温升测量方法不确定度 1

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温度变送器校准结果测量不确定度评定

带传感器温度变送器校准结果测量不确定度的评定1、概述1.1、测量依据：JJF1183—2007《温度变送器校准规范》 1.2、计量标准：标准水银温度计，多功能校准仪FLUKE7251.3、采用直接比较法测量带传感器的温度变送器，将温度变送器的输出信号换算成温度值与标准温度计值进行比较1.4、被测对象：带传感器的温度变送器，测量范围（-50~350）℃，输出范围（4~20）mA 2、数学模型])([00I t t t I I I s mmd t +--=∆ （1）式中：t I ∆—变送器在温度t 时的示值误差；d I —变送器的输出电流值；m I —变送器的输出电流量程； m t —变送器的温度输入量程；s t —变送器的输入温度值； 0t —变送器输入的下限温度；0I —变送器的输出电流的理论下限值；3、方差与灵敏度系数式（1）中d I ，s t 互为独立，因而得：灵敏系数：d t I I c ∂∆∂=1=1 mm s t t It I c -=∂∆∂=2 故)()(22222s mmd ct u t I I u u +=4 标准不确定度分量评定（100℃为例）4.1、标准水银温度计读数分辨力（估读）引入的标准不确定度)(1b t u ，用B 类标准不确定度评定。

标准水银温度计的读数分辨力为其分度值的1/10，即0.01℃，则不确定度区间半宽为0.01℃，按均匀分布计算，)(1b t u =≈0.006℃4.2、由恒温槽温场不均匀引入的标准不确定度)(2b t u ，用B 类标准不确定度评定。

恒温槽温场最大温差为0.02℃，则不确定度区间半宽为0.01℃,按均匀分布处理。

)(2b t u ＝0.01/≈0.006℃4.3、恒温槽温度波动引入的标准不确定度)(3b t u ，用B 类标准不确定度表示。

恒温槽温场稳定性为0.04℃/10min,则不确定度区间半宽为0.02℃,按均匀分布计算，)(3b t u ＝0.02/≈0.012℃4.4、标准水银温度计读数时视线不垂直引入的不确定度)(4b t u ，用B 类不确定度评定。

电动工具发热试验中绕组温升的不确定度分析

文章编号：０４— ０８２０００４１０７１（０６）３— ０５一Ｏ１
ｌ引言
测量是科学技术、工农业生产、国内外贸易乃至日常生活中不可缺少的一项工作，而测量结果作为对被测物品质评定的重要依据，其准确性和可靠性越来越受到人们的关注。
△ｆ：
１
（３２４５
）一（
ｆ）
（）１
。，
。一
：
：
Ｒ２一
ＲｌLeabharlann （）５／式中：一温升，Ｋ） △ｔ ℃（Ｒ。试验开始时的电阻，一ｎ；Ｒ一试验结束时的电阻，２ｎ；ｔ一试验开始时的室温，；。 ℃ ￡一试验结束时的室温，： ℃。测量电阻，然后以短时间间隔再测量几次，出电阻对时间作的曲线，并确定开关断开瞬间的电阻值。
（）测量结果４ｃ２＝一１；ａ（）６
（）计算各分量的不确定度２由表１可知，对转子绕组有：。０ｔ＝１．Ｒ＝２９２ｎ，．８１℃ ，Ｒ＝３６９ｎ，＝２２．６ｔ００℃ ，ＲＲ、、２入式（），２将２ｔｔ代Ｉ１中可由仪器的说明书可知，数字直电桥的分辨率为１ｍ亢｝ｎ，基本误差限为 ± ％Ｒ ±１ｂ多０１ｄ；垦程混合式记录仪的额定
型，差 ±１０。误．℃
ｕ √ （（＋＋。（（＋（
（）２
式中：（） “ Ａｔ是绕组温升值的合成不确定度，ｕ “ “ “ 、、

