1、、职业照射水平分析、人员剂量监测、事故剂量监测、修约、误差及数据处理 职业照射水平分析 职业照射分析方法 这里主要分析了 期间我国个人剂量监测的有效数据，这些数据主要来自公开发表的文章、卫生部和核工业总公司有关人员剂量监测的技术管理部门。香港的数据来自香港特区的有关通报，台湾的数据摘自 年的报告。文章还对分析中必须用到的量进行了简单的介绍。 目前我国主要采用热释光剂量方法（）用作常规外照射个人剂量监测，常规监测周期一般为个月，也可视具体情况延长或缩短，但最长不超过个月。内照射大多用环境检测的数据进行间接估算。 职业外照射个人监测所要测量的量是人员剂量当量()，指人体表面指定点下面的深度。 应特
2、别注意的是，在不能使用人员剂量当量(),而应改为深度吸收剂量()来描述。 对个人剂量计刻度时应特别注意以下三个方面的问题：（）剂量计必须放在一个适当的模体（球）上刻度；（）目前基准传递量应是比释动能，应用刻度条件下的比释动能到人员剂量当量的转换系数可给出人员剂量当量的刻度值，但必须标明刻度条件；（）应用条件与刻度条件不一致时应对其进行适当修正。 当内外照射均应考虑时，一个职业工作人员的有效剂量用以下公式计算： 在大多数情况下，内照射剂量对总的有效剂量的贡献是很低的（例如低于十分之一），这时，可以忽略内照射，仅考虑外照射。)9()50(,jinhjinhjextIeEE 在职业照射分析中，不同接
3、受剂量人群大小（）及其集体剂量水平（）分析也是十分重要的，通常称为人数比，为年集体剂量分布比。和用以下公式计算。 )11()(NENNRE)12()(SESSRE表表 职业照射分类职业照射分类( (最新分类方法最新分类方法) ) 职业照射概貌职业照射概貌 全国辐射源应用单位达万多个全国辐射源应用单位达万多个 各类辐射设备万余台各类辐射设备万余台 从事放射性同位素与辐射技术工作人员约从事放射性同位素与辐射技术工作人员约万人万人 主要辐射设备平均以每年的速度增长主要辐射设备平均以每年的速度增长 医用加速器和机平均每年增长速度在以上医用加速器和机平均每年增长速度在以上 放射事故平均每年约起放射事故平
4、均每年约起 以年我国的放射性职业照射为以年我国的放射性职业照射为例进行分析。图是我国不同辐射职例进行分析。图是我国不同辐射职业人群大小的分布图。图中表明，业人群大小的分布图。图中表明，医用辐射职业人群的最大，有万医用辐射职业人群的最大，有万（占总职业人群的），其次是核工（占总职业人群的），其次是核工业职业人群。业职业人群。 图图 是我国不同辐射职业人群的集体有是我国不同辐射职业人群的集体有效剂量分布图。图中表明，核工业职业人效剂量分布图。图中表明，核工业职业人群的集体有效剂量最大，占总职业人群的，群的集体有效剂量最大，占总职业人群的，其次是医用辐射职业人群。其次是医用辐射职业人群。图是我国不同
5、辐射职业人群的年平均有效剂量分布图。图中表明，核工业职业人群的年平均有效剂量最大，其值为；其次是同位素生产职业人群的年平均有效剂量，其值为。 图是我国不同辐射职业人群的分布图。是人群中接受剂量大于的人数占人群总数的分数。图中表明，同位素生产职业人群的最大，其值为；其次是核工业职业人群，其值为。0.050.003 0.0040.0990.04700.020.040.060.080.10.12核燃料循环医用辐射工业探伤同位素生产工业应用职业类型NR15 图图 不同职业照射的比较不同职业照射的比较 表是不同国家核燃料循环系统职业人员受照情况比较。从表中可以看出，鈾矿开采中，我国职业人员接受的年平均剂
6、量是全球平均值的倍左右，其值高达。表表 不同国家核燃料循环系统职业人员受照情况比较不同国家核燃料循环系统职业人员受照情况比较表是不同国家和地区医用辐射职业人员受照情况比较。从表中可以看出，射线诊断、核医学和放射治疗中,我国职业人员接受的年平均剂量比全球平均值高。表表 不同地区和国家医用辐射职业人员受照情况比较不同地区和国家医用辐射职业人员受照情况比较、人员剂量监测 个人监测实用量， 个人监测通常是将剂量计佩戴在身体上进行监测，所以个人监测实用量定义时考虑了这一实际情况。对于个人监测，它的实用量就是人员剂量当量， 。它是软组织深度处的剂量当量， 是在佩戴剂量计身体表面下的深度。监测皮肤剂量时，
