裁惠敏：钢卷尺示值误差测量结果的不磅定度评定 钢卷尺示值误差测量结果的不确定度评定 Ｔｈｅ Ｓｔｅｅｌ Ｌｉｎｅ Ｔａｐｅ Ｓｈｏｗｓ ｔｈｅ Ｖａｌｕｅ Ｅｒｒｏｒ Ｍｅａｓｕｒｅｍｅｎｔ Ｒｅｓｕｌｔ ｔｈｅ Ｕｎｃｅｒｔａｉｎｔｙ Ｅｖａｌｕａｔｉｏｎ 刘惠敏 （龙岩市计量所，福建龙岩３６４０００） 摘要：依据ＪＪＧ４—１９９９，对钢卷尺示值误差测量结果的不确定度进行分析。 关键词：钢卷尺；不确定度 １概述 ｃ（厶）＝一１ １．１测量方法：依据Ｊ心一１９９９（钢卷尺检定规程》。 Ｃ（Ａａ）＝Ｌｓ．＂４ｔ １．２环境条件：温度（２０±５）℃。 合成标准不确定度 １．３测量标准：５ｍ标准钢卷尺，最大允许示值误差：± Ｈ２。＝Ｕ２△ ＝ （厶）＋“ （厶）＋（￡ ） Ｍ （Ａａ） （０．０３＋０．０３Ｌ）ｎｍａ。 ４计算标准不确定度分量 １．４被测对象：Ｉ级钢卷尺。 ４．１ 由标准钢卷尺的测量不确定度给出的分量 （Ｌｓ１） １．５测量过程： 根据ＪＪＧ７４ｌ一２０ｏ５《标准钢卷尺检定规程》的规定， 用压紧装置将标准钢卷尺和被检钢卷尺固定在检定 标准钢卷尺的最大允许误差为±（０．０３＋０．０３Ｌ）ｍｍ 台上，分别在标准尺和被检尺的另一端按规程要求加上 按均匀分布，当Ｌ＝５ｍ时，则 拉力，调整检定台的调零机构，使被检尺的零值线纹与标 （Ｌｓ１）＝（０．０３＋０．０３Ｌ）／√３ 准尺的零值线纹对齐，用直接比较测量法，并按每米逐段 ＝０．１０４ｒｎｍ＝１０４ｔｍａ 读取各段和全长误差。 ４．２由稳定性引入的不确定度分量 （Ｌｓ２） １．６评定结果的使用：在符合上述条件下的测量结果， 根据稳定性检测，本标准钢卷尺的变化量在 一般可直接使用本不确定度的评定结果。 Ｏ．０１ｈｎｍ范围内。按均匀分布，ｋ＝ 。则 ２数学模型 （厶２）＝０．０１×５／４３＝０．０２９ｒｒ￣＝２９ｐａｎ ＡＬ＝ 一厶＋Ｌ。ａ．４＇ｔ一厶口 ｔ ４．３由拉力偏差引入的不确定度分量 （ ３） 式中： 一被检钢卷尺的长度；厶一标准钢卷尺的 由拉力引起的偏差为 长度；ａａ一被检钢卷尺的线膨胀系数；ａｓ—标准钢卷尺的 Ａ＝ ×ｌ３ｏ× ／ＥＳ 线膨胀系数；△￡一被检钢卷尺与标准钢卷尺对标准温度 式中：Ｌ一钢卷尺的长度；△ｐ一拉力偏差，由规程 ２ｏ℃的偏离量。 ＪＪＧ７４１—２ｏｏ５《标准钢卷尺》中给出的△ｐ≤Ｏ．５Ｎ；Ｅ一弹 由上式可得： 性模量Ｅ＝２×ｌＯ６×９．８Ｎ／ｎｍｌ２；Ｓ一钢卷尺尺带横截面 △ ＝厶一厶＋厶（ａ。一ａ ）＂４ｔ＋（厶一厶）口 ￡ 面积，该尺的尺带横截面宽度为１２ｍｍ；厚度为Ｏ．２２ｍｍ； 由于 一厶较小，（ 一厶）ａ，ｔ￣ｔ则更小，可忽略不 Ｓ＝２．６４ｌ１１Ｉｎ２。 计，这样上式变为 △＝ｌＯ３ ×０．５／（２×ｌｏ６×９．８×２．６４） △ ＝Ｌａ一厶＋ （ａ。一ａ，）ａｔ＝Ｌａ一厶＋Ｌ，ａａａｔ 式中：△口一被检钢卷尺与标准钢卷尺线膨胀系数 当 ＝５ｍ时，△＝０．０４８ｍｍ＝４８ｍｍ；按均匀分布， ： 差。 ３方差和灵敏系数 （厶３）＝４８／√３＝２８ｔ￣ｒａ 标准不确定度Ｉｄ，（厶）为 ｕ ＝∑（ ） ｎ （兢） （厶）＝ （厶１）＋ｕ （厶２）＋ （厶３） 依上式可得：灵敏度系数 ＝ｌＯ４２＋２９２＋２８２ ｃ（厶）＝１ （厶）＝１１２／ａｎ 《计量与测试技表》２Ｄ１２牟摹３９拳第３期 ５ 由被检钢卷尺引入的不确定度ｕ（ ） 表１ ５．