不确定评定

关键词： 测量 评定 确定 食品

不确定评定（精选十篇）

不确定评定 篇1

不确定度是表征合理赋予被测量之值的分散性,与测量结果相联系的参数,测量不确定度是考虑对测量影响的各种因素在受控于统计状态之下,对一个量在相同条件下进行了多次测量,其测量结果不是同一值,是以一定概率分布在某一区域内的许多值,这个分散性用不确定度定量描述,测量不确定度与测量结果在一起,构成最终测量的完整表达式。

测量不确定度的来源测量结果是测量的要素之一,而其他测量要素,如测量对象、测量资源、测量环境等均会在测量过程中对测量结果产生不同程度的影响。对测量结果会产生影响的因素,可能来自于以下几个方面:

实现测量的定义不完整或不完善;取样的代表性不够;对测量过程受环境影响的认识不周全或对环境条件的测量与控制不完善;模拟式仪器的读数存在人为偏移;仪器计量性能的局限性,测量仪器的分辨力或鉴别力不够;赋予测量标准和标准物质的标准值不准确;引用常数或其他参量不准确;与测量方法和测量程序有关的近似性或假定性;在表面上看来完全相同的测量条件下被测量重复观测值的变化等。

2 测量不确定度与测量误差的区别

测量误差是某待测物的测得值与“真值”之间的差,只决定于测量结果。测量不确定度是定量表示对测量结果的怀疑程度,测量结果的不确定度决定于所采用的测量原理、方法、测量仪器、参考标准、引用的值、测量条件和人员水平。比较测量不确定度与测量误差,两者的定义既有联系,又有截然的不同之处。所谓联系是指两者都与测量结果有关,而且两者是从不同角度反映了测量结果的质量指标。对于测量误差在严格意义上是主观不可知的,但在已知约定真值的情况下测量误差又是可知的,测量误差主要是用在测量过程中对误差源的分析,即通过这样的误差分析,设法采取措施达到减小、修正和消除误差的目的,提高测量的质量水平。对于不确定度,人们在主观上是完全可以根据所掌握的有关测量结果的数据信息来估计,不确定度的大小决定了测量结果的使用价值,成为一个可以操作的合理表征测量质量的一个重要指标,不确定度小,说明该测量结果的质量好,使用价值大,其测量的质量水平高,反之则效果相反,当然,不确定度也可用于最终对测量结果中所含误差的分析与处理。

3 不确定度的分类与评定

3.1 不确定度的A类评定

(1)

不确定度的A类评定定义:用对观测列进行数理统计方法进行评定。

(2)评定方法

被测量x在重复条件下进行n次重复测量,观测值为xi(i=1,2,…,n),算术平均值x-为:

单次测量的实验标准偏差由贝塞尔公式计算:

平均值的实验标准偏差为:

当测量结果取任一观测值时,所对应的A类不确定度标准不确定度为:u(xi)=s(xi),A类相对标准不确定度:

当测量结果取n次的算术平均值时,所对应A类不确定度的标准不确定度为:

A类相对标准不确定度:

当取若干组观测值,它们各自的平均值也散布在期望值附近,但比单个观测值更靠近期望值。也就是说多次测量的平均值比一次测量值更准确,随着测量次数的增多,平均值收敛于期望值。因此,通常以样本的算术平均值作为被测量值的估计(即测量结果),以平均值的实验标准差s(x-)作为测量结果的标准不确定度,即A类标准不确定度。

(3)A类不确定度的自由度

在方差计算中,自由度为和的项数减去对和的限制数,即为v。被测量x在n次独立测量样本方差为:

是一个约束条件,即限制数为1,因此自由度为v=n–1。

A类不确定度的标准差,即A类不确定度的不确定度以σ(u)表示,则A类相对不确定度的不确定度和自由度v的关系为:

由此可以看出,自由度越大,相对不确定度越小,不确定度的可靠程度越高。一般情况下应n>5。

(4)测量A类不确定度需要注意的几点:

不确定度是指测量结果的不确定度,不是指仪器的不确定度。如要反映仪器的不确定度,应在全量程内选取波动最大的点测量计算不确定度。当反映仪器不确定度时,如不确定度以绝对形式表示,应选全量程的最大点进行测量和计算(如千分尺)。如不确定度以相对形式表示,应选全量程的最小点进行多次测量(如材料试验机),用以代表全量程各点。当反映仪器不确定度时,可以在全量程内选取多点测量,以代表全量程,如选取m点,每点测n次,单次测量不确定度为:

si为各点n次测量实验标准差。

平均值不确定度:

其中自由度为v=m(n–1)

3.2 不确定度的B类评定

(1)

不确定度的B类评定定义:用被测量可能变化的有关信息和资料进行评定。

B类标准不确定度以u(x)表示,则相对B类标准不确定度以表示。

(2)信息来源

以前的观测数据。对有关技术资料和测量仪器特性的了解和经验。生产部门提供的技术说明文件。检定证书,校准报告或其它文件提供的数据、准确度等别或级别。手册或某些资料给出的参数数据及其不确定度。规定实验方法的国家标准或类似的技术文件中给出的重复性限r和复现性R。

(3)评定方法

(1)已知置信区间和包含因子

根据经验和有关信息或资料,分析判断落入区间[–a,+a]的概率分布,估计包含因子k,则。几种常见分布关系见表1。

在缺少任何信息的情况下,一般估计为矩形分布。如被测量xi出现在[–a,+a]中心附近的概率大于区间边界时,最好估计为三角分布。如果xi本身是几个观测值的平均值,则估计为正态分布。

(2)已知扩展不确定度U和包含因子k,来源于仪器说明书、校准报告、手册或其它资料,则。

(3)已知扩展不确定度Up和置信水平(置信概率)p的正态分布,来源于检定证书或校准报告,则。

(4)已知扩展不确定度Up以及置信水平p与有效自由度veff的t分布,来源于检定证书或校准报告,根据t分布表,由p和veff查得tp(v)值(t值),则。

(5)由重复性限、复现性限求不确定度。

重复性限用r的不确定度为,复现性限用R的不确定度为。

由于重复性是在相同测量条件下,对同一被测量进行连续多次测量所得结果的一致性,建议若有重复性限r,重复实验结果又满足它的要求,则可用r/2.83作为A类不确定度;复现性是在改变了的测量条件下,同一被测量的测量结果之间的一致性,建议若有复现性限R,又没有其它重要影响量,则可用R/2.83作为合成标准不确定度。

(6)以“等”使用的仪器不确定度的计算

一般采用正态分布或t分布计算,如标准砝码,所需数据由检定证书或校准报告给出。

(4)B类不确定度的自由度

B类不确定度的标准差,即B类不确定度的不确定度以σ[u(xi)]表示。

则相对不确定度的不确定度和自由度v的关系为:。

由于很难计算σ[u(xi)]得出自由度,只能定性判断估计。一般情况下,当有严格数字关系,如数显仪器的分辨力、最大允许误差和数据修约引起的不确定度的计算,自由度为∞。当数据来源检定证书,校准报告或手册等可靠资料时,可取较高自由度;当计算带有一定主管判断因素,如模拟仪器的读数误差引起的不确定度,可取较低自由度。当信息来源于难以用有效实验方法验证时,如量块检定时,标准量块与被检量块温度差的不确定度,自由度可以非常低。

