大豆水分含量测量不确定度评定ppt课件.ppt

1 不确定度评定实例4大豆水分含量测量结果不确定度评定 2 1 概述 1 1目的评定大豆水分含量测量结果的不确定度 1 2测量仪器最大允差 0 1mg电子天平 分辨力为0 1mg 1 3测量过程步骤1 用电子天平称量恒重的铝盒 记为m0 并回零 步骤2 用同一电子天平称取装入2g烘干前大豆试样的铝盒 称准至0 1mg 记为m 步骤3 将试样放入干燥箱内 在 105 1 温度下烘干4小时 冷却后称量 记为m1 步骤4 复烘干至恒重 即连续两次干燥的质量变化不超过2mg为止 测量结果由两份样品的平均值给出 3 1 概述 续 1 4不确定度评定结果的应用符合上述条件或十分接近上述条件的测量结果 一般可以直接使用本不确定度评定的结果 对于其他试样水分测量结果的不确定度评定 可以参照本例的评定方法 4 2 数学模型和不确定度传播率 水分含量表示式为 4 1 式中 C 大豆样品中水含量 m 装入干燥前样品后铝盒的质量 g m1 装入的样品干燥 去水分 后铝盒的质量 g m0 没有装被测样品的恒重铝盒质量 g 5 质量m m1和m0是用同一台电子天平测量 是相关量 但是 m m1和m0之间或是相减或是相除 故为负相关 相关系数接近 1 其系统偏差被抵消 因此 此处采用互不相关的合成规则 方和根方法 进行合成 应用不确定度传播率 其合成方差的表示式为 4 2 式中 6 各灵敏系数分别为恒重铝盒质量m0通常为3 4g 因为方法规定称取2g样品质量 所以 干燥前样品加铝盒的质量m通常为5 6g 因水分含量一般小于10 故干燥后样品加铝盒的质量减小不大 m1一般也为5 6g 上述各灵敏系数应用m0 4g m 6g m1 6g计算得到 7 8 3测量不确定度来源 由水分含量 输出量C 的合成标准不确定度uC C 的表示式 4 2 可知 为求得uC C 首先必须求取各输入量 质量m m1和m0 的标准不确定度u m u m1 和u m0 然后通过灵敏系数c1 c2和c3分别计算出输出量的各标准不确定度分量u1 C u2 C 和u3 C 最后由式 4 2 计算出合成标准不确定度uC C 附录给出了测量结果不确定度评定因果关系图 通过因果分析 将每次称量的重复性合并为整个方法的重复实验所观测到的变异性 即由被测量 输出量 的重复性给出测量结果的一个不确定度分量 而不需要对每次称量的重复性引入的不确定度分量进行评定 9 为此 将式 4 2 合成方差的表示式改写为 4 3 式中 不确定度分量u4 C 是由重复性引入的输出量C的不确定度分量 10 4输入量的标准不确定度的评定 4 1没有装入样品的铝盒质量m0的不确定度u m0 评定铝盒质量m0通常为3 4g m0称量不确定度来自2个方面 第一 由天平称量不准引入的的不确定度 按B类方法评定 第二 天平标度的可读性 数字分辨力 按B类方法评定 因为m m1和m0数值相近 天平灵敏度和空气浮力引入的不确定度可以忽略不计 最后 称量的重复性 已归入到被测量 输出量 的重复性中 此处不重复计算 11 4 1 1m0称量不准引入的标准不确定度分量uB1 m0 电子天平经检定合格 由天平说明书可知其最大允许误差为 0 1mg 服从均匀分布 区间半宽度为am01 0 1mg 包含因子 由此引起的标准不确定度uB1 m0 为 4 4 12 4 1 2天平分辩力引入的标准不确定度分量uB2 m0 由天平说明书可知其分辩力为0 1mg 服从均匀分布 区间半宽度为am02 0 05mg 包含因子 由此引起的标准不确定度uB2 m0 为 4 5 13 4 1 3m0称量的合成标准不确定度分量u m0 不确定度分量uB1 m0 和uB2 m0 互不相关 m0称量的合成标准不确定度可采用方和根方法合成得到 4 6 14 4 2装有干燥前样品的铝盒质量m的不确定度u m 评定大豆样品质量 m m1 采用分辨力为0 1mg 最大允差为 0 1mg电子天平测量 实际上是用配衡体称量法通过2次称量给出的 即由一次回零 空铝盒 称量所得 m是电子天平回零后的第2次称量 同样 质量m称量不确定度来自2个方面 第一 由天平称量不准引入的的不确定度 按B类方法评定 第二 