自动量热仪测量结果不确定度评定

式中：ｐ一测得苯甲酸热值，Ｊ／ｇ；
Ｅ一五次测得平均热容量，Ｊ／Ｋ； △ ￡一量热体系温升，Ｋ；
ｑ一点火热，Ｊ；
ｍ—— 苯甲酸质量，ｇ。
３各输入量的标准不确定度评定
０．５ｇ水的质量误差，会引起热值发生约２．１ ×Ａｔ／ｍ（Ｊ／ｇ）的变化（为量热体系温升，ｍ为苯甲酸质量）按均匀分布考虑，ｋ＝ √ ３，引入标准不确定度为：
由仪器本身的分辨率和准确度不够引人，由于仪器分辨率较高，由此带来的误差较小，可认为其影响分量已包含
在ｕ（）中，故其引人的标准不确定度可忽略。
１．４被测对象：自动量热仪的热值误差。１．５测量方法：按技术说明书规定，选定热值测定程序，分别测定约０．７ｇ和约１．３ｇ苯甲酸热值，计算出平均热
ｍ
的评定
自动量热仪说明书中要求在内筒加水１０ｍＬ，实验采
用１０ｍＬ量筒测量水的体积，考虑到量筒误差、人员读数误差及环境温度等因素，估计称量水的体积最大存在０．５ｍＬ误差，换算成质量约为０．５ｇ。考虑到内筒ｌｇ水的质量变化，大约会引起热容量约４．２Ｊ／Ｋ的变化，因此
及引燃丝燃烧热设定成一个固定值，根据经验，该项存在最大约１０Ｊ的误差，按均匀分布评定，＝ √ ３，则由该项带来的相对标准不确定度为：

轨道交通牵引电机绕组温升测量不确定度分析及应用

轨道交通牵引电机绕组温升测量不确定度分析及应用邓敏;鲁秀龙;程浩;陈明阳;邹晓阳;吴双艺【期刊名称】《控制与信息技术》【年(卷),期】2024()1【摘要】电机温升测量对评估电机的性能、保障电机的安全运行具有重要意义。

为了更有效、更准确、更科学地评价牵引电机温升测量结果,引入测量不确定度的概念,如此测量结果才有实际意义。

文章基于技术规范JJF 1059.1—2012《测量不确定度评定与表示》,提出一种牵引电机温升测量不确定度评定方法。

其首先全面分析了采用标准IEC 60349-2:2010 Electric traction-Rotating electrical machines for rail and road vehicles-Part2:Electronic converter-fed alternating current motors进行牵引电机温升测量其结果不确定度的来源,然后构建了不确定度评定模型,并借用实例进行测量不确定度的评定,涉及标准不确定度的评定、合成不确定度的计算和扩展不确定度的计算。

结果显示,在置信概率为95%的情况下,电机温升测量结果为79.22 K,测量结果扩展不确定度为1.30 K,定量表征了测试结果的质量。

该方法为机车车辆牵引电机温升测量结果的可信度提供了技术依据,同时为电机绕组温升测量及采用最小二乘法曲线拟合带来的不确定度评定提供了指导。

【总页数】6页(P121-126)【作者】邓敏;鲁秀龙;程浩;陈明阳;邹晓阳;吴双艺【作者单位】株洲中车时代电气股份有限公司;伦敦大学学院【正文语种】中文【中图分类】U262.4【相关文献】1.小型变压器绕组温升试验测量不确定度分析与评定2.变压器绕组温升的CTL能力验证试验及其测量不确定度分析3.基于电阻法的牵引电机定子绕组温升计算的不确定度分析4.开关电源变压器绕组温升测量的不确定度评估实例5.矿用隔爆型干式变压器线圈绕组温升测量的不确定度评定因版权原因，仅展示原文概要，查看原文内容请购买。