3.3 合成标准不确定度的评定

(1)合成标准不确定度的概念

以上A类、B类不确定度都是对某一被测量通过测量统计计算或根据资料信息经计算得出的,其实在很多情况下,被测量不能直接测量得出,而是按若干个输入量的方差和协方差算得的标准不确定度,称为合成标准不确定度。当合成标准不确定度以uc(y)表示时,则相对标准不确定度以表示。

(2)评定方法

对于,当xi彼此独立或不相关时,

称为灵敏度系数,上式称为不确定度的传播律。u(xi)可以是A类也可是B类不确定度。

应用中常见的两种函数:

(1)线性函数:

显然:

相对形式:

常见情况:

则:

这就是常用的合成不确定度等于各不确定度的平方和的正平方根。

在评定工作中,对于同一仪器,同一变量,相同量纲(一般无固定关系式)一般采用绝对形式(也可采用相对形式),即符合的形式。

比如滴定管体积不确定度:,u1(V):由最大允许误差引入的不确定度。

u2(V):由温度波动引入的不确定度。

(2)幂函数:,它适合于乘、除、乘方、开方的情况。

如若求不确定度的绝对形式uc2(y)很复杂,但其相对形式相当简单。

在评定工作中,对于不同仪器,不同变量,不同量纲(一般有固定关系式)应采用相对形式,即符合的形式,即变量相乘积的形式。

如将上式滴定管体积不确定度与取样量不确定度合成相对合成不确定度:

(3)合成不确定度的自由度

合成不确定度的自由度称为有效自由度。有效自由度可由韦尔奇-萨特思韦特公式计算:

显然:

(1)对于符合的情况,即以绝对形式计算不确定度自由度:

(2)对于符合的情况,即以相对形式计算不确定度自由度:

3.4 扩展不确定度

(1)扩展不确定度的概念

用扩展不确定度来表示测量结果的分散性大小,是在合成不确定度前面乘上一个系数(包含因子)所构成。它有两种形式:

(1)用U表示,测量结果表示为,表示被测量Y的可能值以较高的置信度落在区间内。

(2)用Up表示,测量结果表示为,表示被测量Y的可能值落在区间的概率为p。

(2)包含因子的选择

当Uc的自由度较大时,适应,k取2(置信概率p=95%)或3(置信概率p=99%)。当Uc的自由度较小时,适应,根据置信概率p和合成不确定度的自由度veff查t分布表,查得t(p)(V)值,置信概率p可取95%和99%,当与输出估计值相关的标准差的可靠性足够高时,一般可取95%。

4 应用实例

用一台数字万用表测量和一台示波器测量低频治疗仪在额定负载电阻下单个脉冲的输出电压和脉冲宽度,然后计算出单个脉冲输出能量的不确定度并写出报告。

(1)测量电阻的不确定度

(1)读数重复性引入的A类不确定度

用一台数字万用表测量标称值500Ω的额定负载电阻,连续测量10次,得到如下数据,如表2所示:

(2)测量误差引入的B类不确定度

测量额定负载电阻用的是3位半(满刻度1999字)数字万用表,2kΩ电阻量程(对应1Ω/1个字),测量误差a=0.5%读值+1个字=0.5%×499.6Ω+1Ω=3.50Ω,属矩形(均匀)分布,

(3)分辨力引起的B类不确定度

数字万用表测量电阻的分辨力为1Ω,数字示值分散区间半宽,即0.5Ω,并取均匀分布,其标准不确定度为:

电阻不确定度由以上三项合成

(也可以用计算)

(2)测量脉冲电压的不确定度

(1)读数重复性引入的A类不确定度

用一台数字示波器测量低频治疗仪在额定负载电阻下单个脉冲的脉冲电压,连续测量10次,得到如下数据,如表3所示:

(2)测量误差引入的B类不确定度

用数字示波器测量脉冲电压时,测量误差a=1%读数=1%×202.4V=2.02V,属矩形(均匀)分布,

(3)分辨力引起的B类不确定度

数字示波器测量脉冲电压的分辨力为2V,数字示值分散区间半宽,即1 V,并取均匀分布,其标准不确定度为:

脉冲电压不确定度由以上三项合成

(3)测量脉冲宽度的不确定度

(1)读数重复性引入的A类不确定度

用一台数字示波器测量低频治疗仪在额定负载电阻下单个脉冲的脉冲宽度,连续测量10次,得到如下数据,如表4所示:

(2)测量误差引入的B类不确定度

用数字示波器测量脉冲宽度时,取样间隔=扫描时间/格÷250,测量误差a=取样间隔+100ppm读数=50µs÷250+0.01%×299.8µs=0.23µs,属矩形(均匀)分布,

(3)分辨力引起的B类不确定度

数字示波器测量脉冲宽度的分辨力为1µs,数字示值分散区间半宽,即0.5µs,并取均匀分布,其标准不确定度为:

脉冲宽度不确定度由以上三项合成

(4)合成不确定度

脉冲输出能量

由得合成不确定度:

合成不确定度的自由度为:

B类不确定度大都有严格数据关系,因此自由度为∞。根据不确定度的计算关系,在实际测量中,若该输入量测量的离散性大,误差大,灵敏度系数高,则对合成不确定度的影响就大,数据的权重就高,即主要决定了合成不确定度的最终结果。若该输入量测量的一致性好,误差小,灵敏度系数低,则对合成不确定度的影响就小,数据的权重就低,即可以忽略不计。

在实际测量时,由于计量检定中不确定度的读数重复性和实际测量的读数重复性并没有必然联系(即使数据一致,引入计量检定读数重复性的不确定度也会造成实际测量的重复计算),且计量检定中溯源检定仪器的测量误差、分辨力也不应移植到测量仪器上,所以计量检定证书的不确定度不应计入实际测量不确定度的计算过程。如果计量检定改变了某个测量仪器的测量误差,则按发生改变的测量误差进行不确定度的测量和计算。当某个输入量(如电阻)的校准证书已经给出了不确定度,则可以直接用于计算,不必进行重复的不确定度测量和计算过程。

(5)扩展不确定度

根据合成不确定度的自由度计算结果,截断尾数得Veff=50

为保证规定的置信度,当计算出的合成不确定度的自由度有尾数时,应截断尾数,按较小的自由度值查t分布表选取对应较大的数据涵盖区间。

根据JJF1059《测量不确定度评定与表示》,查t分布表得

在实际测量中,当输入量较多时,计算出的一般很大,适应情况,通常可根据实际情况直接选取。

脉冲输出能量的不确定度报告

5 结束语

矿石中金的分析不确定度评定 篇2

矿石中金的分析不确定度评定

针对原子吸收光谱法测定金矿石中金的.实验过程,详细地分析了引入的不确定度来原.测定结果的不确定度由标准配制、样品制备、曲线拟合、样品均匀性及检验重复性4个部分引入的不确定度分量组成,样品制备过程中考虑了活性炭吸附率的影响,求得测量结果的标准不确定度和扩展不确定度分别为0.043μg/g和0.09μg/g.

