不确定度的评定步骤及方法1

1、1 范围 12 规范性引用文件 13术语及定义 14 产生测量不确定度的原因和测量模型化 15A 类相对标准不确定度的评定 26B 类相对标准不确定度的评定 47合成标准不确定度的评定 18扩展不确定度的评定 19测量不确定度的表示 1101不确定度的评定与表示1 范围1.1本规范适用于本实验室各种准确度等级的测量。1.2本规范主要涉及有明确定义，并可用唯一值表征的被测量估计值的不确定度。2 规范性引用文件下列文件对于本文件的应用是必不可少的。凡是注日期的引用文件，仅所注日期的版本适用于本文件。凡是不注日期的引用文件，其最新版本（包括所有的修改单）适用于本文件。GB/T6397.6-2009测

2、量方法与结果的准确度（正确度与精密度）第 6 部分：准确度值得实际应用JJF1059-1999测量不确定度的评定与表示JJF1001通用计量术语及定义3 术语及定义引用 JJF1001通用计量术语及定义4 产生测量不确定度的原因1测量过程中的随机效应及系统效应均会导致测量不确定度，数据处理中的修约也会导致不确定度。1测量中可能导致不确定度的来源一般有：a）被测量的定义不完整；b）复现被测量的测量方法不理想；c）取样的代表性不够，即被测样本不能代表所定义的被测量；d）对测量过程受环境影响的认识不恰如其分或对环境的测量与控制不完善；e）对模拟式仪器的读数存在人为偏移；f）测量仪器的计量性能（如灵敏

3、度、鉴别力阑、分辨力、死区及稳定性等）的局限性；g）测量标准或标准物质的不确定度；h）引用的数据或其他参量的不确定度；i）测量方法和测量程序的近似和假设；j）在相同条件下被测量在重复观测中的变化。上述的不确定度的来源可能互相关联。对于那些尚未认识到的系统效应，显然是不可能在不确定度评定中予以考虑的，但它可能导致测量结果的误差。1测量不确定度通常由测量过程的数学模型和不确定度的传播律来评定。由于数学模型可能不完善，所有有关的量应充分地反映其实际情况的变化，以便可以根据尽可能多的观测数据来评定不确定度。在可能情况下，应采用按长期积累的数据建立起来的经验模型。核查标准和控制图可以表明测量过程是否处于

4、统计控制状态之中，有助于数学模型的建立和测量不确定度的评定。1在修正值的不确定度较小且对合成标准不确定度的贡献可忽略不计的情况下，可不予考虑。如果修正值本身与合成标准不确定度比起来也很小时，修正值可不加到测量结果之中。1在测量不确定度评定中，也必须剔除测量结果中的异常值。异常值的剔除应通过对数据的适当检验进行1测量中，被测量 Y Y（即输出量）由 N N 个其他量Xi,X2,?,XN,通过函数关系 f f 来确定，即Y=f(Xi,X2,XN)式中，Xi,是对 Y Y 的测量结果 y y 产生影响的影响量（即输入量）。式（1）称为测量模型或数学模型。y=f(Xi,X2,XN)1输人量X1,X2,

5、?,XN可以是：一由当前直接测定的量。它们的值与不确定度可得自单一观测、重复观测、依据经验对信息的估计,并可包含测量仪器读数修正值，以及对周围温度、大气压、湿度等影响的修正值。由外部来源引人的量。如已校准的测量标准、有证标准物质、由手册所得的参考数据等。Xi的不确定度是 y y 的不确定度的来源。寻找不确定度来源时，可从测量仪器、测量环境、测量人员、测量方法、被测量等方面全面考虑，应做到不遗漏、不重复，特别应考虑对结果影响大的不确定度来源。遗漏会使 y y 的不确定度过小，重复会使 y y 的不确定度过大。评定 y y 的不确定度之前，为确定 y y 的最佳值，应将所有修正量加入测得值，并将所

6、有测量异常值剔除。y y 的不确定度将取决于K的不确定度，为此首先应评定为的标准不确定度 u（x）。评定方法可归纳为 A、B 两类。5A 类相对标准不确定度分量的评定由实验数据标准差评定 A 类相对标准不确定度分量由实验数据的标准偏差（贝塞尔公式计算）来评定 A 类相对标准不确定度分量，一般情况下要求如被测量 Y Y 的估计值为y,输人量 Xi 的估计值为 x,则有:(2)试验数据 5 三 n 三 9 即可满足要求。样品标准偏差计算如下：式中:s(w)s(w)被测物质含量的样本标准偏差；Wj一被测物质含量的值；W一被测物质含量的平均值。则 A 类相对标准不确定度分量表示为如下:式中：u uAr