绕组温升试验中的影响因素及不确定度分析

Ｉｈｉｐｒｓｍｅｒｌｔｄｆｃｏｓｔｔａｆｃｈｅｔｍｐｅａｕｅｔｓｆｗｉｄｎｒｓｕｓｄａｄｔｅｍｅｓｒｍｅｎｔｓｐａｅ，ｏｅａｅａｔｒｈａｆｅｔｔｅｒｔｒｅｔｏｎｉｇａｅｄｉｃｓｅｎｈａｕｅｎｔ
中山市出入境检验检疫局陈文
摘要关键词
本文探讨在电机绕组温升测量中的影响因素，对其测量不确定度用Ｂ类不确定度进行估算。并绕组温升电阻法影响因素不确定度
Ａｂｓｒｔｔａｃ
维普资讯
绕组温升试验中的影响因素及不确定度分析
ＡｎｌｚｎｏｈｌｖｎｎｌｅｃａｔｒｎａｕｅｅｔＵｎｅｔｉｔｎｔｅＴａｙｉｇｆｒｔｅＲｅｅａｔＩｆｎｅＦｃｏｓａｄＭｅｓｒｍｎｃｒｎｙｏｈｅｍｐｒｔｒｓｆＷｉｄｉｇｕａｅａｕｅＴｅｔｏｎｎ
△ 鱼
ｌ
境产生温升，以必须进行发热试验，所以保证在正常使用中，
器具和其周围环境温度不至过高。无论电动器具，电热器具
或联合器具，发热试验是型式试验中一个重要的安全检验项目。国家标准Ｇ７６１９８家用和类似用途电器的安全Ｂ４０． —１９（第一部分：通用要求》１章对此有详尽的规定。本文根第１
ｔ —测量开始时的室温，ｌ — ｏＣ；

温度传感器精度测量不确定度评定

温度传感器精度测量不确定度评定简介本文档旨在评定温度传感器的精度测量不确定度。

通过对温度传感器的精度测量进行评估，可以确定其测量结果的可靠性和准确性。

温度传感器精度测量不确定度评定方法第一步：确定测量目标首先需要确定要测量的温度传感器类型和测量范围，例如热电偶、铂电阻温度传感器等。

第二步：收集测量数据通过对多个已知温度点进行测量，获取温度传感器的实际测量值和测量不确定度。

第三步：计算测量不确定度根据测量数据，使用合适的不确定度评定方法计算测量不确定度。

常用的方法包括"GUM"方法、Monte Carlo方法等。

第四步：评估测量结果根据计算得到的测量不确定度，对测量结果进行评估。

可以使用置信度区间等方法，评定测量结果的可靠性。

结论通过对温度传感器的精度测量不确定度进行评定，可以提高温度测量结果的准确性和可靠性。

在实际应用中，可以根据评定结果采取相应的校准措施，确保温度传感器的正常使用和准确测量。

参考文献1. ISO/IEC Guide 98-3:2008, "Uncertainty of measurement -- Part 3: Guide to the expression of uncertainty in measurement ()"2. M. Rödelsperger, "Monte Carlo-Based Method for Determining Measurement Uncertainty"3. BIPM, "Evaluation of measurement data - Guide to the expression of uncertainty in measurement"。

红外测温仪测量结果的不确定度评定

红外测温仪测量结果的不确定度评定1、概述(1)测量依据：JJG856- 1994《500℃以下工作用辐射温度计检定规程》。

(2)测量环境条件：温度(20±5)℃，相对湿度不大于 85%。

(3)测量标准及其主要技术要求：黑体辐射源作为测量标准，有效发射率大于0.995，它的主要技术指标如表1。

(4)被测对象：测量范围(0~500)℃，分辨率为 1℃，最大允许误差△=±10℃，黑体辐射源控温温度测量直接从测温器读取，本次评定 500℃点。

2、数学模型3、传播系数4、输入量的标准不确定度评定(1)输入量tn被标准不确定度u(tn被)的评定红外温度计的输入量 tn 被标准不确定度来源主要有两部分：测量重复性和仪表的分辨力。

①测量重复性引入的标准不确定度 u(tn被1)红外温度计在 500℃重复测量 10 次，得到 496℃，495℃，496℃，495℃，496℃，496℃，495℃，496℃，495℃，496℃。

