Page 53 - 《橡塑技术与装备》2022年7期

综述与专论 丁娟娟 等·对压力表测量结果不确定度评定的探讨

根据本文中测量结果的数学函数及不确定度分量 19.8 20.2 19.8 20.0 20.0
合成方法，灵敏系数具体计算如下 ： 19.8 19.8 20.0 20.0 19.8
C 1 = ∂ P 被 / ∂ P 标 =1 C 2 = ∂ P 被 / ∂ P 标 =1 由以上数据可得其示值平均值为 ： P =19.92 MPa
C 3 = ∂ P 被 / ∂ P 标 =θ=1 C 4 == ∂ P 被 / ∂ P 修约 =1/2θ=0.5 用贝塞尔公式可计算得出其单次实验标准偏差
5.2 方差 为：
方差表明了随机误差的大小和测得值的分散程 10
∑ 2
度。也就是离其期望值的距离。方差越大，测得值的 ( p − p)
i
分布越分散。当数据分布比较分散时，各个数据与平 S p = i 1 = = . 0 14 MPa
均数的差的平方和较大，方差就较大 ；当数据比较集 10 − 1
即： 0.14/40×100%==0.35%
中时，各个数据与平均数的差的平方和较小。因此方
按规程规定，压力表是取其示值的算术平均值作
差越大，数据的波动越大 ；方差越小，数据的波动就
为测量结果，故其
越小。
由测量重复性引入的标准不确定度为 ：
根据本文对压力表不确定度来源的具体分析，方
s s
差计算可按下式进行 ： u = = C C 2 2 pp × 1 1×× . 0 1 . 0 144 ×100%=0.11%100%=0.11%
×
×100%=100%=
40 10
2 2 2 2 2 2 40 40 10 10 4 100
u =u 1 + u 2 + u 3 + u 4
（B
6.3 估读示值引入的标准不确定度分量 u 3
6 标准不确定度评定 类）
由上述不确定度来源分析可对其逐项进行标准不 由于指针式压力表在读取示值时一般是要在很
确定度分量具体评定如下 ： 小的分度内估读，而不同观测者的观察位置角度
6.1 由数字精密压力表引入的不确定度分量 或个人习惯的不同等原因都可能会对同一状态下的指
u 1 （B 类） 示数值的读取略有差别 ；国家检定规程规定，对一般
由于压力表检定过程中示值误差是被检表示值与 压力表的示值要求估读到分度值的 1/5，故其分布为
标准器示值相比较的方法得到的，所以标准器引入的 均匀分布即包含因子 k= 3 ，由已知条件可知被检压
不确定度也需要考虑在内。 力表分度值 θ=1 MPa 上述估算值可靠性为 50%，则其
我公司由上级检定机构河南省计量研究院给出的 不确定度分量 u 3 为：
数字精密压力表准确度等级为 0.2%（p=0.99）, 服从 C × 5 / 1 1× 5 / 1
u 3 = 3 × 100 % = × 100 % = . 0 29 %
正态分布，查 JJF1059.1-2012 表 2 可知 40 3 40 3
k p =2.58，故有 ： 由 JJF1059.1-2012 中式（17）得 ：其自由度
U 1 =C 1 ×0.2%/2.58=0.078% v 3 =½×(50%)-2=2
U 2 为正态分布，所以 v 1 =∞ （B
6.4 数据修约引入的标准不确定度分量 u 4
6.2 示值多次重复测量引入的标准不确定度 类）

分量 u 1 （A 类） 因被检表测量结果的数据修约误差应为估读值的
在日常压力表检定过程中，通常在相同条件下， ½, 且其为均匀分布 , 故其包含因子 k= 3 ，
通过多次测量可以得到一系列不完全相同的数据，测 则
得值具有一定的分散性，这种现象受诸多随机因素影 C 4 × 1× 5 / 1 × 2 / 1 2 / 1 × 1× 1× 5 / 1 × 2 / 1
u 4 = × 100 % = × 100 %
响，常常用测量重复性来表征该变化。所以重复性作 40 3
= . 0 072 %
为不确定度分量之一不可或缺。
其估算值可靠性为估读值可靠性的一半，即
现依据检定规程 JJG52-2013，在重复性条件下
25％，则 ：自由度 v 4 =½×(25%)-2=8
（相同的测量程序、相同的观测者、在相同的条件下使
6.5 环境温度变化引入的不确定度分量
用相同的标准器，在相同地点，短时间内），对被检一
按国家规程要求，0.2 级数字精密压力表的检定
般压力表在 20 MPa 处示值进行 10 次重复检定，得到
温度范围为（20±3）℃，一般压力表的检定温度范围
下列一组数据（单位 ： MPa）：

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