計算

合成標準不確定度可按下式得

uc2(ΔL=[cu(Δe]2

uc(ΔL=0.055mm 5.擴展不確定度的評定

取包含因子k=2, 擴展不確定度為

U=k×uc(ΔL=2×0.055mm=0.11mm

6.測量不確定度的報告與表示

5m鋼卷尺示值誤差測量結果擴展不確定度為

U=0.11mm，k=2

第五篇：JJF 1135-2005_化學分析測量不確定度評定

JJF 1135-2005 化學分析測量不確定度評定

基本信息

【英文名稱】Evaluation of Uncertainty in Chemical Analysis Measurement 【標準狀態】現行 【全文語種】中文簡體 【發布日期】2005/9/5 【實施日期】2005/12/5 【修訂日期】2005/9/5 【中國標準分類號】暫無 【國際標準分類號】暫無

關聯標準

【代替標準】暫無 【被代替標準】暫無

【引用標準】JJF 1059-1999,JJF 1001-1998,JJF 1071-2000,EURACHEM/CITAC Guide Quantifying Uncertainty in Analytical Measurement,ISO 5725

適用范圍&文摘

本規范適宜 和于所有準確度要求的化學分析測量和從基礎研究到例行分析測量的各個領域。例如：

a)建立國家化學計量基、標準及國際比對；b)標準物質的研制；c)化學測量方法的制定與評價、能力驗證；d)化學分析儀器的檢定/校準、型式評價；e)化學測量研究、開發和產品仲裁檢驗；f)科研、生產中的質量控制、質量保證等