②仪表分辨力引入的标准不确定度u(tn被2)u(tn被2)可以采用B类方法进行评定。

由仪表分辨力 b 导致的示值误差区间，半宽 a=b/2，包含因子 k=，可靠性为90%，因此，u(tn被 2)=0.5/ k=0.29℃。

③标准不确定度 u(tn被)的计算：(2)输入量tN标标准不确定度u(tN标)的评定①黑体辐射源引入的标准不确定度 u(tN标 1)取自黑体辐射源校准证书，在 500℃点上的扩展不确定度为：U =2.3℃，k=2。

因此，u(tN标 1)=1.15℃。

②由黑体辐射源控温不稳定度引入的标准不确定度 u(tN标 2)黑体辐射源控温不稳定度在10min 内不超过0.3℃，服从均匀分布，k=。

因此，u(tN标 2)=0.17℃。

③由黑体辐射源靶面的不均匀性引入的标准不确定度u(tN标3)黑体辐射源靶面的不均匀性最大不超过 1.0℃，服从均匀分布，k= 。

因此，u(tN标 3)=0.58℃。

环境试验设备温湿度测量不确定度评定

环境试验设备温度校准不确定度分析1、概述1.1 测量依据：JJF 1101-2019《环境试验设备温度、湿度校准规范》1.2 测量环境条件：温度：（15～35）℃；相对湿度：≤85%RH；气压：（80～106）kPa。

1.3 测量标准：温湿度试验设备自动检定系统Vtest 1101X：温度：（-30～100）℃：U=0.10℃（k=2）、（100～300）℃：U=0.14℃（k=2）、（300～600）℃：U=1.1℃（k=2）、（600～1000）℃：U=1.1℃（k=2）、湿度：（30～100）%RH：U=1.1%RH（k=2）。