7、，监测有效剂量时， ，当需要监测眼晶体剂量时， 。 上述定义实用于所有辐射类型。当考虑辐射的入射方向、身体的反向散射后， 可用佩戴在身体上的剂量计近似地测量。 )(dHp)(dHp)(dHp很明显，由于散射和吸收人员将影响辐射场，的测量结果会因人而异，也会随剂量计佩戴的部位不同而改变，在非各向同性场中，测量结果还随辐射入射的方向而改变。用于个人监测的实用量，应能估算出所有可能辐射条件下的有效剂量，但事实并非如此。例如，在线能量较低时，个人剂量计佩戴在人体前面，若辐射从人体后面入射，这时绝大部分能量已被人体吸收，即使进行了一些修正，剂量计就很难可靠的估算出有效剂量。因而，这就要求剂量计应佩戴在能
8、代表身体受照的位置。)(dHp 即使剂量计应佩戴在能代表身体受照的位置，入射也是各向同性，但我们即使剂量计应佩戴在能代表身体受照的位置，入射也是各向同性，但我们也无法在真正的人体表面来对剂量计进行刻度。因而在实际刻度中，应当用一也无法在真正的人体表面来对剂量计进行刻度。因而在实际刻度中，应当用一个适当的模体来替代人体。个适当的模体来替代人体。 定义了种用于上述目的的组织的模体：定义了种用于上述目的的组织的模体： 的板模；的板模； 直径为直径为 ，高为，高为 的圆柱的圆柱(腕模腕模); 直径为直径为 ，高为，高为 的圆棒的圆棒(指模指模)。 人员剂量当量（吸收剂量）的确定人员剂量当量（吸收剂量）
9、的确定 对每一个剂量计测读后，常规监测情况下应赋与浅对每一个剂量计测读后，常规监测情况下应赋与浅层和深度人员剂量当量（层和深度人员剂量当量（ ()和和() ）的值，在事故剂量）的值，在事故剂量情况下应赋与深度吸收剂量值情况下应赋与深度吸收剂量值( () ）。）。 ) 光子光子 在无模体时，测得的模体正面中心位置的空气比释在无模体时，测得的模体正面中心位置的空气比释动能（动能（ ），对于给定的光子谱，浅层和深度人员），对于给定的光子谱，浅层和深度人员剂量当量（剂量当量（ ()和和() ）和深度吸收剂量值）和深度吸收剂量值( () )的数值应的数值应按如下方法赋与：按如下方法赋与： a)12(07
10、.0aspcH)22(10adpcH)32(10adpcD 式中 和 是空气比释动能到相应人员剂量当量的转换因子。注意计算事故剂量的等式（)的 无量纲。 注意，这种方法主要用在刻度时。scdcdc在刻度条件与使用条件不一致时，应做如下的修正：在刻度条件与使用条件不一致时，应做如下的修正：)42(07. 007. 0scspcpccHH)52(1010dcdpcpccHH)62(10)10(dcdpcpccDDdcscpcpcpcccDHH和,10,10,07.0是刻度条件下的相应值。是刻度条件下的相应值。表表 空气比释动能到深度和浅层人员剂量当量转换因子空气比释动能到深度和浅层人员剂量当量转换
11、因子光子辐射（光子辐射（ 、 和和 ）dcscscsc ) 对对标准源，模体中给出的是吸收剂量，浅层人员剂标准源，模体中给出的是吸收剂量，浅层人员剂量当量量当量() )的数值应按如下方法赋与：的数值应按如下方法赋与： 式中式中()是模体中处的吸收剂量的数值。是模体中处的吸收剂量的数值。) 72(07. 007. 0ppDHcc)82(10npCH) )中子中子 中子源用发射率校准，是将参考剂量点中子源用发射率校准，是将参考剂量点()()空气中测定空气中测定的注量（的注量（）与转换因子）与转换因子 的乘积赋与深度人员剂量当量的乘积赋与深度人员剂量当量（()()）即：）即： 其中，其中， 对对 慢
12、化的源慢化的源, ,为为 ( ) ( )；对未慢化的源，为；对未慢化的源，为 ( ); ( ); 对源，为对源，为 ( ) ( ) 对与上述两个中子谱相关的光子谱，人员剂量当量应对与上述两个中子谱相关的光子谱，人员剂量当量应按下式赋值。按下式赋值。 式中式中是与上述两个中子谱相关的光子人员剂量当量是与上述两个中子谱相关的光子人员剂量当量率与中子人员剂量当量率的比值。率与中子人员剂量当量率的比值。与房间的几何特性和与房间的几何特性和照射距离有关。表是其典型值的例子。照射距离有关。表是其典型值的例子。)92(10npCH表表 中子源和场的特性中子源和场的特性) 混合场混合场 在包含有混合辐射场的检
13、验分类中，每一种辐射的浅在包含有混合辐射场的检验分类中，每一种辐射的浅层（或深度）人员剂量当量都应当加上。层（或深度）人员剂量当量都应当加上。 )修正修正 当剂量计中心偏离射线轴时，应对其赋与的人员剂量当剂量计中心偏离射线轴时，应对其赋与的人员剂量当量值进行修正。当灵敏元件偏离参照平面时，应对其赋当量值进行修正。当灵敏元件偏离参照平面时，应对其赋与的人员剂量当量值用灵敏元件与间的距离进行修正。与的人员剂量当量值用灵敏元件与间的距离进行修正。 、事故剂量监测、事故剂量监测 前剂量（）前剂量（） 是确定天然辐射源累积剂量是确定天然辐射源累积剂量和事故剂量的一种非常好的方法。这个方法的基础和事故剂量
