JJG-1027-1991.pdf

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1、中华人民共和国国家计量技术规范 测量误差及数据处理 Te c h n i c a l No r m f o r E r r o r o f Me a s u r e me n t s a n d In t e r p r e t a t i o n o f D a t a ( 试行) J J G1 0 2 7 - 9 1 归口单位 :北京市技术监督局 1 5 9 8综 合 卷 计 量 本技术规范经国家技术监督局于 1 9 9 1 年 S月 5日批准，并 自1 9 9 2年 1 0 月 1日起 施行 。 本规范技术 条文由起草单位 负责解释 本规范主要起草人: 参加起草人 : 李慎安 ( 国家技

2、术监督局) 钱钟泰 ( 中国计t科学研究院) 刘智敏 ( 中国计t科学研究院) 薛新法 ( 北京市技术监督局) 何开茂 ( 国家技术监督局计t司) 王惠 贤 ( 北京市技 术监督局 ) J J G 1 0 2 7 - 9 1 1 5 9 9 目次 一 测量结果的误差评定 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 一1 6 0 0 二 计量器具准确度的评定 . . .

3、. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 一 “ . . . . . . . . . . 1 6 0 6 附录1 不同 置信概率P 下，自由 度， = n - 1 的t 分布的t ( v ) 值 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 1 6 0 9 附录 2 最大残差法的C值 ， ， 1 6 0 9 附录 3 最大误差法的C 值 。 。 。 ， 1 6 1 0 附录4 分组极差法的C值 “ ， ， 1 6 1 0

4、 附 录 5 举例 “ . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . ， 甲 甲 1 6 1 0 1 60 0 综 合 卷计 量 本技术规范对测量误差和数据处理中比较常遇到的一些问题做出统一的规定，以便正 确地给出和使用测量结果。 本规范适用于测量不确定度的评定、计量器具准确度的评定及其评定结果的表达。 本规范所研究的测量结果的方差是有限的O。 除非特别指明， 本规范所述处理方法与误 差的分布无关。 测t结果的误差评定 1 一般原理 由于存在一些不可避免对测

5、量有影响的原因，导致测量结果中存在误差。 误差的准确值、总体标准差都是未知的，但可以通过重复条件或复现条件下的有限次 数测量列的统计计算或其他非统计方法得出它们的评定值。 计算得到的误差和 ( 或)已确定的系统误差，应尽量消除或对结果进行修正。无法修 正的部分，在测量不确定度评定中作为随机误差处理。 2 测量误差的种类 测量误差是指测量结果与被测量真值之差它既可用绝对误差表示，也可以用相对误 差表示。按其出现的特点，可分为系统误差、随机误差和粗大误差 2 . 1 系统误差 在同一被测量的多次测量过程中， 保持恒定或以可预知方式变化的测量误差的分量。 按 其变化规律可分为两类: a 固定值的系统

6、误差。其值 ( 包括正负号)恒定。如， 采用天平称重巾标准珐码误差 所引起的测量误差分量。 b 随条件变化的系统误差其值以确定的，并通常是已知的规律随某些测量条件变 化。如，随温度周期变化引起的温度附加误差 2 . 2 随机误差 在同一量的多次测量过程中，以不可预知方式变化的测量误差分量它引起对同一量 的测量列中各次测量结果之间的差异，常用标准差表征。对标准差以及系统误差中不可掌 握的部分的估计，是测量不确定度评定的主要对象 2 . 3 粗大误差 指明显超出规定条件下预期的误差它是统计的异常值，测量结果带有的粗大误差应 按一定规则剔除。 3 误差来源及分解 任何详细的误差评定报告，应包括各误差