7、el(w)(w)被测物质含量的 A 类相对标准不确定度分量；s(w)被测物质含量的样本标准偏差；n一测量次数；w物质含量。由方法的重复性限(或重复性临界极差)评定 A 类相对标准不确定度分量由产品标准检验方法给出的重复性限(或重复性临界极差)反推标准偏差，来评定 A 类相对标准不确定度分量。这种评定方法必须是标准(或检验方法)明确规定了重复性限(允许误差)或重复性临界极差的情况下使用。A 类相对标准不确定度分量表示为如下：式中：u uArel(w)(w)被测物质含量的 A 类相对标准不确定度分量；s(w)被测物质含量的样本标准偏差；n一测量次数；w物质含量；rn次平行测量的重复性限；f(r)n

8、次平行测量的临界极差系数。注： “f(n)”值引自GB/T6379.6-2009测量方法与结果的准确度(正确度与精密度)第6部分： 准确度值得实际应用中“表1”。见附表一UArel(W)(4)UArel(w)s(w)“nwrf(n)：Jnws(w)由试验数据极差评定 A 类相对标准不确定度分量在重复性条件下或复现性条件下，对 Xi进彳 Tn 次独立观测，计算结果中的最大值与最小值之差 R(称为极差)，在 Xi可以估计接近正态分布的前提下，A 类相对标准不确定度分量可按近似的评定。这种方法是在产品标准未明确标明检验方法的重复性限定 A类相对标准不确定度分量。表示如下：式中：UArel(w)被测物

9、质含量的 A 类相对标准不确定度分量;s(w)s(w)被测物质含量的样本标准偏差；n一测量次数；w物质含量；R R 一实验数据极差；C一极差系数。注：“C”引自JJF1059-1999测量不确定度评定与表示中“4.4表1”见附表二由历史实验数据的标准差评定 A 类相对标准不确定度分量在规范化的常规测量中， 如对被测量如有m组这样的被测量，其常规测量方法的m、Si2iJw式中:UArel(w)被测物质含量的 A 类相对标准不确定度分量;斗一m组平行测量标准偏差的合并样本标准偏差，w一被测物质含量；m一被测量数据的组数；2s各组实验数据的标准偏差。对一个测量过程，若采用核查标准或控制图的方法使其处

10、于统计控制状态，则该统计控制下，由该测量过程对被测量 X 进行的n次重复观测，以算术平均值作为测量结果，则该结果的 A 类相对标准不确定度分量，按下式计算：(允许差卜实验数据又少的情况下近似地评uArels(w)R“nwC:.Jnw(6)X 都进行了重复性条件下或复现性条件下的 n 次独立观测,A 类相对标准不确定度分量的评定方法如下：uArel(w)=式中:UArel(w)被测物质含量的 A 类相对标准不确定度分量;Sp-k k 次核查过程测量标准偏差的合并样本标准偏差，w一被测物质含量；k k核查次数；2S2各组实验数据的标准偏差。由实验数据极差相对值的标准偏差评定 A 类相对标准不确定度

11、分量由同一类检验方法历史实验数据极差相对值的标准偏差评定 A 类相对标准不确定度分量。一般在测量次数较小时采用该法。按下式计算：UArel(W)=Srel(9),m(n-1)式中：UArei(w)被测物质含量的 A 类相对标准不确定度分量；srel-m组n次平行检测数据的极差相对值的相对标准偏差；m一被测量数据的组数；n平行次数。6B 类相对标准不确定度分量的评定获彳导B 类标准不确定度的信息来源一般有：a)以前的观测数据；b)对有关技术资料和测量仪器特性的了解和经验；c)生产部门提供的技术说明文件；d)校准证书、检定证书或其他文件提供的数据、准确度的等别或级别，包括目前暂在使用的极限误差等；

