温湿度技术报告

《温湿度技术报告》由会员分享，可在线阅读，更多相关《温湿度技术报告（24页珍藏版）》请在装配图网上搜索。

1、计量标准技术报告计量标准名称温湿度检定装置计量标准负责人牛少钦建标单位名称（公章）填 写 日 期 2017年10月20日目录一、建立计量标准的目的（）二、计量标准的工作原理及其组成 （）三、计量标准器及主要配套设备（）四、计量标准的主要技术指标（）五、环境条件（）六、计量标准的量值溯源和传递框图（）七、计量标准的重复性试验（）八、计量标准的稳定性考核（）九、检定或校准结果的测量不确定度评定（）十、检定或校准结果的验证（）十一、结论（）十二、附加说明（）一、建立计量标准的目的随着经济的发展，企事业单位使用的温湿度表起来起多，为了更好地服务于企事业单位，保证量值的顺利传递，而建立此标准。二、计量标

2、准的工作原理及其组成检定装置由精密露点仪及恒温恒湿箱组成.检定中把精密露点仪和被检 计量器具（如温湿度表、温度传感器）一同放入恒温恒湿验箱中，恒温恒湿 箱中提供可调的恒定的温湿度气源，标准值来自精密露点仪读数。根据露点 温度的定义，在压力不变的情况下，通过制冷使气体中的水蒸汽在露点仪的 镜面上冷凝，当达到热力学相平衡状态时，准确测量此时镜面的温度，即为 该气体的露点温度，露点仪另有兆一只铂电阻温度计测量环境温度。三、计量标准器及主要配套设备计 量 标 准 器名称型号测量范围不确定度或 准确度等级或 最大允许误差制造厂及 出厂编号检定或 校准机构检定周 期或复 校间隔精密露点仪OPTIDEWVI

3、SION-10 C 40C0.15CMICHELL125951中国计量 科学研究 院HXwh2008 -70821年主 要 配 套 设 备恒温恒 湿箱C4-340(1098) %RH2%RH伟思富奇 环境试验 仪器（太 仓）有限 公司54666002 880010中国计量 科学研究 院HXwh2008-68231年(-40 180)C0.3C四、计量标准的主要技术指标技术指标： 精密露点仪 测量范围：T0C40C 最大允许误差：土 0.15C恒温恒湿箱作为配套设备测量范围：（1098）%RH，最大允许误差：土0.2%RH（-40180）C，最大允许误差：土 0.3C五、环境条件序号项目要求实际

4、情况结论1温度20C520C符合要求2湿度V75%RH40%RH符合要求3456六、计量标准的量值溯源和传递框图名称：分流式湿度标准装置测量范围：（1098） %RH最大允许误差：1%RH名称：露点仪检定装置测量范围：T d （Tf）= -70C80C最大允许误差：露点值0.1C单位：中国计量科学研究院II直接比对II名称：精密露点仪测量范围：T d （Tf）= -10C40C不确定度：ATd （Tf）W0.15C单位：北京市大兴区计量检测所II直接比对II名称：机械式温湿度计 测量范围：（3095） %RH 最大允许误差为：5%RH （40%RH 70%RH, 20C）土 7%RH （ 40

5、%RH 以下或70%RH 以上，20C）测量范围：（550）C 最大允许误差为：2C名称：电动通风干湿表 测量范围：（1099） %RH 最大允许误差为：相对湿度 /%RH：W5测量范围：（050）C 最大允许误差为：干球温度 /C：0.3湿球温度/C：0.3 干湿温度计示值误差之差的 绝对值/C： 0.4名称：湿度传感器测量范围：（1095） %RH 最大允许误差为：（25） %RH测量范围：（1040）C最大允许误差为：0.3C七、计量标准的重复性试验选择一只稳定的温湿度表作为被检，在符合检定条件的情况下，使用恒温恒湿箱 在20C的产生一稳定的标准湿气，用检定装置对其进行了10次等精度测量

6、，测量结 果列表如下：序号标准露点仪（RH）被检温湿度表（RH）160.160260.060360.059460.260560.160660.160760.059860.260960.1601060.059平均值60.0859.7s小于uc，所以测量重复性符合要求。-该标准装置的稳定性是选择一个稳定的温度表，每隔1个月用标准观测稳定的温 湿度表60%RH点一次，通过测量反映装置的稳定性。具体数据如下：序号12341606060602606060613595961614595961615606060606606060607606060608606061609595961611059596160平