7、项的完整材料，其中应有评定方法的说明 3 . 1 误差来源 设被测量的真值为Y o ，而测量结果为Y，则绝对误差 Y可表示为: O 例如，在晶振频率的误差中，由于噪声导致理论方差发散，而是非有限的 J J G 1 0 2 7 - 9 11 6 0 1 A Y= Y一 Y 本条叙述由测量绝对误差 A y分解成可以评定的误差分量A Y , 绝对误差可认为是各分量 Y * 的代数和: A Y = 艺A Y , 的法则 分项时应使 ( 1 - 2 ) 得混人不应有的成分。 可以近似地认为， 式充分满足。为此， 应特别注意主要误差项不应重复或遗漏，(1.2) ( 1 . 3 ) 式中， Q * 是引起

8、Y , 误差分量 A Y * 与其产生的原因 Q * 之间成线性关系。即: A Y ,= C, O Q, ( k= 1 , 2 , , m) 的量;而其标准值为Q k N Q 。 为误差原因的取值。有: AQk = Q*一 Q- ( k= 1 , 2 , “ “ “ , m) ( 1 - 4 ) ( 1 . 3 )式中C ; 为误差原因Q . 的传播系数。 当忽略误差高次项时，同一原因产生的各项误差往往是十分接近线性关系的。而由不 同的并独立控制的原因产生的误差项则是相互独立的。如将一个误差原因引起的误差合并 为一个误差项后，则各个误差项亦将彼此独立 引起误差的原因通常可分为: 测量装置 (

9、包括计量器具)的基本误差; b 在非标准工作条件下所增加的附加误差; 所用测量原理以及根据该原理在实施测量中的运用和实际操作的不完善引起的方 法误差 ; d 在标准工作条件下，被测量值随时间的变化; 被测量因影响量变化引起的变化; f 与观测人员有关的误差因素 3 . 2 间接测量的误差传播系数 设被测量 Y系通过以下函数关系式，自直接测得的量X X, ,，X 。 计算出: Y=f( X X, I . . . I X. ) ( 1 - 5 ) 其中， 各个量 X * 的误差 X, ， 均将成为 Y的一个误差原因， 在这些原因彼此相互独立的 J清况下，各误差原因的传播系数为: C , =a f

10、1 d X, ( 1 - 6 ) 4 用统计学方法评定的不确定度 ( A类不确定度) 本规范建议在数据处理中，以最小二乘法所得结果为准，并建议测量列的自由 度不小于5 以下被测量 Y既可以是直接测量中的被测量，也可以是间接测量中的直接测量量 Y , ( 1 - 2 节) 。 对于Y , ， 则有对应的期望 估计值右( Y , )和标准差、 * 等。 4 . 1 重复条件下的测量列 在重复条件下， 对被测量Y多次测量， 获得测量列y ( i =1 , 2 , ， R ) ， 于 是， 可得 期望估计值E ( Y) ;标准差:( Y ) 0 它( Y ) 可认为是削弱了 随机误差 ( 但还带有恒定

11、系统误差) 的Y 值。 期望 估计值的标 准差用、( Y )声 几 估计。 1 6 0 2综 合 卷计 鱼 4 . 2 误差原因传播系数 C的实验估计 在一个误差原因Q 变化而其他原因不变时， 对被测量Y和 公 进行测量， 获得测量列 y o Q ， 可 得回 归 直 线: y ， = Co Q， 十 Y，( 1 . 7 ) 这里的C 即为 ( 1 . 3 )式中的误差原因传播系数的实验估计值 4 . 3 测量列测量结果的 期望估计值 对重复条件下的测量列y , Q = 1 , 2 , ， n ) , 测量 列的 测量结果期望 估计值左( Y ) 是 算术平均值y : ,e ( Y ) 一 y

12、 一 n t y ; ( 1 . 8 ) 4 . 4 从测量列计算标准差 重复条件下的 测量列y ( ， 一 1 , 2 , ， n ) ， 其标准差s 的 计算方法如下: 今4 . 1 贝塞尔法 这是本规范建议 的基本方 法。 n 1 E ( ， 一 y ) 2 Ey “一工 ( 1 . 9 ) 4 . 4 . 2 其他方法 在测量结果接近正态分布， 而且测量列中的次数n一般不小于5( 应尽可能大) 时， 为 便于计算，还可采用下列方法 : a 最大残差法 s =C , m a x ( 1 . 1 0 ) b 最大误差法 =C - m a 川4 Y一( 1 . 1 1 ) c 分组极差法 当