12、e)手册或某些资料给出的参考数据及其不确定度；f)规定实验方法的国家标准或类似技术文件中给出的重复性限r或复现性限 R Ro用这类方法得到的估计方差U2(xi),可简称为 B 类方差。(8)如估计值为来源于制造部门的说明书、检定或校准证书、手册或其他资料，其中同时还明确给出了其不确定度U(x是标准差S(x叫k倍，指明了包含因子k的大小，则标准不确定度u(Xi)可取U(x)%,而估计方差u2(Xi)为其平方，相对不确定度为uBrel=u(xJx。例：校准证书上指出标称值为 lkg 的祛码质量m=1000.00032g,并说明按包含因子 k k=3 给出的扩展不确定度 U U=0.24mg。则该祛

13、码的标准不确定度为u(m)=0.24mg/3=80ug,相应的相对标准不确定度为：urel(m)=u(m丫m=80父109。如Xi的扩展不确定度不是按标准差S(Xi的 k k 倍给出，而是给出了置信概率 p p 为 90%95%或 99%的置信区间的半宽U90、U95、U99,除非另有说明，一般按正态分布考虑评定其标准不确定度u(x卜相应的置信概率的包含因子为kp(见附表三)，则标准不确定度u(Xj)可取Up/kp,相对不确定度为如已知信息表明X之值Xj分散区间的半宽为a,且Xj落于xa至xi+a区间的概率p为 100%,即全部落在此范围中。通过对其分布的估计，可以得出标准不确定度 u(Xj=

14、a/k,相对不确定度为uBrel=u(X)为。因为k与分布状态有关(见附表四)。在缺乏任何其他信息的情况下，一般估计为均匀分布是较合理的。在输人量Xi可能值白下界a/口上界a寸目对于其最佳估计值X并不对称的情况下，即下界a_=Xb上界a+=x+b+其中b_#b+。这时由于Xi不处于a至a卷间的中心，X的概率分布在此区间内不会是对称的，在缺乏用于准确判定其分布状态的信息时，按均匀分布处理可采用下列近似评定：u2(X)=(a十一a_f/12,相对不确定度为uBrel=u(Xi)x。对于数字显示式测量仪器，如其分辨力为&,则由此带来的标准不确定度为(按均匀分布估计)u(Xi)=6X/k=0.

15、5a八,3=0.29d,相对不确定度为uBrel-u(XiXXi。对于所引用的已修约的值，如其修约间隔为可，则因此导致的标准不确定度为(按均匀分布估计)u(Xi)=6X/k=0.5=0.296X,相对不确定度为uBrel=u(XyXio在规定实验方法的国家标准或类似技术文件中，按规定的测量条件，当明确指出两次测量结果之uBrel=u(x。差的重复性限r或复现性限R时，如无特殊说明，则测量结果标准不确定度为u(Xj)=r/2.83或u(xi)=R/2.83,(2.83 为临界极差系数，参考附表一)，相对不确定度为uBrel=为。当测量仪器检定证书上给出准确度等别时，可按检定系统表或检定规程所规定

16、的该等别的测量不确定度大小(一般按正态分布处理)，按 6.2 或 6.3 评定。当测量仪器检定证书上给出准确度级别时， 可按检定系统或检定规程所规定的该级别的最大允许误差士a与其他信息进行评定(一般按均匀分布处理)，所以u(xi)=a/V3，相对不确定度为UBrel=u(X)，为。7 合成标准不确定度的评定合成标准不确定度按输出量 Y Y 的估计值 y y 给出的符号为uc c(y(y),),它为输出估计值的合成方差2uc(y)的正平方根可以按不确定度分量的 A,B 两类评定方法分别合成，如ucA(y)、ucB(y)分别为仅按 A,B 类标准不确定度分量的合成不确定度。当全部输人量Xi是彼此独

17、立或不相关时，合成标准不确定度u/y)由下式得出：2NNu uc2y y 八u u；X Xi八 u ui2y y(10)i1卜凶i1即：- -y=y.uy=y.u2ArelIy yu ucBrely y(II)8 扩展不确定度的评定扩展不确定度分为两种：1)在合成标准不确定度uc(y)确定后，乘以一个包含因子 k k, ,即U=kuc(y)。可以期望在 y-Uy-U 至 y+Uy+U 的区间包含了测量结果可能值的较大部分。k k 值一般取 23,在大多数情况下取 k k=2,当取其他值时，应说明其来源。2)将uc(y徘以给定概率 p p 的包含因子kp,从而得到扩展不确定度Up。可以期望在y-