7、均值59.659.660.560.4稳定性考核说明：1、该计量标准的稳定性值二X - X =0.9%RHmaxmin2、因为该计量标准的稳定性值小于计量标准的扩展不确定度，故该计量标准稳定性考 核为合格。九、检定或校准结果的测量不确定度评定温度测量不确定度评定C. 1数字模型 被检温湿度表温度示值误差的计算公式：td = tb_ts_At1式中：T被检温湿度表的温度示值误差，C；耳一被检温湿度表的温度示值，C； Ts标准温度计的示值，C； T1标准温度计的修正值，C。C. 2 灵敏系数3ATc1= dT =1bSATc2=苛=-1SATc3= SAT = -11C. 3标准不确定度评定C. 3

8、. 1标准不确定度U(Tb)的评定a) 被检温湿度表的温度分度值为1C,其示值分辨力为0.5C，所引起的极限误差为0.25C,厂一、 、I】T 0.25其分布为均匀分布，包含因子k=、：3，所以其引入的标准不确定度U(Tb1)=3 =0.14(C)。属B类标准不确定度。T(10%) -2其估算值的可靠性约为10%，则其自由度v ()=2=50。b）被检温湿度表示值重复性引入的标准不确定度U（Tb2）选一支温湿度表作为被检温湿度表，放入恒温恒湿箱内，在符合校准条件的情况下，调节恒温 恒湿箱产生一个温度为20C的环境，稳定后读取标准温度计的温度显示值（此值为温度的标准值） 和被检温湿度表的温度显示

9、值。测量结果如表C.1所示。表C.1序号标称值Ts/C被检表显示值Tb/C修正值AT/C120.220.50.3220.220.50.3320.220.50.3420.120.50.4520.120.50.4620.120.50.4720.220.50.3820.220.50.3920.220.50.31020.220.50.3平均值20.1720.500.33试验标准差S(Tb2=0.0)U(Tb2)=0.0C。属A类标准不确定度。其自由度v (Tb2)=10 1=9。U(Tb1)和U(Tb2)是互不相干的，所以u(Tb)= ：u 2(T 1) + u 2 (T 2) =0.14(C)自由度

10、Tu 4 (T )v ( b)=b=50b u 4(T ) u 4(T )b1+b2-v (T ) v (T )bbC. 3. 2标准不确定度U(Ts)的评定a）标准温度计示值引入的标准不确定度V（Ts1）标准温度计的示值分辨力为0.1C,所引入的极限误差为0.05C,其分布为均匀分布，包含 因子k=VI,所以其引入的标准不确定度U（Ts1）= 0.035 =0.03（C）。属B类标准不确定度。b)恒温恒湿箱温度波动引入的标准不确定度v恒温恒湿箱温度波动在读数过程中其变化最大不超过0.2C,其分布为反正正玄分布，包含因子k=(2 ,所以其引入的标准不确定度u(Ts2)=j2=0.14 (C)。

11、属B类标准不确定度。其估算值的可靠性约20%，则其自由度v空丄=12。2c) 恒温恒湿箱温场不均匀引入的标准不确定度u因被检温湿度表置于标准温度计的附近，恒温恒湿箱温度场的不均匀性带来的标准不确定度 很小，故u(Ts3)可忽略不计.因为u(Ts1 )和u(Ts2)是互不相干的，所以iu(T )= Ju2(T ) + u2(T )=0.14(C)sis 2自由度Uu 4(T )v (U)= =12s2v (T )s 2C.3.3标准不确定度u(T1)的评定标准温度计修正值的引入的标准不确定度u(T1)，用B类标准不确定度评定。标准温度计在周期内不做修正所引入的误差为0.2C，该误差分布为均匀分布

12、，包含因子k=3，其标准不确定度 UQTi)= =0.12 (C)。其估算值的可靠性约20%，则其自由度v斗=12。2C. 4合成标准不确定度C. 4. 1标准不确定度汇总表C.2ix.a.k.u(X；)c.u；(y)v. i1Tb引入的误差10.14C501.1被检温湿度表的示值估读Tb10.25 C0.14C501.2被检温湿度表的示值重复性Tb20.0 C0.0 C92Ts引入的误差0.14C10.14C122.1标准温度计的估读Ts10.05 C0.03 C2.2恒温恒湿箱温度波动Ts20.2 C0.14C123 T1引入的误差10.12C123.1标准温度计修正值0.2 C0.12C

13、12注：i 误差或不确定度来源的序号；Xi 第i个自变量或输入估计值；ai Xi的误差分散区间半宽、极限误差或扩展不确定度；ki 覆盖因子或置信因子；u (Xi) =ai/ki 输入B类标准不确定度；若用统计方法获得时，称为A类类标准不确定度;c | 灵敏系数；iu. (y) = c u(X.)输入标准不确定度分量； 1iiv，自由度。上述所分析的各项标准不确定度分量均为不相关量，所以其合成标准不确定度为:Uc(AT)=u2(T ) + u2(T ) + u2(AT ) =0.23 (C)u 4(T )s -有效自由度v eff= u 4(T ) u 4(T )u 4 (AT ) =49s +