13、测量列分为m组， 每组包括 n 个测量结果时， 每组均有一个极差。 设这二个极差的 平均值为z e, ， 则; s 一 告 w ( 1 . 1 2 ) 以上 ( 1 . 1 0 ) 式中v 为残差; ( 1 . 1 1 )式中 Y为测量误差。 在 1 . 1 0 )式与 ( 1 . 1 1 ?式 中，均取其绝对值。C, C， 以及 C值见附录2 ，附录3 ，附录4 . 4 . 5 期望估计值的 标准差 当误差原因导致测量结果独立随机变化时， 由 测量列的 标准差， 乘以1 / 丫 万， 可得期 望值k ( Y)的标准差。 4 . 6 两相关测量列协方差、相关系数的计算 同时测量两个量， 得y

14、， 和 Q ( i =1 , 2 ,， n ) ， 则其协方差及其相关系数分别估 计为 : J J G 1 0 2 7 - 9 1 1 60 3 相关协方差 C OD (Y , A Q ， 一 八 p ( Y, Q) 氢 y ,A Q 一 告 ( 客 y ) ( 客 o Q ) ( 1 . 1 3 ) 相关系数 C ( Y, ll Q) s ( Y) s ( A Q) ( 1 . 1 4 ) 4 . 7对同一量具有小 同小确足度 的i m il 量列 的期 望估 计值及标准差若对 同一量 y进行 了n个不同不确定度的测量，结果为y , ( d =1 , 2 ,，n ) ,则 Y的期望估计值左

15、( Y )应 为各y的加权平均值: k (Y ) 一E P ,y ,/ E p .( 1 . 1 5 ) 上式中， p是测量结果 y ， 的权。p 。 反比于y ， 的方差值 ，( y J o ( 1 . 1 5 )式所得E ( Y )的 标准 差: 。 作如下 估计: s o =: 它 ( Y ) ) = 上式中，从为测量结果 Y ， 的残差，即: ( 1 . 1 6 ) v ; = y ， 一 E ( Y) 而测量结果夕 ， 的标准差 ，可按下式计算: ( 1 - 1 7 ) s _ s(y ) 一 、。厅( 1 . 1 8) 5 用非统计学方法评定的不确定度 ( B类不确定度) 按 (

16、1 - 3 )式，误差项可表示为: ,I Y,=C， Q* 式中， Q * 是引起误差项 Y 的原因;C ， 为误差原因传播系数， Il Y * 可用下述非统计学方 法评定。 5 . 1 如能按置信概率p )0 . 9 5 E ( A Y , )一 确定 Y ; 的极限值 m a x ( A Y , )和 m i n ( D Y , ) ，则: ma x( 0玖)+ mi n( 0玖) ( 1 . 1 9 ) 1一2 式中，A Y , 为扣除其期望后的变量，即: o Y , =A Y ; 一云 ( A Y , ) ( 1 . 2 0 ) 的测量总不确定度为: U (,I Y , ) 一 合 (

17、 m a x ( A Y , ) m in (A Y ,) ( 1 . 2 1 ) 5 . 2 期 望 估 计 值? ( C , ) 与E ( O Q , ) 引 起的E ( ,N Y , ) 及 其U ( o Y , ) 如能以概率p 0 . 9 5 确定误差传播系数 矶 的极限值ma x( Q)和min ( C , )以及误差 原因 Q * 的极限值ma x ( Il Q , )和mi n ( 0 Q , ) ，则: E ( C , ) = 告 m a x ( C , ) + m in (C , ) ) ( 1 - 2 2 ) 1 6 0 4 综 合 卷计 鱼 U ( C , ) = 告