14、的一种非常好的方法。这个方法的基础是，已观察出经辐照和高温退火的石英是，已观察出经辐照和高温退火的石英 发光峰灵敏发光峰灵敏度的变化。度的变化。 石英的前剂量技术已经广泛的应用到回顾剂量石英的前剂量技术已经广泛的应用到回顾剂量（剂量重建）学中，其材料已不仅限于石英，还有（剂量重建）学中，其材料已不仅限于石英，还有其他一些天然材料。其他一些天然材料。 什么是前剂量技术？年，以色列专家等发现，未退火的人造石英样品的度峰显示出明显的随吸收剂量的超线性增长。他还发现，的最大强度与吸收剂量（）之间服从以下等式。) 13(maxkDI式中式中和是常数。和是常数。等式（）在双对数坐标上作图，可以得到斜率为的
15、线性图。实际上就标征了超线性的程度。这种超线性在低剂量时较为明显，当剂量高于超线性的现象就很难观测到。这种现象提示我们，这类未退火的人造石英样品，在线性实验前已接受到一定剂量，称之为前剂量（)。和提出了一种解释的模型，它是电子陷阱模型的修改版。这种模型与他们的实验在以下两个方面符合很好：、从不同的关系图中发现：在与相同的水平处饱和状态；、当逐渐增加到两个数量级，系数从超线性明显（)到线性明显（)。前剂量技术的理论模型下图是前剂量电子模型。一般发光曲线中，存在的发光峰，这个峰可以用下图中的电子陷阱和两个空隙中心和来解释。一般假设比的作用截面要大得多，因此，在受到辐照时产生的空隙基本上集中在中，电
16、子浓集在电子陷阱中。陷阱是一个浅陷阱，仅需加热到，或在室温下几个小时就可以腾空。空隙中心也不太深，并靠近价带，在加热到就可使空隙释放。空隙中心的几率虽然很小，但加热到高温时，确有利于空隙从到的转移。前剂量电子陷阱模型前剂量电子陷阱模型 由于空隙中心远离价带，加热到由于空隙中心远离价带，加热到 不能将它释放到价带。因而，就类似一不能将它释放到价带。因而，就类似一个个“蓄水池蓄水池”，由于是发光中心，这个过程，因此有利于，由于是发光中心，这个过程，因此有利于 发光峰的测量。发光峰的测量。 对上述模型进行了修正，他提出，一个对上述模型进行了修正，他提出，一个“”的测读响应随中心的浓度单调的的测读响应
17、随中心的浓度单调的增加，这是因为，一方面，此时除热激活外，还有一个很大的增加，这是因为，一方面，此时除热激活外，还有一个很大的“刺激效应刺激效应”；另；另一方面，还另外存在一个电子陷阱，它是一个深陷阱，在对一方面，还另外存在一个电子陷阱，它是一个深陷阱，在对 测量时，它显示测量时，它显示出竞争释放电子的作用。出竞争释放电子的作用。 前剂量技术的估算方法前剂量技术与通常的不同主要是以下两点：多次热激活技术和附加剂量技术。在测量时，附加剂量技术的基本操作程序如下：把样品分为二个部分，第一部分先测量出材料的灵敏度和:)照射一个（通常是)，测量峰的响应，记为；)加热激活温度到；)照射一个相同的，测量峰
18、的响应，记为；应用第二部分材料，测量出材料的灵敏度和应用第二部分材料，测量出材料的灵敏度和: ) )为两部分样品标化的目的，重复为两部分样品标化的目的，重复) )的步骤，也记为；的步骤，也记为； ) ) 照射一个实验室刻度剂量，通常是几；照射一个实验室刻度剂量，通常是几； ) ) 重复重复) )的步骤的步骤; ; ) ) 照射一个相同的，测量照射一个相同的，测量 峰的响应，记为峰的响应，记为。 测量附加剂量的测量附加剂量的 峰响应加热到峰响应加热到 。 原来增加的剂量（）可用以下公式计算：原来增加的剂量（）可用以下公式计算：)23(00SSSSADNN 前剂量技术的应用前剂量技术的应用 用前剂
19、量技术估算的剂量范围在几十用前剂量技术估算的剂量范围在几十 几个之间。几个之间。 和和 等用瓦片样品进行的日本原爆剂量估算最低达等用瓦片样品进行的日本原爆剂量估算最低达 。 用用前剂量技术人工照射瓷器碎片，显示出瓷器制品有好的前剂量特前剂量技术人工照射瓷器碎片，显示出瓷器制品有好的前剂量特性，其剂量范围在性，其剂量范围在 ) ) 带带 。 等用前剂量技术测量了等用前剂量技术测量了 受到大受到大气核试验辐射微尘照射过的砖的累积剂量，估算的剂量低到气核试验辐射微尘照射过的砖的累积剂量，估算的剂量低到 。 等居室砖中石英晶体的累积剂量，这些居室是在洲辐射微尘事件等居室砖中石英晶体的累积剂量，这些居室