1.4 环境试验设备温度、湿度校准装置由输入、输出单元组成；输入信号包括热电阻，热电偶，湿度传感器。

输出单元为电脑采集及显示器。

校准时按校准规范规定布放温湿度传感器，将试验设备的温、湿度控制器设定到所要校准的标称温、湿度，使设备正常工作。

试验设备的温、湿度控制器稳定后开始采集数据，每2min记录所有测试点的温、湿度一次，共测试15次，计算该组数据的波动性、均匀性、温度偏差。

2.测量模型2.1温度上偏差公式∆t max=t max−t s式中：∆t max——温度上偏差，℃；t max——各测量点规定时间内测量的最高温度，℃；t s——设备设定温度，℃；2.2相对湿度上偏差公式∆ℎmax=ℎmax−ℎs式中：∆ℎmax——相对湿度上偏差，%；ℎmax——各测量点规定时间内测量的最高相对湿度，%；ℎs——设备设定相对湿度，%；3.测量不确定度来源和标准不确定度评定3.1温度、相对湿度测量重复性引入的标准不确定度分量u1在重复性条件下，对温度：20℃、100℃、300℃；相对湿度：30%RH、50%RH、70%RH、90%RH每个校准点重复测量10次，得到的测量值列如下：根据公式：1)(12--=∑=n x xi s ni实际测量以单次测量值为测量结果，则s=u 1 ，可得到由测量重复性引起的标准不确定度为：3.2 标准器分辨力引入的标准不确定度分量 3.2.1标准器温度分辨力引入的标准不确定度分量u 2标准器温度分辨力为0.001℃，不确定区间半宽0.0005℃，服从均匀分布，则分辨力引入的标准不确定分量：（℃）00.030005.02==u 3.2.2标准器相对湿度分辨力引入的标准不确定度分量u ′2%03.03%05.02=='u 3.3 标准器修正值引入的标准不确定度分量3.3.1标准器温度修正值引入的标准不确定度分量u 3标准器温度修正值的不确定（-30～0）℃时：U =0.10℃；（0～100）℃时：U =0.10℃；（100～300）℃时：U =0.14℃；以正态分布，k =2，则标准器温度修正值引入的标准不确定度分量：（-30～0）℃时：u 3=U/k =0.10℃/2=0.05（℃）（0～100）℃时：u 3=U/k =0.10℃/2=0.05（℃）（100～300）℃时：u 3=U/k =0.12℃/2=0.06（℃）3.3.2标准器相对湿度修正值引入的标准不确定度分量u ′3标准器相对湿度修正值的不确定30%RH 时：U ′=0.7%RH ；（30～50）%RH 时：U ′=0.8%RH ；（50～70）%RH 时：U ′=0.9%RH ；（70～100）%RH 时：U ′=1.1%RH ，以正态分布，k =2，则标准器湿度修正值引入的标准不确定度分量：30%RH 时：u ′3=U/k =0.7%RH /2=0.35（%RH ）（30～50）%RH 时：u ′3=U/k =0.8%RH /2=0.40（%RH ）（50～70）%RH 时：u ′3=U/k =0.9%RH /2=0.45（%RH ）（70～100）%RH 时：u ′3=U/k =1.1%RH /2=0.55（%RH ）3.4 标准器稳定性引入的标准不确定度分量3.4.1标准器温度稳定性引入的标准不确定度分量u 4本标准器相邻两次校准温度修正值最大变化，按均匀分布，由此引入的标准不确定度分量：（-30～-0）℃时：（℃）01.0302.04==u （0～100）℃时：（℃）06.0316.04==u （100～300）℃时：（℃）11.0319.04==u3.4.2标准器湿度稳定性引入的标准不确定度分量u ′4本标准器相邻两次校准相对湿度修正值最大变化，按均匀分布，由此引入的标准不确定度分量：30%RH 时：%06.0310.04=='u （30～50）%RH 时：%08.0313.04=='u（50～70）%RH 时：%08.0314.04=='u （70～100）%RH 时：%09.0315.04=='u3.5标准不确定度分量汇总表3.5.1温度上偏差标准不确定分量汇总表3.5.1相对湿度上偏差标准不确定分量汇总表4 合成标准不确定度4.1温度上偏差校准合成标准不确定度u c 计算由于u 1、u 2、u 3、u 4相互独立，则合成标准不确定度u c 按式计算（-30～0）℃时：℃05.024232221c =+++=u u u u u（0～100）℃时：℃11.024232221c =+++=u u u u u（100～300）℃时：℃37.024232221c =+++=u u u u u4.2相对湿度上偏差校准合成标准不确定度u c 计算由于u 1、u 2、u 3、u 4相互独立，则合成标准不确定度u c 按式计算30%RH 时：%RH37.024232221c =+++=u u u u u（30～50）%RH 时：%RH44.024232221c =+++=u u u u u（50～70）%RH 时：%RH50.024232221c =+++=u u u u u（70～100）%RH 时：%RH68.024232221c =+++=u u u u u5 扩展不确定度取包含因子k =2，温度上偏差扩展不确定度为：（-30～0）℃：U =k ×u c =2×0.05=0.10℃ （0～100）℃：U =k ×u c =2×0.11=0.22℃ （100～300）℃：U =k ×u c =2×0.37=0.74℃取包含因子k =2，相对湿度上偏差扩展不确定度为：30%RH 时：U =k ×u c =2×0.37=0.74%RH（30～50）%RH 时：U =k ×u c =2×0.44=0.88%RH（50～70）%RH 时：U =k ×u c =2×0.50=1.0%RH（70～100）%RH 时：U =k ×u c =2×0.68=1.4%RH。

温度校验仪不确定度评定汇总

温度校验仪热电偶温度输出基本误差的不确定度评定1.概述1.1测量依据：JJF (苏)97-2010《温度校验仪校准规范》 1.2测量环境条件：温度：(18〜22)C ，湿度不超过75% 1.3测量标准：6位半数字万用表， 1.4被测对象：温度校验仪1.5测量方法：校准一台温度校验仪的模拟 K 分度热电偶输出为例，在以下校准点：(0〜1200) C 上温度点进行评定。