作 者：作者单位：刊 名：光谱实验室 PKU英文刊名：CHINESE JOURNAL OF SPECTROSCOPY LABORATORY年，卷(期)：200926(6)分类号：O657.31关键词：原子吸收光谱法 金 矿石 测量不确定度 评定 AAS Gold Ore Uncertainty Evaluation

电学计量中测量不确定度评定研究 篇3

摘 要：本文通过对静态不确定度评定与动态不确定度评定的比较，得到未来测量不确定度的发展方向为动态不确定度评定与静态测量不确定度评定相结合，使得电学计量中应用测量不确定度进行评定时更加精确、科学。

关键词：电学计量；不确定度评定；误差

电学计量就是按照国家有关计量的法律法规，应用电测量器具，依据相应的检定规程对被测电参量进行定量分析的一门科学；是人们掌握电学知识，发展电学理论和电学技术的重要手段。电学计量技术具有测量灵敏度高、准确度高，易于实现直接、连续和远距离测量等特点。然而在电学测量的过程中对其的影响因素也很多，而且不易被察觉。在对电学仪器计量的实验中，测量的结果并不是被测产品的真实值，最早引用“误差”的概念引起了不小的争论，直到1927年，德国物理学家海森泊基于量子力学理论提出了不确定度关系。随后，不确定度评定理论被广泛地引用在对电学的计量中。

一、测量不确定度评定方法

不确定度是一个合理表征测量结果的分散性参数，它是一个容易定量、便于操作的质量指标。目前国内常用的不确定度评定主要分为基于统计理论的静态不确定度评定和基于新模型、新理论的动态测量不确定度两种评定方法。静态不确定度评定采用最大方差法来对测量结果的标准不确定度进行评定，此测量结果服从正态分布且相互独立，并在实际应用中得以验证，弥补了GUM在该问题表述上的不足。用埃奇沃思级数展开形式来表示测量数据的分布函数，然后由蒙特卡罗模拟法产生大量符合此分布函数的测量数据的模拟值，把计算出的模拟值的标准差作为不确定度评定的验证值，从而能实现对各种不确定度评定模型的验证。动态测量不确定度的理论是现代误差理论的精髓，也代表了当代误差理论的研究方向及进展。在理论上告别了以统计理论为基础的传统方法，弥补了基于统计理论的传统评定方法的不足。但由于动态不确定度评定起步较晚，它不能适用所有统计理论中的不确定度问题，如果把动态静态不确定度结合使用，会受到显著的效果。

二、电学计量检定和校准误差分析

（一）人为因素分析

每个人的操作手法不同、对检定规程的理解不同、自身电学知识的掌握程度不同都可能会形成一定的系统误差。这些人为的误差可以通过对测量人员培训和勤练习的方式来使误差减少。测量过程中读数应从垂直于仪表表面的固定角度观察指针进行读数，如从不同角度读数或者个人习惯性的估读方式即会造成系统误差。在检定和校准的实际操作过程中，不同的操作方法也可以带来一定的误差，如转换机械式开关在转换过程中所用力度不同等方式。

（二）仪器因素分析

我们日常检定和校准过程中的标准量具如电阻表就有一定的级别，这就是它的系统误差，它是需要按电阻表生产设计的性能和相关的检定规程来规定的，并且具有有效期，但是如果标准量具已经超过有效期，系统误差就必须重新确定。在测量仪器生产中，使用的生产标准因应用而不同，规定的范围也不同，导致电子计量过程中的精准度和准确度也不同，测量出的这些数据也会产生系统误差。每种仪器的灵敏度、准确度不尽相同，显示的有效数字位数也不同，如仪器显示的有效位数不够也会造成误差。此外还有刻线不清晰、光点不够亮、刻度不均匀等也会造成误差。数字仪表是用间隔采样后通过A/D转换的方法把被测值变成数字量，这样的间隔采样就可能漏掉一些被测量的波动信息，从而产生误差。

（三）方法因素分析

测量仪器检定和校准规程是严谨的，需要严格按照该仪器的检定规程操作，测试人员如在检定和校准过程中脱离了检定规程，这样就会产生误差，这种误差是可以通过严谨的检测过程避免的。在校准实验室中都会严格按照检定规程进行仪器的检定和校准，但在一些企业中会用到一些非标方法，因此由于校准方法的不一致，结果就可能会有差异，误差也就会随即产生。测量环境属于检定和校准过程中影响不确定度的一大外部因素，很多外部环境的变化都会引起误差，其中包括空间外磁场和电路元件间产生的磁场、电场、静电、不符合检定规程的外部环境条件、湿度、压强和振动等条件都可以引起元件参数的变化而导致误差的产生。

（四）电路因素分析

电路元件随着时间的推移会发生老化，它的数值也会随时间产生变化，而且这种变化是不易察觉的，更需要我们谨慎对待，要严格按照电路元件的使用期进行更换，这样才能避免电路元件对检定结果造成误差。我们根据元件的线性与非线性选择不同的处理方法，电流和电压的不同也会导致非线性元件的测量结果差异很大，例如灯泡的电阻等。电学计量检定和校准过程中存在系统误差是不可避免的，本文就是通过分析测量不确定评定来了解影响测量过程产生系统误差的因素，从而尽可能的避免这些因素，使我们在日常检定和校准过程中测量仪器的测试值无限接近于它的“真实值”。这也是对我们校准实验室的考验，需要我们检定人员在准确度要求较高的电学测量和电学计量检定时万不可掉以轻心，要以认真的科学态度、严谨的工作方式对待电学计量工作。

三、结束语

在经济全球化的今天，测量精度甚至影响到国家的进出口经济效益。近年来，各国的计量学者在研究测量方法的科学性、准确性方面做了很多研究。随着科技的发展以及各种统计理论的成熟，在测量硬件和软件快速发展的同时，对计量的准确性提出了更高的要求。由此可见，发现和消除系统误差是很重要的工作，恒值不变的或按一定规律变化的误差称为系统误差或确定性误差，它的出现一般是有规律的，可以在测量结果中消除其影响。然而，已经存在的系统误差如果没有及时发现，那么对于计量检定或校准则是危险的，不能像偶然误差一样可以通过数据处理去发现和排除，而且有些系统误差并不容易被发现，这种误差对计量检定的危害更大。而且测量的不确定度是用系统误差表征的。根据测量的数据，对被测事物的优劣进行评定，测量的精度直接影响到一个产品的质量和企业的经济效益。

参考文献：

[1]马建龙.测量不确定度评定方法在电学计量中的应用研究[J].电子世界，2014.