14、 +v (T ) v (T ) v (AT)sb1C. 5扩展不确定度按置信水平p=0.95,有效自由度为49,查t分布表可得k=2.01。因此扩展不确定度为:U=kx UcQT)=2.01X0.23=0.46(C)根据以上测量不确定度的评定，允许误差为2C的机械指针式温湿度表温度示值误差的 扩展不确定度为0.46C,取0.5C。注：为充分利用恒温恒湿箱的容积，可在其有效容积内置入更多的被检温湿度表，这样就要考 虑恒温恒湿箱湿度场的不均匀性带来的标准不确定度u (Ts3),现将标准不确定度评定补充如下：1) 恒温恒湿箱湿度场引入的标准不确定度(),用B类标准不确定度评定。恒温恒湿箱在(一104

15、0)C时其湿度场的最大湿度差不超过0.6C，其分布为均匀分布,0.6=0.17 (%RH)。包含因子k3，其标准不确定度UQTs3)=W其估算值的可靠性约为20%，则其自由度v(20%) -2_2=12。因为U(Ts1)、U(Ts2)和U(Ts3)是互不相干的，所以U(Ts)=(1) + 彳(s2 ) + 彳(T$3 ) =0.22 (C)自由度Tu4(T )V( S)= u 4(T )U 4(T ) =23s2+S3v (T ) v (T )s 2s 32) 合成标准不确定度其他的标准不确定度分量没有变化。故UcQT)= “2(T ) + u2(T ) + u2(AT)=0.29(C)有效自

16、由度u 4(T )vejj= u4(T )u4(T )u4(AT ) =55s + +v (T ) v (T ) v (AT)sb13) 扩展不确定度按置信水平p=0.95,有效自由度为55,查t分布表可得k=2.01。因此扩展不确定度为：U=k x UcQT)= 2.01X1.28 = 0.58 (C)根据以上测量不确定度的评定，允许误差为2C的机械指针式温湿度表温度示值误差 的扩展不确定度为0.58C，取其数为0.6C。湿度测量不确定度评定B. 1数字模型被检温湿度表温度示值误差的计算公式：U = ubUZbs1式中：AU被检温湿度表的湿度示值误差，RH； Ub被检温湿度表的湿度示值，%R

17、H； Us标准湿度计的示值，%RH； AU1标准湿度计的修正值，RH。B. 2 灵敏系数3AUCi= dU =1bdAUc2=-isdAUC3= dAU = iiB. 3标准不确定度评定B. 3. 1标准不确定度U(Ub)的评定a)被检温湿度表的湿度分度值为2%RH，其示值分辨力为1%RH，所引起的极限误差为 0.5%RH，其分布为均匀分布，包含因子k= v 3，所以其引入的标准不确定度U(Ub1)=0.5=0.29(%RH)。属B类标准不确定度。(10%) -2_2_v3其估算值的可靠性约为10%，则其自由度v (Ub1)=选一支温湿度表作为被检温湿度表，放入恒温恒湿箱(作为温度箱，下同)内

18、，在符合校准条 件的情况下，调节恒温恒湿箱产生一个温度为20C的环境，相对湿度为60%RH的环境，稳定后读 取标准温度计的温度显示值(此值为温度的标准值)和被检温湿度表的湿度显示值。测量结果如表B.1所示。表B.1序号标称值Us/%RH被检表显示值Ub/%RH修正值 U/%RH159.262-2.8259.262-2.8359.162-2.9459.062-3.0559.062-3.0659.162-2.9759.162-2.9859.262-2.8959.262-2.81059.262-2.8平均值59.1362-2.87试验标准差s(Ub2)=0.00u(Ub2)=o.oo%RH。属A类标

19、准不确定度。其自由度v (Ub2)=io 1=9。U(Ub1)和u(Ub2)是互不相干的，所以u(Uj= :u2(U ) + u2(U ) =0.29(%RH)bbib 2自由度Uu 4(U )V ( b)= u 4(U ) u 4(U ) =26bi +b2v (U ) v (U )bib 2B. 3. 2标准不确定度U(Us)的评定a)标准湿度计示值引入的标准不确定度u(Usi)标准湿度计的示值分辨力为0.1%RH,所引入的极限误差为0.05%RH,其分布为均匀分布,包含因子k=J3,所以其引入的标准不确定度u(Us1)= 005 =0.03 (%RH)。属B类标准不确定度。3恒温恒湿箱湿