2数学模型'。

二几- A e(1)式中，一一校验仪温度输出基本误差，卩V ；A d ——标准器在校准点t 时的示值读数的平均值，卩V ；A ――该分度号热电偶对应的分度值，卩V ;e ――校准模拟热电偶输出时，所用补偿导线 20E 时的修正值,卩V ;3方差与灵敏度系数u ：二c 2u 2(A d ) c ；u 2(A) c ；u 2(e)4不确定度来源及分析 4.1由A 引入的不确定度分量u A由A d 引入的不确定度的主要是数字多用表直流电压测量的准确度和校验仪输出的重复性。

对于800r 的K 型输出，测量在100mV 档6位半数字万用表2000型的100mV 档电压测量误差为0.01%X 读数 +0.004%x 量程对K 型温度，在800 r 的电压值为33.275mV 微分电阻41.0卩V /C,贝U 由C2一；:A.e=1数字多用表直流电压测量引入的分量 U i A d 为:由校验仪输出电压重复性引入的分量 u 2 A d ，该分量主要是被校仪器输出电压的重复性，对被校仪器在 800C 上作10次独立重复测量，从设备显示仪上读取10次显示值，记为A di , A d2,…，A di0，平均值记为 A ，选取标准差最大值作为标准不确定度u 2 A d ，具体测量数据略。

根据贝塞尔公式定度计算得算术平均值A d 的实验标准差s(A d ) = 0.6卩V 。

则由10次独立重复测量引入的标准不确定度分量U 2 A d =s(A d ) = 0.6卩V 由以上计算可以得到UAd ~ , U 1 A dU2 Ad— 4.0 卩V4.2由A 引入的不确定度分量u A由A 引入的不确定度主要是已有分度表的分度值的舍入误差引入的标准不确定度u A ，分度表的分度值修约至1卩V ，所以：u A =0.29 卩 V4.3由e 引入的不确定度分量u(e)由e 引入的不确定度分量u(e)是由补偿导线修正值测量引入的标准不确定度U 1 (e)和冰点槽温度偏差引入的标准不确定度 U 2 (e)组成U i (A d )二 0.004mV =4 [i V平均值实验标准偏差 s(A d ) =、(A d - A d )2v _________________n(n -1)A 类不确33.275 0.01%100 0.004%K 分度热电偶补偿导线的20C 时修正值的扩展不确定度为：U=1.2卩V , k = 2 按均匀分布考虑，标准不确定度为1 25 (e) = — = 0.6卩VB 类不确定度24.3.2由0C 恒温器温度偏差引入的不确定度分量 ^(e)0C 恒温器温度的最大允许偏差为土 0.03C ，按均匀分布考虑氏 e =0.03/ 一 3 =0.018 C 按K 型热电偶微分电动势转换为电量值u 2 e ]=u 2' e S =0.73 卩 V由以上计算可以得到u e 二 u ； e u| e = 0.95 卩 V5不确定度分量一览表根据以上分析，不确定度分量如表1所示表16合成标准不确定度% = Jc 2u 2(A d 卅 c ；u 2(A 卅 c ；u 2(e) = 4.1 卩 V根据该分度号热电偶在校准点800r时对应的微分电动势，41.0卩V/C。