18、m a x (C , ， 一n ( C , ) E ( A Q , ) 一 合 m a x ( A Q , ) + m in ( ,I Q , ) U ( 1 Q ,) 一 合 m a x ( A Q , ， 一n ( A Q . ) ( 1 . 2 3 ) ( 1 . 2 4 ) ( 1 . 2 5 ) 用它们估计 : E( ,I Y , ) =E( C , ) E( A Q , )( 1 . 2 6 ) U ( A k , ) =U ( 破* 川E ( C -0 . 9 5 必要时，应对重复条件加以说明，特别是影响量的取值 ， 计量器具系统误差的评定 往往不能准确给出期望估计值与真值之差。

19、通常用重复条件下测量次数足够大的测量 列的算术平均值来估计期望值，而用足够准确度的值作为约定真值。约定真值可以用系统 误差明显较小的计量器具和 ( 或)测量方法得到。 ， 1 计量仪器 在评定计量仪器的系统误差时，应以重复条件下测量列所给出的平均值减所用被测量 的约定真值。如果已知被评定的计量仪器的随机误差相对于其系统误差小到可以忽略的情 况下，通常只需要一个示值就够了。这时，其系统误差即为测得值 ( 或平均值)减约定真 值之差 。 9 . 2量 具 J J G 1 0 2 7 - 9 1 1 6 0 7 在评定量具示值的系统误差时，与上述 9 . 1中示值相当的是量具的标称值;与约定真 值相

20、当的是量具的实际值。 这里所谓的实际值其含义为采用足够准确的计量器具和 ( 或) 测 量方法所得出的误差明显较小的值。因此，量具的系统误差为其标称值减其实际值。 9 . 3 计量器具的引用误差 引用误差是以相对值形式给出的误差。通常以百分数给出。它等于计量器具的绝对误 差除以某特定值，这一特定值称为引用值。 引用值通常是仪器测量范围的上限， 有时也采用零点两侧测量范围的和， 即总量限。 检 定规程和有关技术文件中应指明。 1 0 计量器具的允许误差 检定规程或有关技术文件等规定的计量器具所允许的误差极限值，称允许误差。 允许误差的上限和下限，设分别为几 下 ( 均带正负号) ，则 ( 约定)

21、真值 +。 下( 示值 簇 ( 约定) 真值 + 上( 2 - 1 ) 对于量具来说，( 2 . 1 )式中的示值应代之以其标称值。 允许误差可以用绝对误差形式给出，也可以用相对误差的形式给出。 在表达允许误差时， 当,A t与凸。 的绝对值相等时， 给出一个绝对值即可。 具体表达 式见第 1 2 条。 对于新制的和使用中的一些计量器具的允许误差，有不同要求时，应在检定规程中 指明。 允许误差不应理解为上、下限之间的区间。 1 1 允许误差的表达方式 对于给定种类的计量器具，其允许误差表达方式的选择，应根据该计量器具的计量学 性能决定，即:测量原理、过程、用途、影响量和误差随示值变化的特点等

22、表达所用的值一般有: 绝对误差 乙 、 引用误差7 ， 当被测量不等于零时， 可用相对误差 zi，由检定规程等技术文件规定。 对于对称情况下的表达如下: 1 1 . 1 以绝对误差表示允许误差 1 1 . 1 . 1 如果计量器具的允许误差不随所测之量的大小而改变时，表达为: 乙 = a ( 2 - 2 ) 式中， a为以被测量单位 ( 或其分数单位)表示的一个常量或以示值的标尺间隔表示的值。 1 1 . 1 . 2 如果计量器具的允许误差随被测量的大小成线性关系变化时，表达为: 一 a+ b x ( 2 . 3 ) 式中，x为被测量之值;a为一个常量; b为一个常数，a与b 可能是影响量的函