20、是在洲辐射微尘事件前的临时建筑，其平均剂量在前的临时建筑，其平均剂量在 范围。范围。 等用前剂量技术和技术等用前剂量技术和技术, , 分析了分析了 下风向区域环境材料中石英和材料微粒的累积剂量，其下风向区域环境材料中石英和材料微粒的累积剂量，其结果在结果在 范围。范围。 、修约、误差及数据处理 有效数和数值修约规则 有效数字的概念 一般来说，实验所处理的数值有种：一种是一般来说，实验所处理的数值有种：一种是没有误差的准确值没有误差的准确值( (如测量的次数，公式中的纯数如测量的次数，公式中的纯数等等) )；另一种是测量值。测量值总含有一定的误差；另一种是测量值。测量值总含有一定的误差，因此它的
21、数据就不应无止境地写下去，仅需记，因此它的数据就不应无止境地写下去，仅需记录有效数字就可以了。录有效数字就可以了。 一般而言，对一个数据取其可靠位数的全部数字加上一位可疑数位，就称为这个数据的有效数位。注意在数据取舍时，不应对有效数位进行取舍，只能对可疑数位右边算起的第一位进行取舍。 什么是效数字？仅保留有效数什么是效数字？仅保留有效数位的数字就是有效数字。位的数字就是有效数字。（2 2）在最小刻度之间）在最小刻度之间可可估计一位估计一位欠准位欠准位准确位准确位（1 1）以刻度为依据可）以刻度为依据可读到读到最小刻度最小刻度所在位。所在位。 直接测量中的有效数字规则直接测量中的有效数字规则 (
22、) 11 22 估计值只有一位，所以也叫欠准数估计值只有一位，所以也叫欠准数位或可疑数位。位或可疑数位。可疑位可疑位 有效数的运算规则一个数字与一个可疑数字相加或是相减，其结果必然是可疑数字。本例各数值中最先出现可疑数字的位置在小数点后第一位(即)，按照运算结果保留一位可疑数字的原则，上例的简算方法为()结果表示为()，YY() 乘除运算： 几个数相乘除，计算结果的有效数字位数与各数值中有效数字位数最少的一个相同(或最多再多保留一位)。例 ? 试问计算结果应保留几位数字?解：用计算器计算可得 ，但是，此结果究竟应取几位数字才合理。我们来看一下具体的运算过程便一目了然。见运算式，因为一个数字与一
23、个可疑数字相乘，其结果必然是可疑数字，所以，由上面的运算过程可见，小数点后面第二位的“”及其以后的数字都是可疑数字。按照保留位可疑数字的原则，计算结果应写成，为位有效数字。这与上面叙述的加减简算法则是一致的，即在此例中，位有效数字与位有效数字相乘，计算结果应为位有效数字。除法是乘法的逆运算，这里不再详细论述。进行乘除运算(例如)时，误差传递公式为可见计算结果的相对误差比算式中最大的一个相对误差(或)还要大。相对误差越大，有效数字位数越少。对于一个间接测量，如果它是由几个直接测量值相乘而计算得到的，那么，在进行测量时应考虑各个直接测量值的有效数字位数基本相仿，或者说，它们的相对误差要比较接近。如
24、果相差悬殊，那么精度过高的测量就失去意义。BBAANN例 在长度测量实验中，用米尺、游标卡尺和螺旋测微器分别测量一个长方体的三个边长为()，(), ( )，试计算长方体体积。解：根据简算方法，长方体体积为（）由误差传递公式算得相对误差%38. 0%10. 0%14. 0%14. 05 . 00005.6 . 3005. 01402. 0CCBBAAVV 其绝对误差为: （） 结果用标准形式表示，长方体体积为: () ， 实验中测量三个边长分别采用不同精度的量具，其目的是为了使三个边测量值有相同的有效数字位数，相对误差很接近。%37.0VV() () 乘方运算乘方运算 乘方运算的有效数字位数与其
25、底数相同。乘方运算的有效数字位数与其底数相同。() () 对数、三角函数和次方运算对数、三角函数和次方运算 它们的计算结果必须按照误差传递公式它们的计算结果必须按照误差传递公式来决定有效数字位数，而不可以用前面所述来决定有效数字位数，而不可以用前面所述的简算方法。的简算方法。yy%009. 0例 已知 ，计算。解： ，此值由计算器算得。按照误差传递公式结果： ， 。计算： ，此值由计算器算得。绝对误差 结果： 496422143AZ0007. 0300021AAy%02.0ZZ%009. 0yy例例 是四位有效数字，经正弦运算后得几位？是四位有效数字，经正弦运算后得几位？ 问题是在问题是在 位
