方法一:根据水准仪检定装置的检定结果,水平 准线偏差的稳定性A:2.0,扩展不确定度 由度取v13一oo 方法二:根据精密水准仪综合检验仪的检定结 果,水平准线偏差的稳定性A=1.0",扩展不确定度 U=1.0",k=2,则由此引起的标准不确定度: 方法三:根据高精度经纬仪水准仪检定装置的检定结果,水平准线偏差一1.0",按均匀分布估计, 则K----4~,则由此引起的标准不确定度: U.:1.o142=o.58"估算其相对不确定度10, 78 则自由度v.一50 标准不确定度一览衰标准不确 方法不确定度来源标准不确定度值是t 系数自由度 定度分量 由被测水准视准线的o.679 ul1 读数重复性引起的o.55/29 标准不确定度o.479 o.875O 估读误差引入的 Ul2o.56/25O 标准不确定度 o.875O 际准平行光臂水平准线1.12 偏差引起的标准o.71/Z 不确定度分置o.585O 扩展标准不确定度4.1 合成标准不确定度的计算 方法一:u2 U1一~/u+ui2+u= -二F]一1.57"(2) 11"(3)同理:方法二:u2 u1===l_12",u一O.79 同理:方法三:U2 一U1—1.15",U 一0.81" 4.2 扩展不确定度计算 方法一:u—Uk 一1.11"2—2.3"(置信概率 p—O.95,k 方法二:U=uk一0.79"2—1.6" 方法三:U—uk 一0.81"X2—1.7 实验验证甲,乙,丙三人采用上述三种方法各进行三次观 测,得到的结果如表2 所示. 表2i 角测量观测值 校准人员田乙丙 次数方法温度i 角(")温度i 角(")温度i 231.o251.o25一1.5 127O.426O28 一1.1 23o.525025O 24——1.o251.524 一1.5 227 一O.929 一o.527o.5 24O25o.5240 25—1.o24 一O.524O 327—1.328o.i24 i.o25—1.o24O24O 5.1 采用单因子方差分析方法r 进行比较: 假定Xik 一(+ai)+e|kk 其中,e",E1n,„,虮|是独立同分布的随机变设备维护 量,且每一个￡jk 都服从于N(O,).这里,,tt,al„a, dz 均未知,因子 个不同水平下的效应al,„a满足关系式 1"1iai 检验假设H0-a1 个样本的总均值为叉一Xik 一ni SS=(Xik-X)SSA:ni(又SS一(Xik 一叉 取检验统计量:F--(6)SS/( 当H.成立时,F~F(a一1,n—a).因此,在显着 水平a 下,若F>F.一(a 一1,n—a)则拒绝原假设,认 为因子A在a 个不同水平下有显着差异.若F