23、数。 1 1 - 1 . 3 如果计量器具的允许误差与被测量大小之间的关系更为复杂时，可用近似的 函数形式或图表给出。 1 1 . 2 引用允许误差 表示 为: ( 2 . 4 ) 。-勒 一一 y 1 6 0 8综 合 卷计 鱼 式 中，z N为引用值 。 : .: . 相对允许误差 如果相对允许误差不随被测量大小改变时， 二 一引 ( 2 . 5 ) 式中， z为被测量之值。 1 1 - 3 . 2 如果允许误差以接近线性关系随被测量大小改变时， d , 一+ 叫 zd l -X- 一 1 (2 -6 ) 式中， z ， 为该计量器具测量范围的上限或测量传感器输人值的变化范围; 和d为常数

24、 1 1 - 3 . 3 如以上给出的表达方式均不适用时，可采用其他方式，由检定规程等技术文 件 规定。 1 1 . 4 以上 ( 2 - 2 ) ( 2 - 6 )式，在使用时，也可在式的右边冠以正负号。 1 1 . 5 对于非对称情况下， 应分别给出上、下限， 表达式可参照 ( 2 - 2 ) ( 2 . 6 )式。 1 2 准确度等级 准确度等级是指符合一定的计量要求，使其误差保持在规定极限以内的计量器具的等 别或级别。 量具、仪器及测量传感器，可按其允许误差大小划分其准确度级别。但指零仪器以及 为测出某个量值要进行多种读数或把多次的测得值加以运算而给出算术平均值作为测量结 果的仪器等，

25、则可不分准确度级别。 为保证计量器具不超出允许误差，对于计量器具的每个级别，都还有计量特性和使用 该计量器具时标准工作条件的规定。主要特性和参数有: a 基本误差; b 附加误差: 附加误差是指计量器具在非标准条件时所增加的误差。 它是由于影响量 存在和变化而引起，如，温度附加误差;压力附加误差等; 随时间产生 的不稳定性 ; d 滞后误差。 1 3 准确度级别表达 1 3 . 1 级别符号 1 3 - 1 . 1 按绝对允许误差表示的计量器具，其级别用大写拉丁字母、罗马数字或阿拉 伯数字表示。必要时还可以用字母附以阿拉伯数字。 1 3 - 1 . 2 用引用允许误差和 1 1 . 3 . 1

26、表示的计量器具， 用阿拉伯数字表示， 其级别系列 应符合检定规程的规定。而且，常用百分数表示而略去百分符号 1 3 - 1 . 3 用 1 1 . 3 . 2 表示的计量器具， 其中， c 应大于d ， 而且， 。 与d之值，其系列应 符合检定规程的规定。 级别的表达可用 / d 。 例如: 0 . 0 2 / 0 . 0 1 ， 这里的斜线并非除的含义。 1 3 . 2 对于包含有两个或多于两个测量范围的计量器具，可对不同的测量范围规定不 同的等级。对于多功能的计量器具，对不同类的被测量，可以各 自 规定其准确度级别。例 如 ，用于测量直流和交流 的电测仪表 ，就可 以分别规定各 自的准确度

27、级别 。 J J G1 0 2 7 - 9 1 6 0 9 1 4 计量器具的 分等 分等的计量器具，其实际值通过检定给出。根据检定结果的总不确定度，可分为若干 等。它表明检定结果所给出的实际值的总不确定度不超过某个给定的极限。对于分为若干 等的计量器具， 也需要相应地规定某些计量性能指标， 并应在检定规程等技术文件中指明。 对于这类计量器具，可只给明其等别而不必再给出其总不确定度。 1 5 计量器具是否合格的评定 检定规程中应给出评定计量器具时的标准工作条件、 测量方法及是否合格的全部指标。 用于确定计量器具的示值误差是否符合给定允许误差要求的测量方法，应具有不小于 。 9 5 的置信概率。