直接测量不确定度评定浅析 篇4

1 直接测量的数学模型及传播律分析

由测量仪器输出得到的量值就是被测量的估计值, 该过程叫做直接测量。如同一般的测量, 直接测量被测量的估计值除与直接测得值有关外, 还受测量装置、测量方法、测量条件 (温度、湿度、大气压、电源电压等) 、测量人员等因素 (影响量) 的影响, 而这些影响量是以某一确定的规律影响被测量的估计值的[2]。因此在考虑这些影响量后, 直接测量被测量的估计值在理论上将与这些影响量形成一定的函数关系, 这个函数关系可用函数的一般形式来表示:

式中, y———直接测量的被测量估计值;

x0———直接测得值;

x1, …, xn———影响量。

被测量估计值、直接测得值和影响量都是随机变量, 设这些量y, x0, x1, …, xn的随机变化量分别为δy, δx0, δx1, …, δxn, 则上式写成:

在直接测量中, 影响量的一个特点是, 在满足所要求的准确度下, 各影响量对测量结果的影响是比较小并可忽略的。因此将上式函数展开成泰勒级数后, 可合理地舍去二阶项, 直接取其一阶项作为近似值, 得

由上式可得

在式 (2) 中, 是影响量的影响系数, 如温度对影响长度的膨胀系数等。由式 (2) 可见, 直接测量被测量估计值的随机变化量是直接测得值的随机变化量、各影响量的随机变化量的代数和。

记σy、σxi分别被测量估计值和影响量的标准差, 运用随机变量的方差计算公式, 可得

直接测量的各影响量在测量过程变化区间窄、可引起的误差微小、相互之间的相关性弱, 因此可认为它们之间是独立的, 相关项Dij=ρij≈0, 则上式可简化成

2 直接测量不确定度的评定步骤

直接测量不需建立被测量估计值与各影响量之间的明确函数关系, 可利用上文的分析结果进行直接测量不确定度的评定[3]。

直接测量不确定度的评定步骤如下:

(1) 对测量系统进行分析, 列出因随机效应或系统效应而导致不确定度的所有可能的影响量;

(2) 分析影响量的性质及它们之间的关系, 舍去对测量不确定度贡献很小的影响量, 舍去在直接测得值的重复性中已包含的那些随机变化的影响量;

(3) 应用贝塞尔公式或极差法计算直接测得值的重复性, 对于测量列的测量次数较大时使用贝塞尔公式法, 次数较小时使用极差法;

(4) 分析影响量的分布并用B类评定法进行不确定度的评定。根据各影响量的特点, 确定其分布, 依据资料或实验数据确定影响系数, 计算该影响量的不确定度分量;

(5) 应用式 (4) 进行直接测量被测量估计值的测量不确定度的计算。

3 直接测量的标准不确定度评定实例

应用上面的分析结果, 评定使用一级自动焦度计检测标称值为-5.00m-1的验光镜片的检测结果的不确定度[4]。

(1) 该检测中, 对测量值有影响的因素有:

(1) 检测人员对镜片进行光学中心对中位置差异造成仪器光束落点的变化, 记为x1;

(2) 环境温度和湿度变化造成仪器示值发生变化, 记为x2;

(3) 供电电源不稳定, 记为x3;

(4) 外界杂光对仪器造成的干扰, 记为x4;

(5) 数显式仪器的分辨率限制, 记为x5;

(6) 自动焦度计的设计原理缺陷, 记为x6;

(7) 被测镜片后顶点和焦度计支座平面的距离变化, 记为x7;

(8) 验光镜片表面形状加工误差, 记为x8;

(9) 一级焦度计的不确定度, 记为x9。

(2) 这些影响量中, x1, x2, x3, x4主要以随机效应对测量值产生影响, 它们引起的不确定度可应用A类评定法通过重复性测量列进行评定得到;x5, x6, x7, x8, x9主要以系统效应对测量值产生影响, 它们引起的不确定度可应用B类评定法得到。

(3) 在重复性条件下, 对被测镜片进行10次重复测量, 得到数据列:-5.02、-5.01、-5.03、-5.02、-5.02、-5.03、-5.04、-5.02、-5.03、-5.02, 根据贝塞尔公式计算可得s=0.0069m-1。在实际工作中, 一般测量3次, 取平均值, 则平均值的实验标准差是。

(4) 使用B类法评定其他影响量导致的不确定度分量。

(1) 焦度计量化误差为均匀分布, 其分辨率为0.01m-1时所引起的标准不确定度。

(2) 自动焦度计设计原理缺陷主要是焦度计软件计算示值变化, 为±0.01m-1, 均匀分布, 。

(3) 被测镜片后顶点和焦度计支座平面的距离变化为±0.005m-1, 均匀分布, 。

(4) 验光镜片表面加工误差变化为±0.01m-1, 均匀分布, 。

(5) 一级标准焦度计的扩展不确定度为 (0.02~0.03) m-1 (k=3) , u9=0.03/3=0.01m-1。

(5) 被测量估计值的标准不确定度

4 总结

直接测量被测量的估计值的不确定度评定必须同时考虑直接测得值的重复性和诸影响因素产生的不确定度分量, 而直接测量的被测量与诸影响量之间一般不必建立明确的函数关系, 可利用影响因素有着变化范围窄、引起的误差小等特点, 使用适当的数学方法来处理直接测量被测量估计值与诸影响量之间的关系, 给出直接测量的不确定度评定, 只须直接在评定计算上加上诸影响量导致的各个不确定度项即可得到完整的测量不确定度[5]。

摘要：利用影响量在直接测量中的性质和应用适当的数学工具处理直接测量被测量估计值与诸影响量之间的关系, 给出直接测量的不确定度的传播公式和评定步骤。

关键词：直接测量,不确定度,评定

参考文献

[1]梁晋文, 陈林才, 何贡.误差理论与数据处理[M].北京:中国计量出版社, 2006.

[2]沙定国.误差分析与测量不确定度评定[M].北京:中国计量出版社, 2006.

[3]全国法制计量技术委员会.JJF 1059-2012测量不确定度评定与表示[S].北京:中国计量出版社, 2012.

[4]国家质量技术监督局计量司.测量不确定度评定与表示指南[M].北京:中国计量出版社, 2000.

不确定评定 篇5

1、测量方法：将被检钢卷尺和标准钢卷尺平铺在检定台上，并分别加以相应的拉力后，被检钢卷尺与标准钢卷尺进行比较测量。两者之差即为比较钢卷尺的示值误差。当比较钢卷尺的标称长度大于5m时，采用分段方法进行检测（以30米比较钢卷尺，5m标准钢卷尺及检定台分6段为例）。

2、数学模型

LLLs20(t20)(12)LL

其中：(t20)(12)L为被检尺与标准尺偏离20℃的温度修正，当普通钢卷尺不进行温度修正时，则公式为：

LLLs20L

即：LLLLs20

设：aiLL；a0Ls20；Laa0 式中：L——被检钢卷尺示值误差（mm）； ； a——被检钢卷尺测量值（mm）。a0——标准值（mm）

3、方差和灵敏系数

f2依据

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当被检钢卷尺的标称长度大于5m时，采用分段方法检测：被检钢卷尺全长示值误差：

L全i(a1a0)(a2a0)(a3a0)(aia0)aina0

i1i1nn式中：L全——被检钢卷尺全长示值误差（mm）；

； ai——第i段被检钢卷尺测量值（mm）； a0——标准值（mm）n——分段数。

灵敏系数：LLLLLn。1，a0aia1a2ai4、标准不确定度分量来源及评定

4.1、由标准钢卷尺标准值引入的不确定度分量ua0 4.1.1、标准钢卷尺的测量不确定度引入的不确定度分量ua01

根据JJG741-2005《标准钢卷尺》计量检定规程的规定，标准钢卷尺的测量不确定度为：

U(55L)m，k2

因此：当L=5m时：u01(555)/20.015mm＝15m 4.1.2、标准钢卷尺示值稳定性引入的不确定度分量ua02

根据JJG741-2005《标准钢卷尺》计量检定规程的规定，标准钢卷尺示值误差的年变化量不超过0.01Lmm，因此，当L5m时年变化量不超过0.05mm，其属于半宽为0.025mm的均匀分布，覆盖因子k3