26、上有波动，比如为位上有波动，比如为 ， 对正弦值影响到哪一位，哪一位就应是可疑位。对正弦值影响到哪一位，哪一位就应是可疑位。 根据微分在近似计算中的应用，可知：根据微分在近似计算中的应用，可知：0002.01805211352coscos0 xxxdxdyy 因 , 结果: %025. 0yy 误差和结果的有效数字例如，某次测量值例如，某次测量值 ( ( ) ) ，由误差可知结果第，由误差可知结果第三位小数可能是到之间的数字，因此第三位三位小数可能是到之间的数字，因此第三位小数小数“”“”是不可靠的，在它以下的数字就没是不可靠的，在它以下的数字就没有表示出来的必要。上面实验结果应写成测有表示出
27、来的必要。上面实验结果应写成测量值量值( () ) ，其中，其中“”“”、“”“”和和“”“”是可靠数是可靠数字，最后一位字，最后一位“”“”是可疑数字。是可疑数字。（）位数与小数点的位置无关。（）位数与小数点的位置无关。 （）的地位（）的地位 都是四位都是四位（）没有小数位以零结尾的数值（）没有小数位以零结尾的数值, ,当有无效零存当有无效零存在时在时, ,应采用科学计数法应采用科学计数法例：，若有两个无效零，则为三位有效位数，应例：，若有两个无效零，则为三位有效位数，应写为；若有三个无效零，则为两位有效位数，写为；若有三个无效零，则为两位有效位数，应写为。应写为。 特别提醒特别提醒: :
28、应用应用“数值修约规则数值修约规则( )”( )”时时, ,请注意其中有请注意其中有明显错误明显错误, ,而且标准较老而且标准较老, ,注意一些概念与现在新概念之注意一些概念与现在新概念之间的联系。间的联系。 规则修约前修约后 四舍 六入 五后有数(非)前进一 五后无数看前方 五前为奇数要进一 五前为偶数要舍去 “”视数偶数 必须一次修约完工例：将下列数字修约成两位有效位数例：将下列数字修约成一位有效位数明确修约间隔明确修约间隔( (精度精度) )时的修约时的修约例：修约间隔为（或),要求小数点后一位为可疑位例：修约间隔为（或),要求千位为可疑位负数修约时，先将它的绝对值按上述规定进行修约，然
29、后在修约值前面加上负号。例：将下列数字修约成两位有效位数例：将下列数字修约到“十”位，十位为可疑位不许连续修约不许连续修约 拟修约数字应在确定修约位数后一拟修约数字应在确定修约位数后一次修约获得结果，而不得多次按第章规则次修约获得结果，而不得多次按第章规则连续修约。连续修约。例如：修约，修约间隔为例如：修约，修约间隔为 ，即个位为可，即个位为可疑位疑位正确的做法：正确的做法：不正确的做法：不正确的做法： 在通常情况下，采用上述各种修约方法就可以了，不必采用单位修约和单位修约。 在处理实验数据的时候，我们常常会遇到个别数据偏离预期或大量统计数据结果的情况，如果我们把这些数据和正常数据放在一起进行
30、统计，可能会影响实验结果的正确性，如果把这些数据简单地剔除，又可能忽略了重要的实验信息。这里重要的问题是如何判断异常数据，然后将其剔除。判断和剔除异常数据是数据处理中的一项重要任务，目前的一些方法还不是十分完善，有待进一步研究和探索。 坏值的剔除 目前人们对异常数据的判别与剔除主要采用物理判别法和统计判别法两种方法。 所谓物理判别法就是根据人们对客观事物已有的认识，判别由于外界干扰、人为误差等原因造成实测数据偏离正常结果，在实验过程中随时判断，随时剔除。 统计判别法是给定一个置信概率，并确定一个置信限，凡超过此限的误差，就认为它不属于随机误差范围，将其视为异常数据剔除。这里将着重介绍几种常见统
31、计判别法:对剩下的个继续上述检验，当对剩下的个继续上述检验，当直到无坏值为止。直到无坏值为止。 拉依达准则（要求拉依达准则（要求)保留剔除3,3xxxxii剔除31xxxxxin为坏值应当剔除为粗差ii，xxx3对某物体进行次测量，测值为：对某物体进行次测量，测值为：ix11.42 11.44 11.40 11.43 11.4211.42 11.44 11.40 11.43 11.4211.43 11.40 11.39 11.30 11.4311.43 11.40 11.39 11.30 11.4311.42 11.41 11.39 11.39 11.4011.42 11.41 11.39 1