28、 在以上条件下，对某一计量器具在评定时，以规定的检定方法得出的测量结果直接确 定是否合格。 例如: 中等准确的 S O O g圆柱形砖码， 按 O I ML建议N o . 1 ， 其实际值 m ， 要求: 5 0 0 8 簇巩簇5 0 0 . 1 g 。 如 果按规定的 检定方法检定某祛码之质量正好等于5 0 0 g , 应作为合格。 附录1 不同置信概率 P下，自由度v =n -1的 分布的t , C v )值 表 1 卜之 0 . 6 8 2 70 . 9 50. 99 卜气 0 . 6 8 2 70 . 9 50. 9 9 21 . 8 41 2 . 7 16 3 . 6 6 1 . 0

29、 42 . 1 83 . 0 5 31 . 3 24 . 3 09 . 92 一 1 . 0 4 2 . 1 6 3. 0 1 41 . 2 03 . 1 8 一 5 . 8 4 ! 1 . 0 42 . 1 42 . 9 8 5l . 1 42 1 7 84 . 6 0 1 . 0 32 . 1 32 . 9 5 61 . 1 1 2 . 5 7 一一 1 . 0 3 2 . 0 92 . 8 6 71. 09z . a 5 一 1. 022 . 0 52 . 7 6 8 0 82 . 3 63 . 5 0 1 . 0 12 - 0 22 . 7 1 91. 072 . 3 13 . 3 6

30、501 . 02 . O 12 . 6 8 101 . O 62 . 2 63 . 2 6 一 1 . 02 . 0 02 . 6 6 111 . 0 52 . 2 33 . 172 0 01 . 0 01 . 9 72 . 6 0 1 21 . 0 52 . 2 03 . 1 1 超过 2 0 0 1 .0 01 . 9 62 . 5 8 附录2 最 大 残 差 法 的 C 值 表 2 23 4567 C17 71 . 0 20 . 8 30 . 7 40 . 6 80. 64 8 g 1 01 52 0 C 0. 5 90 . 5 70 . 5 10 . 4 8 1 610 综 合 卷计

31、量 附录3 最 大 误 差 法 的 C 。值 表 3 123 456 C 1 . 2 5 0 . 8 80 7 50 . 6 80 . 6 4 0 . 6 1 78 91 0152 0 ， 0 . 5 80 . 5 6o . 5 5 0 . 5 30 . 4 90 . 4 6 附录4 分 组 极 差 法 的 C 值 表 4 之 I234 10 z1 . 41 1. 28I. 2 31 . 211 . 19 1 . 1 6 a 1 . s 11 .1 8 11 . 7 71 . s1 . 7 4 1 . z 42 . 242. 1 52 . 1 2 2 . 112 . 102 . 0 8 52.

32、 48 2. 402. 3 82 . 372 . 36 2 . 3 4 6 2. 672 . 6 02 . 5 82 . 5 7 2 . 5 62 . 5 5 72 . 8 32. 77 2.7 52 . 742 . 732 . 7 2 82. 96 2. 9 12 . 8 92 . 8 82 . 8 7 2 . 86 9 3 . 0 83 . 0 23 . 0 13 . 0 0 2 . 9 92 . 9 8 1 O3. 1 83. 1 3 3 . 113 . 103 . 103 . 0 9 5例 录 附举 例 1 对某量 A在重复测量条件下，得 n =1 2 次的值 ( 本例中略去单位)A

33、分别为 1 0 1 1 . 5 ; 1 0 1 1 . 0; 1 0 1 2 . 3 ; 1 0 1 3 . 5 ; 1 0 1 4 . 1 ; 1 0 1 0 . 6; 1 0 1 0 . 8 ; 1 0 1 4 . 1; 1 0 1 3 . 0 ; 1 0 1 0 . 5; 1 0 1 1 . 2; 1 0 1 2 . 0 , 平均值 设其系统误差可忽略不计。 A 一 _1 E A1 2 一 0 1 2 . 0 标准差 取 p=0 . 9 5 s ( A ) 一 创 尚 Z ( A 一 A ) 一 3 n=1 2 ，查 附录 1得 : J J G 1 0 2 7 - 9 11 6 1 1

