安徽省淮北（běi）市質（zhì）量技術監督（dū）技術所　王新（xīn）

　　《JJF1033》中C.2.2.3兩台(套（tào）)比對法表述為:若（ruò）兩台(套)計量標準的測（cè）量結（jié）果分別為y₁和y₂，它們的擴展不確定度（dù）分別為U₁和U₂(k=2)，並且兩台（tái）(套)計量標準的量值不是由同一台(套)高一級計（jì）量標準所傳遞，則應滿足:
    
    若（ruò）兩台(套)計量標準（zhǔn）的（de）量值具有相關性，但（dàn）其相（xiàng）關性（xìng）不大，則可忽略其相關性，否則應考慮（lǜ）兩者之間的相關性。
    根據上述原則，若要（yào）對兩台（tái）(套)具有（yǒu）相（xiàng）同（tóng）最大允許誤差的（de）儀器（qì）進行比對，則可用兩台(套)儀器分（fèn）別測量同一穩（wěn）定的測量（liàng）對（duì）象，若得到（dào）的測量結果分別為y₁和y₂，於是:

　　 (1)假（jiǎ）定儀器的測量結果滿足均勻分布，故兩者的由儀器誤差所引（yǐn）入的標準（zhǔn）不確定度均為，a為儀器允許（xǔ）誤差限的絕對值。
　　(2)若（ruò）其它影響均可以忽略，並取k=2，故兩者的擴展（zhǎn）不確定度
    
    於是比對結果應滿足:
    
    即|y₁-y₂|≤1.63a
    筆者認為此處已明確指出兩台（tái）儀器測量結果分別滿足均勻分布，取包含因子k=2欠妥，包含因子k的取值與測量結果的分布有關（guān），不論測量結果為何種分布，一概取k=2是不（bú）科學的。
    由《JJF1059—1999》附錄（lù）B.3.b)、d)條款“因分辨力引起的兩次測（cè）量結（jié）果之和或差的不確定度”、“兩相同均（jun1）勻分布的（de）合成”可知（zhī）|y₁—y₂|結果屬三角分布。
    隻有在測量結果滿足《JJF1059-1999》的附錄B.1.a)～e)中的任一（yī）條款時，可取（qǔ）k=2。
    JJF1001-1998《通用計量名詞術語及定（dìng）義》中5.15對包含因子(coverage factor)定義為:為求得擴展不確定度（dù），對合成標準不確定度所乘（chéng）之數字因子。包（bāo）含因子數值上等於擴（kuò）展不確（què）定度與合成標準（zhǔn）不確定度之比。
    包含因子與概率（lǜ）分布及置信（xìn）水平的關係為:
    設已（yǐ）知討論對象（xiàng）x服從分布（bù）密度函數為p(x)的（de）概率分布，置信區間的半寬為e，則（zé）置信水平P_a與方差（chà）σ²分別為:
    

    該對象（xiàng）x與概率分布p(x)及置信水平P_a=1-α(1α為顯著性水平)所對應的包含因子為k=e/σ。    (3)
    即包含因子的取值決定於擴展（zhǎn）不確定度的置信水平，包含因子k的確（què）定與相應置信水平密（mì）切相關，不能簡單脫離置信水平，而談論包含因子。實際上包含因子k是相應（yīng）置信水（shuǐ）平P_a=1-α的函數k=k(P_a)。
    對於密度（dù）函數的均勻分布，通過(1)、(2)、(3)式可推導（dǎo）出
    
    對（duì）於密度函數的三角分布，通過(1)、(2)、(3)式可推導出
    
    從(4)式可知，均勻分布在置信水平取P_a=100%所對應（yīng）的包含因子為，取k=2是沒有任何意義的，包含因子在驗證不（bú）確定度時應取(P_a=95%)
    上述（shù）中的
    比對結果應修正為
    
    即:|y₁-y₂|≤1.35a
    由(5)式可知，此時比對結果對應的包含因子
    (∵P_a=95%，∴α=1-P_a=0.05)
    JJF1001-1998《通用計（jì）量（liàng）名詞術語及定義》9.27對校準測量能力(calibration measurement capability)定義為:通常提供給用戶的最（zuì）高校準水平，它（tā）用包含因子k=2的擴展不確定度表示。有時稱為最佳測量能力(best measurement capability)。
    筆者個人認為完善的定義應為:通常提（tí）供給用戶的最高校準水平，它用以置（zhì）信概（gài）率P_a約為95%(對（duì）應相應的包（bāo）含因子k)時所對應的擴展不確（què）定度表示。