32、1.39 11.40检测是否有坏值。检测是否有坏值。405.111511iixxnx034. 0115)(1)(151212iiniixxnxx所以所以 为坏值，应剔除。余下的数据继续检验：为坏值，应剔除。余下的数据继续检验：102.0105.0405.1130.11412.11141141iixx在最小和最大的两个数中从与均值差最大的那个数开始判断018. 0114)(1412iixx。，xxi剩下的数无坏值因此的条件个测量值均满足314 肖维涅（）准则肖维涅（）准则(次）次） 为坏值，应当剔除； 称为肖维涅系数，其值与测量次数有关。ninnCxxCxxx1ixnC为坏值为粗差inix，Cx
33、x取值表在某次实验测量中得到了如下的测量数据: 检测是否有坏值。检测是否有坏值。6 .236161iixx75. 01)(612nxxii当时，从表中可以查出将测量值从小到大排列： 应从最小和最大测量值中偏离均值最大的开始判断29.15 .16 .231 .22niCxx 应是坏值，剔出，余下个测量值。 重复上述过程9.234141iixx187.01)(412nxxii当时，从表中可以查出314.03 .09 .236 .23niCxx个测量值均满足个测量值均满足 条件，无坏值。条件，无坏值。niCxx 格拉布斯（）准则格拉布斯（）准则 采用格拉布斯方法判定异常数据的过程如下：. 选定危险率
34、 是一个较小的百分数，例如，它是采用格拉布斯方法判定异常数据出现误判的几率。. 计算和判断过程 剔除),(),(001nTxxnTxxxin（,)称为格拉布斯系数，其值与测量次数和误判几率有关。(, )(, )值表值表 在某次实验测量中得到了如下的测量数据: 检测是否有坏值。检测是否有坏值。6 .236161iixx75. 01)(612nxxii当时，从表中可以查出() 表示判错的几率为。将五个测量值从小到大排列： 应从最小和最大测量值中偏离均值最大的开始判断455. 1),(5 . 16 .231 .220nTxxi 是坏值，剔出，余下个测量值。 重复上述过程9.234141iixx187
35、.01)(412nxxii当时，从表中可以查出（) （,) 327. 0),(3 . 09 .236 .230nTxxi个测量值均满足个测量值均满足 条件，无坏值。条件，无坏值。),(0nTxxi 经过比较可以发现，准则方法简单，但不够严格，一般用于数据较多（）时；肖维纳准则考虑了观测次数的影响，判别较准则严格；而格拉布斯准则既考虑了观测次数，又考虑了不同水平，鉴别能力强，值得推荐。 上述三种方法可以统一以下式表示： 当 时，该数据应舍弃。 准则 肖维纳准则 (,) 格拉布斯准则kxxi肖维纳准则和格拉布斯准则时的值表比较m 仪器误差: : 游标卡尺，仪器示值误差一律取卡尺分度值。游标卡尺，仪
36、器示值误差一律取卡尺分度值。: : 螺旋测微计，量程在及的一级千分尺的仪器示螺旋测微计，量程在及的一级千分尺的仪器示值误差均为值误差均为 。: : 天平的示值误差，一般约定天平标尺分度值的天平的示值误差，一般约定天平标尺分度值的一半为仪器的示值误差。一半为仪器的示值误差。mmm004.0: : 数字式仪表，误差示值取其末位数最小分度数字式仪表，误差示值取其末位数最小分度的一个单位。的一个单位。: : 仪器示值误差或准确度等级未知，可取其仪器示值误差或准确度等级未知，可取其最小分度值的一半为示值误差（限）。最小分度值的一半为示值误差（限）。: : 电阻箱、电桥等，示值误差用专用公式计算电阻箱、电
37、桥等，示值误差用专用公式计算。: : 电表的示值误差，电表的示值误差， 。%准确度等级量程mmm)(fm21m m mf 21)(3m 仪仪 、一般读数应读到最小分度以下再估一位。、一般读数应读到最小分度以下再估一位。 例例如，等。如，等。、有时读数的估计位，就取在最小分度位。、有时读数的估计位，就取在最小分度位。例如，仪器的最小分度值为，则都是估计的，例如，仪器的最小分度值为，则都是估计的，不必估到下一位。不必估到下一位。、游标类量具，读到卡尺分度值。多不估读，特、游标类量具，读到卡尺分度值。多不估读，特殊情况估读到游标分度值的一半。殊情况估读到游标分度值的一半。、数字式仪表及步进读数仪器不
38、需估读。、数字式仪表及步进读数仪器不需估读。、若测值恰为整数，必须补零，补到可疑位。、若测值恰为整数，必须补零，补到可疑位。、特殊情况，直读数据的有效数字由仪器的灵、特殊情况，直读数据的有效数字由仪器的灵敏阈决定。例如在敏阈决定。例如在“灵敏电流计研究灵敏电流计研究”中，测中，测临界电阻时，调节电阻箱临界电阻时，调节电阻箱“”，仪器才刚有，仪器才刚有反应，尽管最小步进为反应，尽管最小步进为，但电阻值只记录到，但电阻值只记录到“”。 采用不确定度的必然性过去不仅各国的误差评定方法不同，不同领域或不同的人员对测量误差的处理方法也往往各有不同的见解。这种误差评定方法的不一致，使不同的测量结果之间缺乏