当L5m时：u020.025/314m 4.1.3、由拉力偏差给出的不确定度分量u03

L103p

9.8EF由拉力引起的偏差为：

式中：L——标准钢卷尺的长度；

p——拉力偏差，由JJG741-2005《标准钢卷尺》计量检定规程中给出p0.5N；

E——弹性系数E=20000kg/mm2； F——标准钢卷尺尺带横截面积；

取尺带横截面的宽度12mm；厚度为0.22mm；则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现在半宽为0.5N的区间，故：k3 当L5m时，u039.661045/30.0048/32.8m 标准钢卷尺标准值引入的不确定度分量ua0： 当L5m时，ua0222uauaua1521422.8221m 0102034.2、被检钢卷尺测量值引入的标准不确定度分量ua 4.2.1、测量重复性引入的不确定度分量ua1

采用0.01mm的读数显微镜对被检钢卷尺等精度独立测量10次，实验标准偏差ua140m 4.2.2、被检钢卷尺拉力偏差引入的标准不确定度分量ua2 根据JG4-1999《钢卷尺》计量检定规程规定，拉力偏差p1N 取尺带横截面宽度为10mm，厚度为0.14mm，则F=1.40mm2 同上文由拉力引起的偏差为3.6410L

k当L=5m时，ua23.641045/311m 4.2.3、线膨胀系数差引入的标准不确定度分量ua3

标准钢卷尺与被检钢卷尺线膨胀系数均为11.510℃，两种材料线膨胀系数界限在6143

(11.52)106℃1的范围内，以相同的概率出现在4×10-6℃-1区间内，属于半宽为2×10-6℃-1的均匀分布，包含因子-6k则：

根据JG4-1999《钢卷尺》计量检定规程规定，检定温度为（20±5）℃，温度偏离20℃的极限值为t5℃，故：

ua2L103tu

因此，当L=5m时，ua351051.15103629m

4.2.4、标准钢卷尺与被检钢卷尺之间的温度差引入的标准不确定度分量ua4 在测量时，标准钢卷尺与被检钢卷尺都需要在符合要求的温度环境条件下，充分地等温后才能读数。因此，两者之间的温度差tp不大于0.5℃，线膨胀系数1410℃，受检点L=5m，服从均匀分布（包含因子k613）

于是：ua3Ltpb5103141060.50.621m 被检钢卷尺测量值引入的标准不确定度分量为 当L=5m时，ua2222ua40211229221255m 1ua2ua3ua4

5、合成标准不确定度uc

根据上述标准不确定度分量间互不相关性，合成标准不确定度为：

22222uc2u2(L)uauanunu0 a0当L=5m

uc55221259m

当被检钢卷尺标称长度大于5m标准钢卷尺的长度时，采用分段方法进行检测。被检钢卷尺全长示值误差的测量不确定度为：

当L=5m

n=1

ucnuanua0uaua055

21uc0.059mm

当L=10m

n=2

ucnuanua02ua2ua0255421

uc0.088mm

当L=30m

n=6

ucnuanua06ua6ua0655621

uc0.185mm

当L=50m

n=10

ucnuanua010ua10ua010551021

uc0.273mm

6、扩展不确定度U

******2222222Ukuc

k2

浅谈设备计量的不确定度评定 篇6

【关键词】设备计量；不确定度；评定

目前人们在设备计量的过程中，经常会出现每次测量结果不同的情况，而且当测量次数增多，人们也会发现，只要是设备计量的基本条件不变，设备计量结果都会集中在一个特定的范围内。因此，我们在设备计量的过程中无法获取准确的数值，并且其数值主要存在于一个分散区间内，这就导致人们在设备计量的过程中具有不确定度。为此，要想设备计量的准确性得到有效的提高，人们就要对设备计量的不确定度进行评定，从而使其测量结构的判断符合相关的技术要求，下面我们就对设备计量的不确定度评定的相关内容进行简要的介绍。

1.测量不确定度的来源

目前，人们在进行设备计量的过程中，测量不确定度的来源主要是从测量设备、方法、影响量、被测量以及人员这五个方面来体现的。其中在测量设备方面，它主要是针对测量仪器的结构、运行原理和量值等方面来对计量结果的不确定度进行分析，并且通过对仪器设备的组成情况不同，来对主要仪器和配套仪器进行计量检定或者校准，从而将仪器之间的不确定度进行分开评定，从而让人们对测量设备方面不确定度的来源有着一定的了解。当然，除了主要仪器和配套仪器的分开评定以外，我们还要可以通过合并评定的方法，来对设备测量不确定度进行相关的评定分析。

而在测量方法方面存在着测量不确定度主要是因为测量方法不合理，使其测量方法和测量程序在实际运作的过程中存在着近似值或者假定指，比如我们在对弹簧的弹性值进行测量的时候，由于其测量方法存在的测量不确定度，因此导致弹性值一般都具有假设性、近视性等方面的特点。而且因为我们在对测量不确定度的相关定义进行理解的时候，存在着不完整性，其定义中也有着许多漏洞和未限制的条件这就导致，人们在设备测量的过程中，其测量结火车具有不稳定性，从而给测量结果带来了不确定度。此外，在不同的条件下，人们对设备测量的要求也存着一定的差异，这就使得测量结果之间也存在着明显的不同，这就对测量结果的准确度有着极大的影响。

另外影响设备测量结果的因素还有很多，比如：温度、湿度、电磁场等，这些都是测量不确定度的来源，进而给测量结果准确性带来了严重的影响，为此我们在对其进行相关分析评定的过程中就要对各个方面影响因素进行详细的分析，采用相关的对策来进一步的提高测量结果的准确性。

2.测量不确定度的分类

人们在对设备计量的不确定度进行评定的时候，为了方便人们的理解，就根据其评定标的不同，将其分成A类不确定度评定和B类不确定度评定这两中类别。其中A类评定是在频率封闭的基础之上来对其有关量所产生的不确定度进行相关的评定，这种评定方法更具有客观性，而且在实际应用的过程中，必须要经过多次测量才能完成，其准确度和设备测量的次数有着密切的关系。而B类则是在先验分布的基础之上，通过相关的数据信息来对测量不确定度进行评定，因此B类评定的准确度和信息数据的可靠性有着一定的关系。为此，我们在对设备计量的不确定度进行评定的过程中，就要根据设备测量的实际条件来进行分析。从而对测量不确定度评定的类别进行选取。

根据不确定度的传播性原理，一般情况下标准器的随机因素所导致的不确定度已经包含在被检仪器的测量不确定度中，但系统因素所导致的不确定度不一定如此，一般反映在测量结果的均值中，表现为测量系统误差。由于不确定度包含不确定和不能确定两方面涵义，若系统误差值或符号是未知的，则可作为不确定度的一个来源，用B类方法进行评定。

3.影响因素分析

测量不确定度是计量学中的一个新概念。它表示在设置过程中测量结果不确定性/不可取的程度，因此，越小越好。所谓影响因素，就是影响涵量不确定度存在的各种因素，它们有可能相互影响，也有可能相互独立。在微电子参数检定/校准中，主要影响因素有以下方面：（1）标准计量器具或装置固有不确定度；（2）环境条件引起的不确定度；（3）人员素质引起的不确定度；（4）测量方法和检测/校准过程引入的不确定度；（5）检测校准辅助硬件，如夹具、引线等引起的不确定度；（6）测量重复性引起的不确定度（含由被测件本身的可靠性程度引起的计量不确定度）。

