JJF(京) 35-2004 机械指针式温湿度表校准规范.pdf

中华人民共和国地方计量技术规范J J F ( 京) 3 5 -2 0 0 4机械指针式温湿度表校准规范C a l i b r a t i o n S p e c i f i c a t i o n o f Me c h a n i c a l T h e r m 。 一 h y g r o me t e r s2 0 0 5 一 0 1 一1 7发布2 0 0 5 一 0 3 一 0 1实施北 京 市 质 量 技 术 监 督 局发布J J F( 京) 3 5 -2 0 0 4马.勺。心。心.心产-。.今.0.机械指针式温湿度表校准规范 C a l i b r a t i o n S p e c i f i c a t i o no f Me c h a n i c a l T h e r mo 一h y g r o me t e r sJ J F ( 京) 3 5 -2 0 0 4. 0. 0 . 0- 一 一 . 口.o. 0 0. 口 . 。洲 本规范经北京市质量技术监督局于 2 0 0 5 年 1 月 1 7日 批准， 并 自2 0 0 5年 3 月 1日起实施。归 口 单 位:北京市质量技术监督局起 草 单 位:北京市计量检测科学研究院本规范 由起草单位负责解释J J F ( 京) 3 5 -2 0 0 4本规范起草人: 单凯锋( 北京市计量检测科学研究院) 聂建平( 北京市计量检测科学研究院) 范建武( 北京市计量检测科学研究院)J J F ( 京)3 5 -2 0 0 4目录1 范围 ( 1 )2 引用文献 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .( 1 )3 概述 ( 1 )4 计量特性 ( 7 )4 . 1 外观 ， ( 1 )4 . 2 湿度最大允许误差 ( 1 )4 . 3 温度最大允许误差 ( 1 )5 校准条件 ( 2 )5 . 1 环境条件 ( 2 )5 . 2 标准器及其配套设备 ( 2)6 校 准 项目 和 校准 方 法 ( 2 )6 . 1 外观 ( 2)6 . 2 湿度校准 ( 2 )6 . 3 温度校准 ( 2 )7 校 准 结 果的 处理 ， ， ( 3 )8 复校时间间隔 ( 3)附录A 校准证书 。 。 ( 4 )附录 B 湿度测量不确定度评定 ( 5)附录 C 温度测量不确定度评定 ， ( 1 0 )J J F ( 京) 3 5 -2 0 0 4机械指针式温湿度表校准规范范 围本规范适用于机械指针式温湿度表的校准。2 引用文献J J F 1 0 0 1 -1 9 9 8 通用计量术语及定义J J F 1 0 5 9 -1 9 9 9 测量不确定度评定与表示J J G 2 2 6 -2 0 0 1 双金属温度计使用本规范时，应注意使用上述引用文献的现行有效版本。3 概述 机械指针式温湿度表 ( 以下简称温湿度表)是由感温元件和感湿元件分别组成各自系统，指示出即时的温度值和相对湿度值。 感温元件是由温度膨胀系数不同的两种金属 ( 或合金)片牢固结合在一起并绕制成盘丝状，其一端固定，另一端 ( 自由端)装有指针。当温度变化时，感温元件曲率发生变化，自由端旋转，带动指针在度盘上指示出温度数值。 感湿元件由表面涂覆感湿膜的金属带或毛发、尼龙、肠膜和聚酞亚胺等高分子制成。当湿度变化时，感湿元件的几何尺寸会随着相对湿度而发生变化，并通过机械放大装置将几何量变化用指针指示出来或用记录笔记录下来，从而直接指示相对湿度值。4计It特性4 . 1 外观4 . 1 . 1 标度盘表面应平整、光洁，刻线清晰。指针应平直，指示清楚。玻璃平整透明，不得有妨碍读数的缺陷。外表不得有划伤、锈蚀等缺陷。4 . 1 . 2 温湿度表上应标有产品名称、制造厂名、型号、出厂编号。4 . 2 湿度最大允许误差 温湿度表在 ( 2 0 一 2 5 ) 的环境温度条件下，其湿度示值误差不超过表 1 的规定。 表1测量范 围( 2 0一4 0 ) % RH( 4 0一7 0 ) % RH( 7 0一9 0 ) %RH最大允许误差土7 % R H士5 % R Ht7 % R H4 . 3 温度最大允许误差 温湿度表在 ( 一1 0 - 4 0 ) 范围内，其温度示值误差不超过 士 2 C oJ J F ( 京) 3 5 -2 0 0 45校准条件1 环境条件 温度要求 :( 1 6 - 2 8 ) 9 0 湿度要求 : +v ( D U , )J J F ( 京 )3 5 -2 0 0 44 )扩展不确定度按置信水平p = 0 . 9 5 ，有效自由 度为1 0 6 ，查 分布表可得k = 1 . 9 6 。因 此扩展不确定度为: U=kx u ,. ( D U ) 二1 . 9 6 x 1 . 2 3 二2 . 