34、t o . A s ( 1 1) = 2 . 2 0 U=2 . 2 0 X 1 . 3 /、 丽 =。 . 8 3 得A=1 0 1 2 . 0士0 . 8 例 2 在测长机上测得某轴的结果为4 0 . 0 0 1 0 mm，其中含有不确定度分量为: 由 于读数给出的标准差: s , = 0 . 1 7 p m , v , = 6 ; b 由于测长机主轴不稳定性给出的标准差: s i =O . l O p m, v , =5 ; 测长机标尺不确定度，按 证书: u , = 0 . 0 5 p m ; d 由于 温度给出的 不确定度， 按证书给出的 参数计算为: u , = 0 . 0 5 p

35、 m 以上各分量彼此独立。 算法 1 : ( 1 . 3 0 )式按 6 . 2 b 修正， 查附录 l q , . , , ( 6 ) =1 . 0 9 ; p o s e ( 5 ) =1 . 1 1 一丫 ( 1 . 0 9 s ,) a + ( 1 . 1 1 s, ) , + u i + u ;= 0 . 2 2 4 p m U = 2 u= 0 . 4 5 p m 算法 2 :按 ( 1 . 3 3 )式 。 =讥 +5 i +。 + u 2 =0 . 2 1 0 1 A m 有效 自由度 ( 1 . 3 4 )式 u “ /二 进 . + siv2 + u; + u 4) 一 “

36、 由表 1( 附录 1 )查得 t =2 . 2 0 ， 得 U=t , ( v ) u=0 . 4 6 p m 因而，以上两种方法所得结果分别为: Z =( 4 0 . 0 0 1 0士 0 . 0 0 0 4 5 ) mm l = ( 4 0 . 0 0 1 0 士 0 . 0 0 0 4 6 ) m m 两者总不确定度 U之间相差约2 0 0 。可忽略不计。 例 3 标称容量为5 0 0 e m 的玻璃量瓶， 按O I ML国际建议N o . 4 3 ， 允许误差。 =。5 0 c m , 因而，该量瓶的实际容量 V处于以下范围: ( 5 0 0一0 . 5 0 ) c m ( V( (

37、 5 0 0+0 . 5 0 ) c m b 体温计按OI ML国际建议N o . 7 ,乙 上=0 . 1 C. 下 =一。 . 1 5 C。因此， 用该体温计 给出示值为 t 时，与其真值t ， 之间的关系为: t ， 一 0 . 1 5 C ( z ( t , + 0 . 1 C 、困.肖瞩 1 61 2 综 合 巷计 量 中等准确的5 0 0 g祛码，按O I ML国际建议No . 1 ，其质量的允许偏差 ( 新生产的) 为 、 一一1 0 0 m g ; 一 。 m g 。 它的实际值m ， 与标称值之间 有 由此得 1 0 0 m g簇5 0 0 g(m， 十。 m, (5 0 0

38、 g+ 1 0 0 mg m, )5 0 0 g一 O mg 5 0 0 g( m ( 5 0 0 . l g *草庐一苇草庐一苇*提供优质文档， 如果 你下载的文档有缺页、 模糊等现象或 者遇到找不到的稀缺文件， 请发站内 信和我联系！我一定帮你解决！ 提供优质文档， 如果 你下载的文档有缺页、 模糊等现象或 者遇到找不到的稀缺文件， 请发站内 信和我联系！我一定帮你解决！ 本人有各种国内外标准 20 余万个， 包括全系 列 GB 国标国标及国内行业行业及部门标准部门标准，全系列 BSI EN DIN JIS NF AS NZS GOST ASTM ISO ASME SSPC ANSI IEC IEEE ANSI UL AASHTO ABS ACI AREMA AWS ML NACE GM FAA TBR RCC 各国船级 社 船级 社 等大量其他国际标准。豆丁下载网址：豆丁下载网址： http:/