１由重复读数产生的不确定度分量１１，（Ｚａ１） 在某５ｍ测量点重复１０次得到一组数据（单位：ｍ） ５．０００１、５．０００３、５．０００１、５．０００２、５．０００３、５．０００２、５．０ｏｏ３、 ５．Ｏ０ｏ２、５．０ｏＯ１、５．０ｏ０３ （厶１）＝Ｓ＝０．０８７６ｍｍ＝８８ｔｔｒｎ ８合成标准不确定度评定 。＝５．２分辨力引入的不确定度分量Ⅱ（Ｌ。２） √Ｍ （厶）＋ （Ｌ。）＋ｕ （厶△ ） ． 标准钢卷尺分度值为０．Ｉｍｍ，按十分之一估读，按均 匀分布，ｋ＝√３ Ｕ（ ２）＝０．Ｏ１／４３＝０．００５７７＝５．７８ｔｎｎ ＝￣＝／ｌＯ４＋８７＋２９２ １３９ｔａｎ ９扩展不确定度评定 Ｕ＝２×１３９＝２７８ｔａｎ（ｋ＝２） 因 （Ｌａ１）＞Ｍ（Ｌａ２），故 （Ｌａ）＝８８ｉｎｎ ６由膨胀系数差引入的不确定度分量 （△口） １Ｏ测量不确定度报告 Ｕ＝２７８ｔｍａ（ｋ＝２） 由于标准尺和被检尺的材料相同，线膨胀系数相同， △口以相同概率出在４－２×１０一 ｏＣ一 区间内，ｋ＝ ，则 ／／，（Ａａ）＝２×１０ ／√３＝１．１６ｏＣ－１ 当被检钢卷尺的标称长度大于５ｍ时，可采用分段 法进行检测。其扩展不确定度为各段不确定度的平方和 的平方根，即 当厶＝５ｍ时，“（ ）＝１０３／＿ｚＳｔｕ（Ａａ） 本规程中规定检定温度的偏离量Ａｔ＝５℃，当Ｌ。＝ ５ｍ时 全长＝√∑Ｈ 作者简介：刘惠敏，女，助理工程师。工作单位：福建省龙岩市计量所。通 讯地址：３６４ＯＯＯ福建省龙岩市新罗区溪南路４ｏ号。 收稿时间：２０１１—１０—１８ （ △ｄ）＝５×ｌｏ３×５×１．１６×１０—６＝２９ｔｎｎ ７标准不确定度一览表 Ｌ＝５ｍ （上接第４２页） ｕ（△ ）＝ａ／ｋ＝５×１０Ｉ４／√３＝０．０２８％ ＝￣／０．１４％ ＋０．２８２＋Ｏ．０２８２＋０．２８２ ＝０．３１％ 估计 （ＡＬ３）］／ｕ（ＡＬ３）＝０．１０ ７有效自由度 自由度 （ ）＝５０ ４．４读数误差引人的标准不确定度分量 （Ａｆｔ， ），采用 Ｂ类方法评定 按韦尔奇一萨特思韦特公式计算 Ｕ４（秽 ＝ ｉ＝１ Ｖｉ ＝１５ 超声探伤仪显示屏最小分辨力为１％，即半宽ａ＝ Ｏ．５％，按均匀分布计算，包含因子ｋ＝ ，则标准不确定 度分量 Ｍ（ ４）＝ａ／ｋ＝Ｏ．５％ ＝Ｏ．０２８％ 估计ｏｒ［ｕ（ＡＬ４）］／ｕ（ＡＬ４）＝Ｏ．２０ 自由度 （ ）＝１２ ５标准不确定度分量汇总表 表２ ８扩展不确定度 取置信概率Ｐ＝９５％，有效自由度 ＝１５，查ｔ分布 表得 ｊ｝ ＝ｔ９５（１５）＝２．１３ 扩展不确定度 Ｕ９５＝后。× 。（△ ）＝２．１３×０．３１％＝０．７％ ９测量结果的表示 超声探伤仪水平线性误差测量结果： Ａｔ，＝（一１．２±Ｏ．７）％ｖ￣ｆ＝１５ Ｐ＝９５％ 作者简介：刘光志，男，高级工程师。工作单位：辽宁省鞍山市计量监督检 定所。通讯地址：１１４０３４辽宁省鞍山市铁东区健身东路８号。 孙素娟，辽宁省鞍山市计量监督检定所（鞍山’ｉ１４０３４）。 收稿时间：２０１１—１０—２８ ６合成标准不确定度 （ ）＝￣／／Ｚ２（ １）＋ｕ （ ）＋Ｕ２（ ）＋ （ ）