天平标度的可读性 数字分辨力 按B类方法评定 评定方法与4 1节相同 质量m测量的标准不确定度u m 为 4 7 15 4 3装有干燥后样品的铝盒质量m1的不确定度u m1 评定质量m1称量不确定度除了来自4 1节或4 2节所述的2个方面之外 还包括残余水分引入的不确定度分量 前2项不确定度分量评定方法与4 1节相同 质量m测量的标准不确定度u1 m 为 4 8 16 方法规定 复烘干至恒重 连续两次干燥的质量变化不超过2mg为止 所以残余水分可能值的区间半宽度为am14 1mg 服从均匀分布 包含因子 由此引起的标准不确定度uB3 m1 为 4 9 质量m1的不确定度u m1 为 4 10 17 五输出量标准不确定度分量评定 5 1输出量C的标准不确定度分量u1 C c1u m0 评定灵敏系数c1 0 1g 1 因此有 4 11 5 2输出量C的标准不确定度分量u2 C c2u m 评定灵敏系数c2 0 5g 1 因此有 4 12 5 3输出量C的标准不确定度分量u3 C c3u m1 的评定灵敏系数c3 0 5g 1 取正值有 4 13 18 5 3输出量C的重复性引起的标准不确定度分量u4 C 的评定测量了2批样品 每批样品分别进行7次独立重复测量 测量结果列于表4 2 对5 左右水分含量的第一批大豆样品重复测量的单次测量实验标准差为 4 14 19 技术标准规定大豆水分含量由2次测量的平均值给出 故重复性引入的测量结果的标准不确定度为 4 15 10 左右水分含量的重复性引入的测量结果的标准不确定度为 4 16 20 21 22 水分含量C测量结果的合成标准不确定度uC C 评定 将式 4 11 4 13 和 4 16 代入 4 3 可以计算出水分含量C的合成标准不确定度uC C 4 17 式中 重复性引入的水分含量的测量结果的标准不确定度采用较大的u42 C 0 00023 的数值 23 七水分含量C测量结果的扩展标准不确定度U评定取包含因子k C 2 置信水准 置信概率 p 95 水分含量C测量结果的扩展不确定度U C 为 4 18 24 八测量结果及其不确定度报告 第1批大豆水分含量的测量结果为C 5 04 其相对扩展不确定度为包含因子k C 2 提供p 95 的置信水准 置信概率 第2批大豆水分含量的测量结果为C 9 8 其相对扩展不确定度为包含因子k C 2 提供p 95 的置信水准 置信概率 25 讨论 1 分析可知 采用分辨力为0 1mg 最大允差为 0 1mg电子天平测量大豆水分含量 其主要不确定度分量是由于大豆残余水分和测量重复性所引起 如欲减小大豆水分含量测量结果的不确定度 首先可以在步骤4中 复烘干至恒重 使连续两次干燥的质量变化比2mg小 例如小于1mg 其次可以增加测量次数 使测量结果由3次或更多次测量的平均值给出 减小测量重复性引入的不确定度 2 为简化测量不确定度评定 组合类似影响因素 将重复性因素组合在一起 因此 就不需要分别评定各输入量m m1和m0数的重复性引入的不确定度 而是直接评定测量结果 水分含量C 的重复性引入的不确定度 3 取消相互抵消的因素 因为m m1和m0数值相近 而且在计算水分含量C时 分子 m m1 和分母 m m0 中天平灵敏度相互抵消了 由此引起的不确定度可以忽略不计 4 由于水分含量C表示式的分子 m m1 和分母 m m0 中都有质量m 必须通过计算偏微分才能将m分离出来进行不确定度评定 26 附录 因果关系图 1 由式 4 1 可知 水分含量C通过称量方法确定 有3个输入量m m1和m0 所以 图4 1的因果图的分支结构导致一个分析结果 大豆水分含量C 指向该结果的分支有3个 即3个贡献因素 27 2 测量结果的主要影响因素是式 4 1 中的参数m m1和m0 每个分支都有自己的贡献因素 它们包括影响结果 水分含量 的各种因素 这些因素的不确定度都明显地对分析结果有贡献 对各参数的影响因素用次分支表示 如图4 2所示 注意 有3个 校准 影响因素 3个 分辩力 影响因素 3个 重复性 影响因素 以及1个 水分 残余含量 影响因素 28 3 应用因果关系图的精简规则二 组合类似影响因素 将重复性因素组合在一起 而使每次称量的变异性均贡献