JJF1059的4.2與4.3節內容，專家們提出，在GUM中並沒（méi）有，采用這（zhè）樣的方法評定單次測量結果（guǒ）的（de）重複性合並樣本標準差（chà）s_p的前提條件似不夠充分。在4.3節中隻提出了一條（tiáo），即:規範化（huà）的常規測量。除此以外，似還應提出:
　　a.所有使用到的測量儀器（qì）處於正常、合格狀態。
　　b.被測量大小不導致重複性標準（zhǔn）差明顯的、係統性的（de）變化。
　　上述a是不言而喻的，而b則需對測量過程的原理，儀器結構（gòu）等有所了解，並進（jìn）行判斷或是做某些補充性的試驗加以證明。例如工作用彈簧式壓力表，其重複性標準差在接近測量下限時與壓力逐漸（jiàn）增大而趨近其測量上限時（shí）明顯不同，而且有隨被測（cè）壓力增大而增加的係統（tǒng）性趨勢（shì）。如這（zhè）一情況確存在，就不宜以不同壓力下的重（chóng）複測量結（jié）果差按4.3節計算s_p。
　　在采用5.6節，通過概率p=100%的分散（sàn）區間半寬a計算其所導致的標（biāo）準偏差時，國外現有資料引用了一個分布因子b=k^-1，從而標準偏差u=ab，分布因（yīn）子（zǐ）b與分（fèn）布的關係（xì）在（zài）表3中成為:
　　正態分布         0.3；    
　　三角分布         0.4；    
　　梯形β=0.71     0.5；    
　　矩形(均勻)     0.6；    
　　反正弦(U型)    0.7；    
　　兩點             1.0。  
　　這是可取的，簡化了記憶、計算。
　　5.9節所（suǒ）提出的，由於分辨力δx導致的分散（sàn）性標準偏差0.29δx進入到合成標準（zhǔn）不確定度u_c的問題。專家們（men）分析認為（wéi）:如果重複觀測的若幹結果（guǒ）中，末位（wèi）存在（zài）明顯的出入(差異)，很明顯，由此按貝塞爾公式計算出的實驗標準偏差s(q_k)中，已包含了分辨力這一效應導致的分散性，但如果末位無明顯（xiǎn）出入，甚至相同，則s(q_k)=0或甚小，則其中未包含（hán）分辨力導致的分散性，這時，0.29δx必須作為一個分量進入u_c。專（zhuān）家們提（tí）出，國際上在s(q_k)與0.29δx之間，可以（yǐ）按在u_c中隻包含其中的一個較大者。
　　至於5.9節第二段所述的修約值由（yóu）於修約誤差導致的分散性標準偏差0.29δx(δx為（wéi）修約間隔，即修約值的最小單元)，是否也應進（jìn）入u_c之中的問題，專家們認為，由於修約值的δx與其擴展不確定度的δx相同，δx相（xiàng）對於擴展不（bú）確定度U或U_p一般均不超過其1/6(按第一位有效數為1或2時取兩位有效數，而（ér）3以上可隻取一位有（yǒu）效數的情（qíng）況估計)，因此可不（bú）必考慮。
　　5.10節所述重（chóng）複性限r與複限性（xìng）限R運用於測量不確定（dìng）度的評定問題，JJF1059中給出了u_r(x_i)=r/2.83與u_R(x_i)=R/2.83(JJF1059中沒有r與（yǔ）R這（zhè）兩（liǎng）個下角標，不易理解，甚至混淆)。本來在有關國家標準中提出r與R是用作為一種控製性指標，便於實驗中粗（cū）略地（dì）核查所得結（jié）果是否可用。但由於r與R與單（dān）次測量（liàng）結（jié）果的不（bú）確定度(標準偏差之間（jiān）存在上述關係，而可（kě）用於所得單次測量結果重複性標準偏差u_r(x_i))與測量結果合成標準不確定度u_c(x_i)(當R指實驗（yàn）室間的允差（chà）時)的極限值。例如:規範化的常規（guī）測量如果對每個樣品進行兩次平行實驗，曆（lì）來這樣兩（liǎng）個結果之差均未超出過r，則不必進行其他分析評定，可以認為單次測量結果的重複性標準偏差u_r(x_i)≤r/2.83。在當有若幹實驗室參加的水平測試中，如以他們提出的這若幹個測試結果作為依據，計算其算術（shù）平均值作為被測量的最佳估計(約（yuē）定真值)或以（yǐ）其（qí）中位數作為指定（dìng）值時，則這一最佳估計（jì）的實驗標準偏差除以(為參加實驗室的個數（shù）)，即為其u_c()。通過水平測試中所得室間允差為（wéi）R=2.83×u_R(q_k)=2.83u_c(q_k)。
　　采用非統計方差評定標準不確定度時，所得標準不確定度u(x_i)的相對標準不確定（dìng）度Δu(x_i)/u(x_i)的估計，按所（suǒ）依據的信（xìn）息可靠程度進行是比較（jiào）方便恰當的。
　　在不確定度評定（dìng）中，分量（liàng）的標準不確定度能分析出來，但數學（xué）模（mó）型不好（hǎo）給出。這種情況出現（xiàn）在靈（líng）敏係數給不出一個函數關係式，特別（bié）是當靈（líng）敏係數是按JJF1059第6.4節得出時，這種情況下，一般采用Δ_i與其它（tā）項線性（xìng）相加（jiā），可參閱GUM附錄H.6.2之例。
　　專家們以極大的興（xìng）趣討論了不確定度評定的簡化，可以有以下的一些途（tú）經。
　　1.當輸入量X_i之間的估計值x_i出現相（xiàng）關時，如係強相關，相關係數r取+1或-1，如係弱相關，r=0。
　　2.當通過p=100%的分散區間（jiān）半寬a來評定標準偏差時，簡化為三個檔次:正態分布（bù）、矩形分布（bù）、U型分布，也就是說隻有三種分布因子b=3，b=6，b=7。因（yīn）為實際的分布往往並非某一種而是（shì）介乎其間，作上述簡化不致（zhì）給最後的評（píng）定結果（guǒ）(U或U_p)帶來明顯影響。
　　3.可以不給出擴（kuò）展不確定度U_p的情況下，均（jun1）隻給出（chū）U，取包含因子k=2，省去不確定度自由度的評定與k_p的評定。
　　4.當擴展（zhǎn）不確定度（dù）和相對擴展（zhǎn）不（bú）確定度的（de）第一位有效數是3時，推薦隻給出一位有效數，是1和2時，可（kě）給出兩位。
　　5.把某些對u_c影響不大的分量u_i(y)省略掉，隻計算那些量值較大的分量（liàng）加以合成。對於一般的測量，如忽略某些分量導致u_c的變小不到其1/10時（shí），可以認為能忽略，對於（yú）比較重要的測量，可控製到1/20。
　　6.盡可（kě）能地利用曆（lì）史上（shàng）的檢測記錄，其中特別是重（chóng）複觀測記錄，計算出重複性標準偏差。
　　7.把隨機效應導致的分（fèn）量與係統效（xiào）應導致的（de）分量（liàng）分別評定，然後再按數學模型（xíng）以（yǐ）線性函數關係合成。
　　8.對（duì）於非線性的（de）數學模型函數關係，采用輸入（rù）量的相對標準不確定度按JJF1059式(20)進行合成而（ér）不必求偏導。
　　9.推薦使（shǐ）用核查標準和控製圖，以便簡單、有效和準確地（dì）評定測量結果（guǒ）不確（què）定度。