18、Up至pppy+Up的区间内，以概率 p p 包含了测量结果的可能值。kp与 y y 的分布有关。当可以按中心极限定理估计接近正态分布时，kp采用t分布临界值(或简称t值，见附表五)。kp=tp(Veff),一般采用的 p p 值为 99%和 95%。多数情况下，采用 p p=95%o 对某些测量标准的检定或校准，根据有关规定可采用p=99%。当Veff充分大时，可以近似认为k95=2、k99=3,从而分别得出U95=2uc(yU99=3uc(y卜当只给出扩展不确定度 U U 时，不必评定各分量及合成标准不确定度的自由度Vi及Veff。在实际工作中，如又丫可能值的分布作正态分布的估计，虽未计算

19、veff，但可估计其值并不太小时，则U=2Uc(y)大约是置信概率近似为 95%勺区间的半宽，而U=3Uc(y)大约是置信概率近似为 99%勺区间的半宽。如果可以确定 Y Y 可能值的分布不是正态分布，而是接近于其他某种分布，则绝不应按 k k=23 或kp=tp(Veff计算U或Up。9 测量不确定度的表示合成标准不确定度uc(y汨报告可用以下 4 种形式之一，例如，标准祛码的质量为ms,测量结果为 100.02147g,合成标准不确定度uc(ms)为 0.35mg,则ms=100.02417g；合成标准不确定度Ucg)=0.35mg。ms=100.02417(35b;括号内的数是按标准差给

20、出，其末位与前面结果内末位数对齐。ms=100.02417(0.00035g；括号内按标准差给出，与前面结果有相同计量单位。ms=100.024170.00035g；正负号后之值按标准差给出，它并非置信区间。形式 b)一般用于公布常数、常量。形式 d)虽为 IS031量和单位一贯采用，但因习惯上用于表示高置信概率的区间，一般应避免使用。U=ku/y用报告可用以一 F 两种形式之一，例如，uc(y)=0.35mg,取包含因子 k k=2,U U=20.35mg=0.70mg,贝 Ums=100.02417g；U U=0.70mg；k k=2。ms=(100.024170.00070卜；k k=2

21、。Up=kpuc(y的报告可用以下四种形式之一，例如，u/y)=0.35mg,Veff=9,按 p p=95%,查附表得kp=t95（9）=2.26,U95=2.26父0.35mg=0.79mg,则:ms=100.02417g；U95=0.79mg,veff=9。ms=100.02417(79)g；Vef=9,括号内的数是U95的值，其末位与前面结果内末位数对齐。ms=100.02417(0.00079卜；Vef=9,括号内的数是U95的值，与前面结果有相同计量单位。ms=(100.024170.00079)g；Veff=9,加减号后之值是U95的值。不确定度也可以以相对形式Urel或urel

22、报告ms=100.02417(17.9父10-6)g；p p=95%,式中 7.910-6为U95rel之值。ms=100.02417g；U95rel=7.9M0-6。s1e估计值 y y 的数值和它的合成标准不确定度uc(y域扩展不确定度 U U 的数值都不应该给出过多的位数。通常为两位有效数字，在报告最终结果时，有时可能要将不确定度最末位后面的数都进位而不是舍去，但一般的修约规则(参见 GB3101-1993有关量、单位和符号的一般原则)也应该可用。输入和输出的估计值，应修约到与它们不确定度的位数一致。附录表1临界银差系数/(n)ito2&8255.233.3265.243.627

23、5,253.9凋5.3e4.029S.374.2305.3a4.3315.394T325.3104.5335.4114.6345.4124.E35负 413L7365.4144.737S.415%8385.5164.8355.5174.g4。5.5184.9455.6195,05。5.6205.005.821s.o70$.9225.1805.9235.1906.0345PI)006.1注r临界横差系数是(：-一工 g”。之分布的9SK分位效，其中与土讪分别为从标睢裁为1T的正态总阵中抽取的样本髭为H的样本的极大值与褪小恒.表二极差系数 C C 及自由度v*12A45675&c11落1.642.06W.33区532.70w.卮52.97VUx9L8E.73.64,543606,6A(M)so看g.279095g5.459973*0.ti711.64SI-9后Q22-57-63分命於皿tXi正态9r73习-a/3三阳1O0启/B梆格方=d7】1O0E矩形c均 E)100CI表二正态分布情况下置信概率 p 与包含因子 kp 间的关系附表四常用分布与 k k、u(xj)的关系反正法loo“vr网点1O01鼻附表五t分布在不同置信概率?与自由度好的%e）值（工值）（补充件