4 1 ( %R H ) 根据以上测量不确定度的评定，允许误差为士5 %R H一士7 %R H的机械指针式温湿度表湿度示值误差的扩展不确定度为2 . 4 1 % R H，取其数为2 . 5 % R H .OF( 京) 3 5 -2 0 0 4附 录 C温度 测t 不确定 度 评定C . 1 数学模型 被检温湿度表温度示值误差的计算公式: A T= T b 一T . - A T ,式中:A T 被检温湿度表的温度示值误差， ; T b 被检温湿度表的温度示值， ; T . 标准温 度计的示值， ; O T , 标准温度计的修正值， 。C . 2 灵敏系数 d T( C . 1 )cl= 万 = 。 _ = d A T = _ 1 a T . 刁 T一 ; d AT ,C . 3 标准不确定度评定C . 3 . 1 标准不确定度u ( T b ) 的 评定 a ) 被检温湿度表示值引 人的标准不确定度u ( T b , ) 被检温湿度表的温度分度值为 1 ，其示值分辨力为0 . 5，所引起的极限误差为0 . 2 5 C ， 其分布为均匀分布， 包含因子 k = 万， 所以其引人的标准不确定度u ( T , , ) =些 些= 0 . 14 ( ) 。 属B 类 标 准 不 确 定 度 。招其估算值的可靠性约为 1 0 %，则其 自由度， ( 八， ) =( 1 0 %) 一 2 25 0 b ) 被检温湿度表示值重复性引人的 标准不确定度u ( T b 2 ) 选一支温湿度表作为被检温湿度表，放人恒温恒湿箱 ( 作为温度箱，下同)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 2 0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值。 测量结果如表 C . 1 所示。 表C. 1序号标准值 T . / C被检表显示值 T , / C修正值 T / cC12 0 . 02 00 . 022 0 . 02 00 . 032 0 . 02 00 . 0J J F( 京) 3 5 -2 0 0 4表C. 1( 续)序号标准值 T . / cC被检表显示值 T , / 9 C修正值 T / 9 C42 0. 02 00. 0s2 0 . 02 00. 062 0 . 02 00. 072 0. 02 00. 082 0 . 02 00. 092 0 . 02 00. 01 02 0. 02 00. 0平均值2 0. 02 00. 0试验标准差s ( T ) 二 0 . 0u ( T , ) = 0 . 0 ( 9 C ) 。属A 类标准不确定度。 其自 由 度， ( T , ) = 1 0 - 1 = 9 0u ( T h , ) 和 u ( T ,z ) 是互不相干的，所以。 ( T F ) = 丫 。 ， ( ， 。，: ) + “ ， ( T . ) = 0 . 1 4 ( )自由度， ( T O二 u 0 ( T , )u a ( T b , ) “ ( T n 2 ) 二 二 : - - 芍 - 十; - 二 二 - - 丈 -v l I n , )I,k I.I= 5 0C . 3 . 2 标准不确定度u ( T , ) 的评定a )标准温 度计示值引 人的标准不确定度u ( T , , )标准温度计的示值分辨力为 0 . 1，所引起的极限误差为 0 . 0 5 C ，其分布为均匀分布，包含因子k = 万， 所以 其引人的 标准不确定度u ( T . , ) 二0 . 0 5力= 0 . 0 3( Ic) 。属 B 类标准不确定度。 b ) 恒温恒湿箱温度波动引人的标准不确定 度u ( T ., ) 恒温恒湿箱温度波动在读数过程中其变化最大不超过 0 . 2 9 0 ，其分布为反正弦分布 ， 包 含 因 子 = 涯 ， 其 引 入 的 标 准 不 确 定 度 ( T , ) = 髻 = 0 .14 ( ， 。 属 ” 类 标 准 不确定度。 其估算值的可靠性约为 2 0 %，则其 自由度v ( 凡 ) =( 2 0 %) 21 2 c ) 恒温恒湿箱温 度场不均匀引人的 标准不确定度。 ( T , ) 因被检温湿度表置于标准湿度计的附近，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 ( T , ) 可忽略不计。 因为u ( T , , ) 和 u ( T , 2 ) 是互不相干的， 所以 11J J F( 京) 3 5 -2 0 0 4“ ( T s ) = 了 u 2 ( T , , ) + u z ( T , ) = 0 . 1 4 ( )自由度)-)(一， ( U s ) =u 0 ( T F )T ,C . 3 . 