温度不确定度计算公式

温度不确定度计算公式
一般来说，温度不确定度的计算可以使用以下公式：
δT = √(δA² + δB² + δC² + ...)。

其中，δT代表温度的不确定度，δA、δB、δC等代表不同测
量参数的不确定度。

在实际应用中，不同的测量方法和仪器会有不同的不确定度计
算公式。

例如，在使用温度计测量温度时，会考虑到温度计的精度、重复性等因素，从而计算出温度的不确定度。

温度不确定度的计算可以帮助科学家和工程师评估温度测量结
果的可靠性，并且在实验设计和产品制造中提供重要的参考。

因此，正确地应用温度不确定度计算公式对于确保实验结果的准确性和产
品质量至关重要。

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c
温升测量方法不确定度 1
1 测量方法
利用感温元件的热电特性，将感温元件埋在被测物体表面，把随温度变化的电阻值（或热
电势）转换为与温度相对应的电压信号送入数字表显示出被测点的温度值。其中又分为热
电阻法和热电偶法。SW 型数字测温仪采用热电阻法，图表记录仪采用热电偶法。
按标准要求将被测物品固定好，用绝热材料将测温端头覆盖在被测器具部位温升最高
点处，使它们牢固地紧贴在被测点的表面。接通被测物电源使器具按规定工作，通过空调器
减少冷却介质温度的变化。试验结束，读出温度最高值（图表记录仪可从曲线上得到）。
2 数学模型

SW 型数字测温仪和图表记录仪是直接读数，模型为
dT
T2 ——结束温度
T2 T

T0 ——结束时环境温度
3 方差和传播系数
测量结果为和的形式，传播系数均为 1，故
2 u 2
T2 u 2 T0 

4 标准不确定度一览表

表 4-1 标准不确定度一览表
标准不确定度分量
u
i
不确定度来源标准不确定度值 ℃ ci f / xi ci  uxi 自由度

u
1
SW-3 型数字测温仪误差

0.194 1 0.194 50

u
2

u
21

u
22

图表记录仪误差
图表记录仪本身误差
人员对图表取值误差

0.242 0.194 0.144 1 0.242 42

u
3
结束时环境温度的误差

0.115 1 0.115 50

SW 型数字测温仪：
图表记录仪：
u

0.226
℃

uc 0.268
℃

v
eff

82
72

5 评定分量标准不确定度
根据本实验的实际情况，测量中没有进行重复测量，采用 B 类评定方法。
5.1 SW-3 型数字测温仪引起的不确定度分量
u

u
1
3
2

根据检定证书，SW-3 型数字测温仪最大偏差±0.5℃，正态分布，估计其相对不确定度
为 10%。
u1 0.5 / 2.58 0.194
℃

v  1/ 210 /1002  50
5.2 图表记录仪引起的不确定度分量
u

5.2.1 根据检定证书，图表记录仪最大偏差±0.5℃，置信水准 p=0.99 正态分布，估计其相

对不确定度为 10%。
u21 0.5 / 2.58 0.194
℃

v
21
 1/ 210 /1002  50

5.2.2 操作人员对图表取值时最大偏差估计为±0.25℃，均匀分布，估计其相对不确定度
为 25%。

故图表记录仪引起的不确定度分量为：

5.3 水银温度计引起的不确定度分量
u

根据检定证书，0~50℃，0.1℃分度值的玻璃棒水银温度计最大偏差为±0.2℃，均匀分

布，估计其相对不确定度为 10%。这里人眼读数误差较小，可忽略不计。

u3 0.2 /
0.115
℃

v  1/ 210 /1002  50
6 合成标准不确定度
根据 u
c
u 2 T2 u 2 T



SW 型数字测温仪：
图表记录仪：
7 有效自由度的计算及包含因子的确定

8 扩展不确定度
SW 型数字测温仪：
U p t0.95 82uc 1.99 0.226 0.450
℃
图表记录仪：
U p t0.95 72uc 1.99 0.268 0.533
℃
9 不确定度的最后报告
SW 型数字测温仪：扩展不
确定度U p =0.450
℃

（U p 由合成标准不确定度 uc =0.226，按置信水准 p=0.95，自由度 v =82 所得 t 分布
临界值——包含因子 k p =1.99 而得。）
图表记录仪：扩展不确定度
U p =0.533
℃
（U p 由合成标准不确定度 uc =0.268，按置信水准 p=0.95，自由度 v =72 所得 t 分布
临界值——包含因子 k p =1.99 而得。）
10 备注
图表记录仪直接读数时，其不确定度分析与 SW 型数字测温仪相同。