39、可比性，这与当今全球化市场经济的发展是不相适应的。社会、经济、科技的进步和发展都要求改变这一状况。用测量不确定度来统一评价测量结果就是在这种背景下产生的。不确定度 为能统一地评价测量结果的质量，年原美国标准局（）的数理统计专家埃森哈特在研究“仪器校准系统的精密度和准确度估计”时就提出了采用测量不确定度的概念，并受到国际上的普遍关注。世纪年代在研究和推广测量保证方案（）时对测量不确定度的定量表示又有了新的发展。“不确定度”一词源于英语“”，原意为不确定，不稳定，疑惑等，是一定性表示的名词。 现在用于描述测量结果时，将其含义扩展定量表示，即定量表示测量结果的不确定程度。此后许多年中虽然“不确定度”
40、这一术语已在各测量领域广泛采用，但具体表示方法均不一致。为解决测量不确定度表示的国际统一性问题，年国际计量局在征求了个国家的意见后，发出了推荐采用测量不确定度来评定测量结果的建议书。该建议书向各国推荐了测量不确定度的表示原则。年第届国际计量委员会（）讨论通过了该建议书。 年国际计量委员会要求 国际计量局（） 国际电工委员会（） 国际标准化组织（） 国际法制计量组织（） 国际理论和应用物理联合会（） 国际理论和应用化学联合会（） 以及国际临床化学委员会（） 等七个国际组织成立专门的工作组，起草关于测量不确定度评定的指导性文件。 经过工作组近七年的讨论，由计量技术顾问组第三工作组（）起草，并于年以
41、七个国际组织的名义联合发布了测量不确定度表示指南 ，以下简称）和第二版国际通用计量学基本术语（ ，以下简称）。 年我国发布了通用计量术语及定义，其中前六章的内容与第二版完全相对应。除此之外，还增加了国际法制计量组织所发布的有关法制计量的术语及定义。年我国发布测量不确定度评定与表示，其基本概念与完全一致。年中国国家实验室认可委员会（）又先后发布了关于不确定度的相应的规定和规范。这些文件就成为我国进行测量不确定度评定的基础。 1993年测量不确定度表示指南Guide to the Expression of Uncertainty in Measurement（以下简称GUM）GUMGUM二版二版
42、( (修改修改,1995),1995)测量不确定度测量不确定度评定与表示评定与表示 JJF 1059-1999测量不确定度政策测量不确定度政策(CNAL/AR11:2003)测量不确定度政策测量不确定度政策实施指南实施指南(CNAL/AG06:2003)（）（） 识别不确定度来源识别不确定度来源 一个测量过程存在一个测量过程存在诸多环节诸多环节, ,用框图表示用框图表示为为: : 人人 仪器仪器 环境环境 理论理论方法方法 人为误差人为误差 理论误差理论误差 方法误差方法误差 仪器误差仪器误差 环境误差环境误差每个环节都或多或少地影响着测量的准确度。4.5.2 实验室不确定度评定的基本步骤（）
43、建立测量过程的模型，即被测量与各输入量之间的函数关系，若 的测量结果为，输入量 的估计值为，则 (, ) 在识别不确定度来源后，对不确定度各个分量作一个预估算是必要的，对那些比最大分量的三分之一还小的分量不必仔细评估（除非这种分量数目较多）。通常只需对其估计一个上限即可，重点应放在识别并仔细评估那些重要的分量，特别是占支配地位的分量上，对难于写出上述数学模型的检测量，对各个分量作预估算更为重要。（）逐项评定标准不确定度 类不确定度 它是被测量列能用统计方法估算出来的不确定度分量，它相应于测量的随机误差。 这种误差是由于感官灵敏度和仪器精密程度的限制，周围环境的干扰以及伴随着测量而来的不可预料的
44、随机因素的影响而造成的。它的特点是大小无定值，一切都是随机发生的，因而把它叫做随机误差。但它的出现服从以下统计规律。)单峰性。测量值与真值相差越小，其可能性越大；与真值相差很大，其可能性较小。)对称性。测量值与真值相比，大于或小于某量的可能性是相等的。)有界性。在一定的测量条件下，误差的绝对值不会超过一定的限度。)抵偿性。随机误差的算术平均值随测量次数的增加越来越小。根据上述特性，通过多次测量求平均值的方法，可以使随机误差相互抵消。算术平均值与真值较为接近，一般作为测量的结果。 类评定对观测列进行统计分析所作的评定 ) 对输入量 进行 次独立的等精度测量得到的测量结果为：、 、 ， 是次测量结