3 标准不确定度u ( A T , ) 的评定 标准温度计修正值引人的标准不确定度u ( A T , ) ， 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人的误差为0 . 2 C，该误差分布为均匀分布，包含因子 k= 万C. 4C. 4.其标准不确定度u ( O T , )= 0 .23 = 。 ” 。其估算值的可靠性约为2 0 %， 则其自由 度， ( A T , ) 二合成标准不确定度1 标准不确定度汇总( 2 0 %) 21 2表C. 2 一 k u ( 龙) !1 ， u , ( Y ) 00、户jT 、 引人的误差被检温湿度表的 示值估读 T n ,被检温湿度表的示值重复性 T T 。 引入的误差标准温度计的估读 T , ,恒湿恒温箱温度波动 T ,zAT 、 引人的误差标准温度计修正值 T ,0 . 1 4笔0 . 2 5 C万 0 . 1 4 C0. 0 TO . O Y :111121 4 C0. 1 4 Y :0 .05 一 任一 0 一03 9C0. 2 C/ 2 一 0. 1 4 C :0. 1 21 21 20 . 2 9 C万!0 . 1 2 9 0 注:i 误差或不确定度来源的序号; X ; 第i 个自 变量或输入估计值; a : -X ， 的误差分散区间 半宽、 极限误差或扩展不确定度; 左 覆盖因 子或置信因子; u ( X ; ) 二 a ; l k ; - 输入B类 标准不确定度; 若用统计方法获得时， 称为A类标准不确定 度 ; 。 。 灵敏系数;a , ( Y ) 二 I C , I u ( X ; ) - 输出标准不确定度分量; 从 自 由度。C . 4 . 2 合成标准不确定度计算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:J J F ( 京 )3 5 -2 0 0 4u , ( A T ) = 丫 u 2 ( ， 。 ) + “ ， ( T 6 ) + . ( A T , ) = 0 . 2 3 ( )有效 自由度 U 4 ( AT)v erc = 0u ( 式 )u 4 ( 云 不兀 . ( A T ,万= “ ， v kl , J v k1, ) v l vI. 1C . 5 扩展不确定度 按置信水平p = 0 . 9 5 ， 有效自由 度为4 9 ， 查 ! 分布表可得k = 2 . 0 1 。因此扩展不确定度为: U=k x u , ( A T ) =2 . 0 1 x 0 . 2 3 = 0 . 4 6 ( ) 根据以上测量不确定度的评定，允许误差为土2 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 . 4 6 C ， 取其数为0 . 5 C 注:为充分利用恒温恒湿箱的有效容积，可在其内置入更多的被检温湿度表，这样就要考虑恒温恒湿箱温度场的不均匀性带来的标准不确定度u ( T . ) 。现将标准不确定度评定补充如下: 1 )恒温恒湿箱温 度场的不均匀性带来的 标准不确 定度u ( T , ) ， 用B 类标准不确定度评定。恒温恒湿箱在 ( 一1 0- 4 0 ) 时其温度场的最大温度差不超过0 . 6 C，其分布为均匀分布，包含 因子 k二0. 6万 ， 其 标 准 不 确 定 度 U ( T , ) 二 粤 = 0 . 1 7 ( % R H ) o Vj其估算值的可靠性约为2 0 %,则其自由度， ( T 护 =因为 u ( T) , u ( T . ) 和 u ( T , ) 是互不相干的，所以( 2 0 %) 21 2“ ( T) = 丫u 万 T , l ) + u 2 ( T ) + . 2 ( T ) 二 0 . 2 2 ( C )自由度v ( T , )二u ( T , )u 0 ( T a )， ( T , )、 I心T v ) 以 1 认 )二2 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 u , ( A T ) = u ( T , ) + u ( ， 、 ) + . ( A T , ) 二 0 . 2 9 ( )有效 自由度u , ( 0 T )v = 刁不 币 了厅b ) v ( T 万十 v ( T Ou ( AT)二5 5+ 万(A T , )3 )扩展不确定度按置信水平p = 0 . 9 5 ，有效自由 度为5 5 ， 查 分布表可 得k = 2 . 0 1 。因此扩展不确定度为: U二k xu , ( AT ) = 2 . 0 1 x 0 . 2 9 二 0 , 5 5 ( ) 根据以上测量不确定度的评定，允许误差为 t 2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 . 5 9，取其数为0 . 6 1-o