20、度波动在读数过程中其变化最大不超过0.5%RH，其分布为反正正玄分布，包含因子k=*2 ,所以其引入的标准不确定度u(Us2)= =0.35 (%RH)。属B类标准不确定度。其估算值的可靠性约20%，则其自由度v (Us2)=(20%) -2_2_=12。c)恒温恒湿箱湿度场不均匀引入的标准不确定度u(Us3)因被检温湿度表置于标准温度计的附近，恒温恒湿箱湿度场的不均匀性带来的标准不确定度 很小，故u(Us3)可忽略不计.因为U(Us1)和u(Us2)是互不相干的，所以U(U)=込 2(US 1)+ u 2(US 2)= 0.35 (%RH)自由度v (Us)=u 4(U ) s ： u 4(

21、u =12 s2v (U )s 2B.3.3标准不确定度u(U1)的评定标准湿度计修正值的引入的标准不确定度u(U1)，用B类标准不确定度评定。标准湿度表在周期内不做修正所引入的误差为2%RH,该误差分布为均匀分布，包含因子k=3，其标准不确定度(U1)= J3=1.15 (%RH)。其估算值的可靠性约20%，则其自由度V (U1)= (20%H =12。B. 4合成标准不确定度表B.2iX.1a.1k. iu(X.)c.iu.(y)v. i1Ub引入的误差10.29%RH261.1被检温湿度表的示值估读Ub10.5%RH朽0.29%RH501.2被检温湿度表的示值重复性Ub20.00%RH9

22、2Us引入的误差0.35%RH10.35%RH122.1标准湿度计的估读Us10.05%RH0.03%RH2.2恒温恒湿箱湿度波动U 20.5%RH0.35%RH123U1引入的误差11.15%RH123.1标准湿度计修正值AU2.0%RH1.15%RH12注：i -误差或不确定度来源的序号；x.i第i个自变量或输入估计值；a. i-Xi的误差分散区间半宽、极限误差或扩展不确定度；ki-覆盖因子或置信因子；u (X.) =a./k.ii 1输入B类标准不确定度；若用统计方法获得时，称为A类类标准不确定度；ci灵敏系数；ui (y)=ciu（X.）输入标准不确定度分量；vJ一自由度。B. 4.

23、2 合成标准不确定度计算Iu (U )= Ju2(U ) + u2(U ) + u2(AU ) =1.24 (%RH)sb1有效自由度u 4（U ）V eff= U 4（U ）U 4（U ）U 4（AU ） =18 s + +v （U ） v （U ） v （AU ） sb1B. 5扩展不确定度按置信水平p=0.95,有效自由度为18,查t分布表可得k=2.01。因此扩展不确定度为:U=kx Uc（aU）=2.01X1.24=2.49（%RH）根据以上测量不确定度的评定，允许误差为5%RH%RH的机械指针式温湿度表温度 示值误差的扩展不确定度为2.49%RH，取其数为2.5%RH。注：为充分利

24、用恒温恒湿箱的容积，可在其有效容积内置入更多的被检温湿度表，这样就要考虑 恒温恒湿箱湿度场的不均匀性带来的标准不确定度u （Us3）,并标准温度计要使用精密露点仪。现 将标准不确定度评定补充如下：4）恒温恒湿箱湿度场引入的标准不确定度u（U1），用B类标准不确定度评定。恒温恒湿箱在（2025） %RH时其湿度场的最大湿度差不超过2%RH，其分布为均匀分布，1.0容=12。2包含因子k 3，其标准不确定度U（AUs3）=其估算值的可靠性约为20%，则其自由度V （Us3）=因为U（Us1）、U（Us2）和口（Us3）是互不相干的，所以u(Us)= “ 2(U1)+ u 2(U 2)+ u 2(U

25、 3) =0.68 (%RH)自由度u 4（U ）s -V（US）= u 4（U ）u 4（U ） =20S2+s3v （U ） v （U ）s 2s 32)标准不确定度u(AU1)的评定标准湿度计修正值的引入的标准不确定度u(aU),用B类标准不确定度评定。标准湿度 表在周期内不做修正所引入的误差为1%RH，该误差分布为均匀分布，包含因子k=*3，其标准不 确定度 u(U1)= -4=0.58 (%RH)。u(20%) -2其估算值的可靠性约为20%，则其自由度v (U1)=2=12。5) 合成标准不确定度其他的标准不确定度分量没有变化。故(U)= -u 2(U ) + u 2(U ) + u 2(AU )=1.23(%RH)sb1有效自由度u 4(U )V =s=106ejj= u 4(U ) u 4(U ) u 4(AU ) =106s + +v (U ) v (U ) v (AU )sb16) 扩展不确定度按置信水平p=0.95,有效自由度为106，查t分布表可得k=1.96。因此扩展不确定度为：U=kx Uc(AU)=2.01X1.28=2.49(%RH)根据以上测量不确定度的评定，允许误差为土5%RH7%RH的机械指针式温湿度表温度示值误差的扩展不确定度为2.49%RH，取其数为2.5%RH。