以上因素基本独立，其中有的是已知值，有的可忽略不计，有的须要经过多次试验求得，所以需要区别对待。

（1）标准计量器具或装置固有的不确定度。对于任何标准计量器具或装置，都应有—个已知的固定的参量不确定度。这些固有的参量不确定度，按参量类型分别被描述在标准计量器具或装置的性能指标说明书或技术文件中，记其为ul。

（2）环境条件引起的不确定度。由于计量环境条件，如温度、湿度会影响测量不确定度的变化，这是客观存在的事实；但是，对于微电子设备计量而言，其环境条件通常是在（23±3）℃和RH60%以下，这已达到了恒温匣湿的条件，所以，由此引入的测量不确定度可以忽略不计。

（3）人员素质引起的不确定度。由于人员家质引起的测量不确定度本来也是客观存在的。但在现行条件下下，由于微电子设备计量几乎是全自动的，又由于设备计量操作员在GJB15481—2001的要求下都进行了严格的岗位培训和考核、无证不能上岗，所以，由此引入的测量不确定度也可以忽略术计。

（4）测量方法和过程引入的不确定度。实际上这是一个对设备计量过程的质量评价问题，比较复杂。有时对于某些测量方法可以分析出其应有的测量不确定度，有的则不能。对于设备计量过程中诸如各种假设或近似计算等技术因素引发的不确定度，也同样如此。所以，凡不能直接或明确给出不确定度的定量描述时。可以通过多次试验，取得A类不确定度的评定，将其记为u2。

（5）辅助硬件如夹具、引线等引起的不确定度。由辅助硬件引入的不确定度，是微电子设备计量不确定度的主要来源之一，也是最复杂、最难于度量的一个影响因素。辅助硬件引入的不确定度，需要根据造成轴助硬件误差的介质、形状、长度、通导率和测量速度等，综合考虑、分析由于辅助硬件而引入的测量不确定度。关于辅助硬件误差，对不确定度的影响程度，一般和测试速率有关。特别是对交流误差与测试系统测试速率的增长成正比，即测试速率越陕，影响越大。如果存在不确定度，记为u3。

（6）测量重复性引起的不确定度。检测或校准结果是否稳定，与测量设备有关，与被测设备也有关，它们那是影响不确定度的一个重要因素。如果把测试的不稳定引入的测量不确定度记为u4，则用可以通过实验方法得出。实验次数越多越好，但至少，实验次数不能少于6次。

4.结束语

总而言之，在设备计量的过程中，对测量不确定度进行相关的评定，有利于人们对测量结构的判断，并且将设备计量结果规划在一定的范围内，使得人们采用相关的方法，来提高设备计量结果的准确度。 [科]

【参考文献】

[1]杨爱东.如何选择测量标准装置不确定度评定过程中的被检测量设备[J].上海计量测试，2004（03）.

电子配料秤不确定度评定 篇7

1.1 通过阅读配料秤使用说明和秤体铭牌标识, 确定被检定电子配料秤的最小秤量, 最大秤量以及最小累计载荷, 选取最大秤量略大于被校准配料秤, 且最大允许误差不大于被检衡器最大允许误差的1/3的非自动衡器。附表1:

1.1.1 确定常用物料通过对被检电子配料秤使用现场的观察, 咨询操作人员, 确定受检配料秤日常所配物料, 注意其颗粒大小。

1.1.2 确定日常配料点现场翻阅配料记录, 咨询操作人员, 确定日常配料量点。

1.1.3 预加载荷并重复称量测试前, 秤应预加多次载荷由零到最大秤量并重复数次, 在卸去载荷后示值为零且能有效保持再进行其他试验。

1.2 零点测试或加载前的置零将秤量读数置于零位, 空秤运行30分钟后能有效保持。

1.3 称重测试前的准备选取足量被检衡器常用物料供被动态称量测试使用;检定控制衡器, 其误差不大于被检衡器最大允许误差的1/3。

在物料测试前, 必须测试静态称量性能。加载时应从零点起逐步加到最大秤量, 然后以同样的方式卸载至零点, 称量点至少要选择10个 (必须包括最大秤量点和最小秤量点) 。采用附加砝码的方法以确定每一秤量点的误差。

1.4 动态称量测试

1.4.1 测试点选取一般至少应进行4个点的物料试验, 即最小秤量点、最大秤量点、接近最小累计载荷的某一秤量点和日常配料量点, 并对被检衡器日常配料量结果进行校准。

1.4.2 控制衡器称重利用控制衡器, 称出与测试点等量的试验用物料。

1.4.3 物料测试将称重后的试验物料倒入被检衡器配料斗中, 记录受检配料秤称重读数, 并将该过程重复10次以上。

在物料试验过程中, 应启动自动称量操作。自动称量操作和显示都能在主累计指示装置上观察和记录。在控制衡器上称量的被称载荷, 它的结果作为被称载荷的质量真值考虑。

2 测量结果不确定度评定

2.1 评定依据JJF1059-1999《测量不确定度评定与表示》;JJG555-1996《非自动衡器检定规程》;JJG648-1996《非连续累计自动衡器检定规程》。

2.2 数学模型△M=M-M0

式中:△M———电子配料秤自动称量示值误差;

M———电子配料秤称量结果示值;

M0———控制衡器称得测试点物料质量。

2.3 测量结果不确定度的A类评定以某0.2级分度值2kg最大秤量4500kg的电子配料秤为例, 对常用4000kg点进行10次测量, 结果为:4002, 4000, 4000, 3998, 3998, 4000, 4000, 4000, 4000, 4000 (单位:kg) , 计算平均值:

自由度vi=n-1

本次测量的A类不确定度为0.35kg。

2.4 测量结果不确定度的B类评定

2.4.1 不确定度来源 (1) 测量重复性, 即A类不确定度, 记为:u1=0.35kg, 灵敏系数。 (2) 控制衡器鄣M误差引起的不确定度, 记为u2。配料4000kg时一般选用最大秤量5000kg, 分度值2kg的秤为控制衡器, 查JJG555-1996《非自动衡器检定规程》可知其4000kg最大允许误差±2kg, 取半区间为1kg, 按均匀分布处理, 置信概率P%=100%, u2=0.58kg, 灵敏系数。 (3) 估读数误差引起的不确定度, 记为u3。取分鄣M0度值2kg的1/5即0.4kg为半区间, 按均匀分布处理, 置信概率P%=100%。, u3=0.23kg, 灵敏系数。 (4) 试验物料摆放不均匀引起的不确定度, 记为鄣Mu4。按照实际工作经验, 一般取0.3kg为半区间, 按正态分布处理, 置信概率P%=50%。k50=0.67, u4=0.45kg, 灵敏系数。 (5) 试验物料颗粒大小引起的不确定度, 记为u5。按照实际情况, 该秤常用物料是粗石子, 一般取0.5kg为半区间, 按正态分布处理, 置信概率P%=95%。k95=2, u5=0.25kg, 灵敏系数。

2.5 合成标准不确定度由于输入量彼此独立不相关, 因此对于电子配料秤动态称量结果的合成标准不确定度

2.6 扩展不确定度取k=2, 扩展不确定度U=kuc=1.76kg

2.7 相对扩展不确定度

综上述, 该电子配料秤4000kg称量点测量结果可表示为:m=3999.8kg, Urel=0.04%。

参考文献

[1]李慎安主编, 测量不确定度与检测辞典, 中国计量出版社, 1996.