45、果的算术平均值。1niixxx单次测量结果的实验标准差为：1)()()(21nxixxsxuniiiA观测列平均值(即估计值)的标准不确定度为:nxsxsxuiA)()()() 测量不确定度的 类评定一般是采取对用以日常开展检测和校准的测试系统和具有代表性的样品预先评定的。除非进行非常规检测和校准，对常规检测和校准的 类评定，如果测量系统稳定，又在 类评定中考虑了仪器的漂移和环境条件的影响，完全可以采用预先评定的结果，这时如提供用户的测量结果是单次测量获得的， 类分量可用预先评定获得的() ，如提供用户的是 次测得值的平均值，则 类分量为：nxsxsxuiA)()()()为作 类评定，重复测量
46、次数应足够多，但有些样品只能承受一次检测或随着检测次数的增加其参数逐次变化，根本不能作 类评定。有些检测和校准则因难度较大费用太高不宜作多次重复测量，这时由上式算得的标准差有可能被严重低估，这时应采用基于 分布确定的包含因子。即用作安全因子乘 ()后再和 类分量合成。kntT) 1(95. 0 类不确定度它是被测量列不能用统计方法估算出来的不确定度分量，它相应于测量的系统误差。系统误差的特征是：在同一条件下，多次测量同一量值时绝对值和符号保持不变；或在条件改变时，按一定规律变化的误差。系统误差产生的原因：)测量装置方面的因素：由于仪器设计制造方面的缺陷(例如尺子刻度偏大、表盘刻度不均匀等)，仪
47、器安装、调整不当等因素产生的误差。)测量方法方面的因素：测量所依据的理论和公式的近似性引起的误差；测量条件或测量方法不能满足理论公式所要求;测量条件与仪器校准条件不一致；等引起的误差都属于这一类。)环境方面的因素：测量时实际温度与所要求的温度有偏差；)测量人员方面的因素：由于测量者本身的生理特点或固有习惯所引起的误差，例如某些人在进行动态测量记录某一信号时有滞后的倾向等。系统误差服从的规律：)不变系统误差。在整个测量过程中，误差的符号和大小都固定不变的系统误差，叫做不变系统误差。例如，某尺子的公称尺寸为，实际尺寸为。)线性变化的系统误差。在测量过程中，误差值随某些因素作线性变化的系统误差，叫做
48、线性变化的系统误差。)周期性变化的系统误差。测量值随某些因素按周期性变化的误差，称为周期性变化的系统误差。)复杂规律变化的系统误差。在整个测量过程中，若误差是按确定的且复杂规律变化的，叫做复杂规律变化的系统误差。几种适用于发现某些系统误差的常用方法:) 实验对比法。这种方法主要适用于发现固定系统误差，其基本思想是改变产生系统误差的条件，进行不同条件的测量。例如，采用不同方法测同一量，若其结果不一致，表明至少有一种方法存在系统误差。) 理论分析法。主要进行定性分析来判断是否有系统误差。如分析仪器所要求的工作条件是否满足，实验所依据的理论公式所要求的条件在测量过程中是否满足，如果这些要求没有满足，
49、则实验必有系统误差。) 数据分析法。主要进行定量分析来判断是否有系统误差。一般可采用残余误差观察法、残余误差校验法、不同公式计算标准差比较法、计算数据比较法、检验法、秩和检验法等方法。 类评定 最常用的方法是采用近似标准差估算非统计不确定度。 当输入量的估计量 不是由重复观测得到时，其标准偏差可用对 的有关信息或资料来评估。 类评定的信息来源可来自：校准证书、检定证书、生产厂的说明书、检测依据的标准、引用手册的参考数据、以前测量的数据、相关材料特性的知识等。3 当类不确定度相应的估计误差为高斯分布时: 当类不确定度相应的估计误差为均匀分布(方法、环境、数字仪表等误差分布)时: 当类不确定度相应
50、的估计误差为正太分布，置信概率时: 33Bu3Bu2Bu 当类不确定度相应的估计误差为正太分布，置信概率为和自由度为时: 式中()是分布系数。 以上三式中为非统计不确定度相应的估计误差限，常视为实验仪器误差 3)1( ntpBu几种常见情况下 的确定 ) 仪器示值误差（），已知的情况： 表盘式仪表取其最小分度值的一半为仪器示值误差； 数字式仪表，误差示值取其末位数最小分度的一个单位。 ) 若资料（如校准证书）给出了扩展不确定度 ， 3k 当仪器的系统误差不完全决定于测量部分，探测器又不固定，从而厂家无法给出整个系统的误差，例如，这时可用使用元件测量值范围的重复性（一致性）实验来评估类不确定度，