[2]王江主编, 现代计量测试技术, 中国计量出版社, 1990.

[3]费业泰主编, 误差理论与数据处理, 机械工业出版社, 1981.

[4]赵亚军主编, 天平砝码秤测量不确定度评定, 中国质检出版社, 2012.

心电监护仪电压测量不确定度评定 篇8

1)测量依据：J J G760-2003《心电监护仪检定规程》;

2)测量标准：心电监护仪检定仪;

3)测量对象：心电监护仪;

4)测量条件：环境温度(20±10)℃，相对湿度不大于80%;

5)测量方法：

将被检心电监护仪灵敏度设为10mm/m V，走纸速度为25m m/m V，检定仪输出1 m V, 10Hz的方波信号，由检定装置输出标准电压信号，心电监护仪接收信号后，打印波形，去掉前5个峰波后，取10个连续峰峰值用于计算。

6)评定结果的使用：符合上述条件的测量结果，一般可直接使用本不确定度的评定方法。

2 数学模型

根据JJG760-2003《心电监护仪检定规程》，电压测量的公式Um为：

式中：

Um———电压测量值，m V;

Hm——记录幅值，mm;

Sm———心电监护仪灵敏度，mm/m V。灵敏度Sm在试验中选择10m m/m V档，作常数处理。

方差和灵敏系数

3 标准不确定度分量评定

3.1 由测量重复性引入的标准不确定度

在规定条件下，输入电压为1m V情况下对记录幅值Hm进行10次测量，计算出Hm的平均值。并用下列公式计算

实验标准差：则有：

3.2 标准器电压误差引入的标准不确定度

根据检定规程，仪器电压幅度的最大允许误差为±1.0%mm，均匀分布，可得

3.3 钢直尺的示值误差产生的不确定度

150m m钢直尺最大示值误差为±0.1m m，均匀分布

3.4 取样不准估算的标准不确定度

对线误差由于心电监护仪描记线粗细不一，在线粗为0.5mm时目视对线误差作三分之一线粗，即±0.17mm，作均匀分布处理，

4 合成标准不确定度计算

由于各向量互不相关，即合成标准不确定度：

5 扩展不确定度确定

取k=2，则有：U=kuc=2×0.0164=0.033 m V

6 测量结果与不确定度表示

在输入电压为1m V情况下，测量结果及扩展不确定度表示为

7 测量不确定度验证

选一台心电监护仪，送泉州市计量所在标准条件下对心电监护仪的电压指标进行检测，近期内用本装置在标准条件下对心电监护仪相关指标的进行检测，结果如下：

比对结果最大差值为0.1mm，则有相对误差：

符合JJG760-2003《心电监护仪检定规程》，计量标准的测量不确定度得到验证。

摘要：采用A类和B类相结合的评定方法, 从概述、数学模型、标准不确定度分量评定、合成标准不确定度计算、扩展不确定度确定、测量结果与不确定度表示等六个方面评定心电监护仪电压测量不确定度。

关键词：心电监护仪电压,测量不确定度,评定

参考文献

菌落总数检验的不确定度评定 篇9

1 材料与方法

1.1 材料

随机购买市售速冻水饺15件。

1.2 检验方法

无菌操作取检样25g剪碎放于含有225ml灭菌生理盐水中振摇做成1∶10的均匀稀释样液。选择2~3个适宜稀释度, 每个稀释度作两个平皿;及时将46℃平板计数琼脂培养基注人平皿约15ml混匀待琼脂凝固后, 倒置于 (36±1) ℃恒温箱内培养 (48±2) h计数;选择平板菌落数在30~300之间的稀释度报告结果, 以同稀释度的两平皿的平均菌落数报告。

2 结果与分析

2.1 实验结果

对15件样品进行检验, 得到15个样品菌落总数的结果。具体结果详见表1。

2.2 不确定度分析

菌落总数检测中影响结果的因素较多, 而重复测量带来的不确定度占主要部分, 故采用统计学的方法 (A类) 评定测量不确定度。

根据贝赛尔公式, 可计算出检测结果对数值标准偏差的合并样本标准差:

总体合成标准差:

扩展不确定度:U=KUc

取置信水平P=95%, V=20, 查t分布表得:t95 (20) =2.086

扩展不确定度U=2.086×0.0403=0.0841

2.3 结果报告

当检测结果以2次平行样对数值的平均值表示时, 其取值区间分布于±0.0841之间。当检测结果以2次平行样平均值表示时, 相对于对数值再取反对数, 得其取值区间分布。样品菌落总数lg X=lg X±0.0841。

1#测试样品, 平行样结果对数值的平均值为6.371, 其取值区间6.287~6.455, 取反对数得2次测量平均值的取值区间为1936421~2851018CFU/g, 基于本次测试方法所得的不确定度, 1#测试样品菌落总数的测试结果可估算为1.9×106~2.8×106CFU/g之间。

8#测试样品, 平行样结果对数值的平均值为6.176, 其取值区间6.092~6.260, 取反对数得2次测量平均值的取值区间为1235947~1819701CFU/g, 基于本次测试方法所得的不确定度, 8#测试样品菌落总数的测试结果可估算为1.2×106~1.8×106CFU/g之间。

15#测试样品, 平行样结果对数值的平均值为6.531, 其取值区间6.447~6.615, 取反对数得2次测量平均值的取值区间为2798981~4120975 CFU/g, 基于本次测试方法所得的不确定度, 15#测试样品菌落总数的测试结果可估算为2.7×106~4.1×106CFU/g之间。

3 讨论

同常规理化分析结果测量不同, 样品中菌落总数测量的特点是测量结果的发散性大, 因此可以仅考虑由分散性引起的测量不确定度, 其他不确定度可以忽略不计。采用贝塞尔公式计算标准偏差求标准不确定度一般要N≥10, 但在工作中对每份样品均进行10次重复检测不太切合实际, 可以通过对一类样品的检测数据运用合并样品平方差的方法评定不确定度。

本次实验是对20个样品进行检验, 得到的测量结果相差太大, 直接计算标准差已不合适, 故取对数后进行计算。本实验与许如苏等 (2007) 在对水产品菌落总数不确定度评定取得结论一致。由于微生物的特性, 国家食品卫生法中规定微生物检验结果不能复检。动物源性食品往往规定了细菌总数的限量标准, 细菌总数检验结果是衡量产品合格与否的依据之一, 在我们用检测值与限量标准进行比较做判定时, 会出现检测值在限量标准附近的产品, 因此为了使检测结果客观准确, 有必要进行检测结果不确定度的评定。

参考文献

[1]中华人民共和国国家计量技术规范.测量不确定度评定与表示[S].国家质量技术监督局, 1999.

[2]许如苏, 罗惠明, 林彩华, 梅锦.水产品菌落总数检验不确定度的评定[J].中国卫生检验杂志, 2007.

[3]刘丽花, 周红, 任永红.菌落总数测定中的不确定度评定[J].现代预防医学, 2007.

[4]张霞.微生物检验中不确定度的评定[J].中国卫生检验杂志, 2003.

[5]李玉玲, 宋莉莉.食品微生物学菌落总数检验中不确定度的评定[J].中华卫生检验杂志, 2005.

电动机效率测量不确定度评定 篇10

目前世界各国没有一个统一的电机效率测试方法, 在测试电机效率时基本上是采用测量各损耗分量而求取效率的损耗分析法, 但在具体方法上目前并不统一, 不同的试验方法测试的结果必定不同, 尤其是不确定度评定结果就更不一致。为确保各实验室对电机测试结果的一致性, 本文根据我国中小型三相异步电动机 (以下简称“电机”) 能效等级检测的要求, 依据GB/T1032—2005《三相异步电动机试验方法》中的E1法, 对电机效率进行不确定度评定。

1 测量对象、检测设施及环境

测量对象:三相异步电动机, 型号为Y90S-2 1.5 k W。

检测设施:50 N·m试验台, 包括WT1600型数字功率计、3541型电阻计、2635A型数据采集器、0260DM50L型转矩转速传感器、电动机效率测试软件。

环境温度:15.4℃。

2 数学模型

输出功率P2=输入功率P1-总损耗ΣP

总损耗ΣP=铁耗PFe+风摩耗Pfw+定子在规定温度 (θs) 下I12R损耗Pcu1+转子在规定温度 (θs) 下I22R损耗Pcu2+负载杂散损耗Ps

铁耗PFe=P′0-风摩耗Pfw

其中P′0=空载输入功率P0-空载定子铜耗P0cu1

3 重复性引入的A类不确定度

在相同的试验条件下, 且保持环境温度15.4℃, 湿度53%时, 分别对同一台电机进行6次效率测量试验, 详细数据记录如表1所示。

按JJF1059—1999中的公式 (9) 可得单次效率测量结果及单次测量结果的实验标准差为:

4 单一测量B类标准不确定度

在试验中, 被测量的各个参数有的可以通过仪表直接测得;有的则为间接测量, 即通过测量与之有函数关系的各量经计算而得。直接测量和间接测量2种情况下的B类标准不确定度的合成方法亦不同。

(1) 采用直接测量法的参数, B类标准不确定度用其相关影响因素的单项B类标准不确定度的“方和根”法合成:

式中, u (x) 为合成B类标准不确定度;uxi为各参数相关因素的单项B类标准不确定度;n为相关因素数。

(2) 间接测量参量u (y) 的B类绝对合成不确定度符合“不确定度传播律”, 参见JJF1059—1999中6.2条。

式中, u (xi) 为直接测量参量的B类合成不确定度。

公式 (1) 可演变为B类相对合成不确定度urel (y) 的计算公式:

式中, y=f (X1, X2, …Xn) , 为间接测量参量, 是多个直接测量参量的函数;uref (xi) 为直接测量参量的相对B类合成不确定度。

(3) 电动机实际输出功率采用损耗分析法求取时, 其不确定度uref (P2) 计算方法为:

总损耗ΣP (W) =PFe+Pfw+Pcu1+Pcu2+Ps

所以, P2=P1- (PFe+Pfw+Pcu1+Pcu2+Ps)

式中, P1、P2、Pcul、Pcu2、PFe、Pfw分别为输入功率、轴功率、定子铜耗、转子铜耗、电机铁耗和机械耗 (W) 。

额定负载杂散损耗按推荐值取Ps=0.005P1, 则A=0.005, A为推荐值系数。

urel (P1) 为输入功率的相对合成B类不确定度;由于P1直接测量, 其不确定度由电参数决定, 此次试验采用的是YOKOGAWA, WT1600的电参数, 根据其校准证书, Urel (P1) =0.2%, k=2。所以由计量标准引入的不确定度分量为由于此次测量功率P1=1 747 W, P2=1 500 W, 根据证书仪器在 (380×5) W时为0.05%, 则功率仪综合标准不确定度urel (P1) =0.11%。

urel (Pcu1) 为定子铜耗的相对合成B类不确定度, 计算公式如下:

其与urel (I) 和urel (R) 有关, 由于对urel (I) 产生影响的是YOKOGAWA, WT1600的电参数, 根据其校准证书, 电流Urel=0.08%, k=2, 所以由计量标准所引入的不确定度分量为由于此次测量电流<5 A, 由证书标准值4 A, 1路示值4.000 1 A, 2路示值3.999 A, 3路示值4.001 A, 4路示值3.999 A, 则仪器在<5 A引入的不确定度分量为:

则此电参数测量电流时综合标准不确定度

对uref (R) 产生影响的是电阻计, 此次试验采用的是HIOKI的电阻计, 根据其校准证书, 其不确定度Urel=0.03%, k=2, 所以由计量标准所引入的不确定度分量为由于此次测得电阻<20Ω, 由证书输入值20.01Ω, 示值20.011Ω, 则仪器在<20Ω引入的不确定度分量为:所以此电阻计综合标准不确定度

由此可以得出:urel (Pcu1) =[4 (ure1 (I) ) 2+ (urel (R) ) 2]0.5=[4×0.042+0.0162]0.5=0.082%。

urel (Pcu2) 为转子铜耗的相对合成B类不确定度, 计算公式如下:

式中, PD=P1-Pcul-PFe=1 567.07 W。

urel (Pst) 为转差率的相对合成B类不确定度, 按电机转速不确定度计, 此次试验采用的是KISTELER, 10 N·m的转速传感器, 根据其校准证书, U转速=0.1%, k=2, 所以由计量标准所引入的不确定度分量为:由于此次测得转速<3 000 r/min, 则由证书查得仪器在<3 000 r/min时引入的不确定度分量为0.01%, 故转速传感器综合标准不确定度

urel (Pp0′) 为电动机铁损耗和机械耗的相对合成B类不确定度, 其中Pp0′=PFe+Pfw=48.73+16.61=65.34 W, 故:

式中, P0、P0′、P0cul为空载试验获得铁机耗时输入功率、铁耗加机械耗、空载铜耗 (W) ;urel (P0) 为空载试验额定电压时, 输入功率相对合成B类不确定度, 按uref (P1) 计;urel (PP0cu1) 为空载试验额定电压时空载铜耗相对合成B类不确定度, 按公式 (3) 计算。

最终可得:

5 间接测量参量效率的相对B类不确定度uref (η) 合成方法

式中, urel (P2) 为电动机输出功率合成不确定度;urel (P1) 为电动机定子输入功率合成不确定度。

6 三相异步电动机效率的扩展不确定度

型号为Y90S-2 1.5 k W的三相异步电动机效率测量合成不确定度为:

扩展不确定度为:

7 结语

测量不确定度是表示测量结果可信度的参数, 它与测量结果相联系。本文通过对型号为Y90S-2 1.5 k W的三相异步电动机采用E1法检测效率, 建立数学模型, 确定不确定度来源及分析计算方法来评定不确定度, 对不同型号规格的三相异步电动机能效等级评定起到了借鉴作用, 对推动中小型三相异步电动机的能效标识实施具有重要意义。

参考文献

[1]GB/T1032—2005三相异步电动机试验方法

[2]JJF1059—1999测量不确定度评定与表示

[3]周洪发.转矩示值误差测量结果的不确定度评定.电工电气, 2010 (8)