蔡英男等：医禹超声诊断仪超声源　量结果不确定度评定　医用超声诊断仪超声源测量结果不确定度评定　Ｅｖａｌｕａｔｉｏｎ　ｏｆ　Ｕｎｃｅｒｔａｉｎｔｙ　ｆｏｒ　ｔｈｅ　Ｍｅａｓｕｒｅｍｅｎｔ　Ｒｅｓｕｌｔ　ｏｆ　Ｕｌｔｒａｓｏｎｉｃ　Ｓｏｕｒｃｅ　｛ｏｒ　Ｍｅｄｉｃａｌ　Ｕｌｔｒａｓｏｎｉｃ　Ｄｉａｇｎｏｓｔｉｃ　Ｅｑｕｉｐｍｅｎｔ　蔡英男　胡　嘉　王　京　（长春市计量检定测试技术研究院，吉林长春１３００１２）　摘要：本文依据ＪＪＧ　６３９—９８《医用超声诊断仪超声源》详细介绍ＴＮＮ超声源不确定度的评定方法。　关键词：超声探头；功率；不确定评定　１概述　１．１测量依据：ＪＪＧ　６３９—９８《医用超声诊断仪超声源国　家计量检定规程》。　１．２环境条件：　温度：（１５～３５）℃；相对湿度：≤８０％；　大气压：（８６～１０６）ｋＰａ；电源：２００Ｖ（１±１０％），５０Ｈｚ。　１．３计量标准设备，见表１。　表１　

２测量不确定度评定　２．１校准方法：采用ＵＰＭ—ＤＴ一１型超声功率计直接测　量出被检仪器配用指定探头时的输出声功率Ｐ，同时测　出该探头的有效辐射面积ｓ，由此计算得出被检仪器的　输出声强，。　测量对象：选取一台性能稳定阿洛卡（ＳＳＣ一３７０Ａ）　型医用超声诊断仪超声源作为被测对象。　２．２数学模型：　ｌｓＡＰＡ＝Ｐ／Ｓｌ　式中：，ｓＡ　一被检仪器的输出声强（ｍＷ／ｃｍ２）；　尸一超声功率计测量的声功率值（ｍｗ）；　Ｓ一配用探头的有效辐射面积（ｃｍ２）。　２．３方差和灵敏系数　考虑到各输入量估计值彼此独立，由数学模式可得：　ｕ２（，）＝（　）　ｕ　（Ｐ）＋（　）　ｕ　（ｓ）　ａ，　１　Ｏｌ　Ｐ　。１　Ｏ—Ｐ　一Ｓ＇ｃ２　ｃ９一Ｓ　一　则：　Ｍ　（，）＝ｃ｝“　（Ｐ）＋Ｃ；ｕ　（Ｓ）　＝　１／１２（Ｐ）＋等ｕ　（ｓ）　４标准不确定度分量的评定　４．１输出声功率的测量不确定度“（Ｐ）　４．１．１超声功率计测量引起的不确定度分量　（　）　由资料可知其最大允许误差±１０％，按均匀分布处　理，　＝√３。　贝０：ｕ　ｆ（　）＝１０％／√３　５．８％　又在测量３０ｍＷ时其　Ｈ（￡）＝３０ｍＷ　ｘ　５．８％　１．７ｍＷ　取自由度：　（Ｌ）＝５０　４．１．２仪器分辨力引起的不确定度分量／２，（Ｍ）　仪器的分辨力为２ｒｏＷ，分散区间半宽为ｌｍＷ，按均　匀分布作Ｂ类评定，ｋ＝√３。则：　ｕ（Ｍ）＝ｌｍＷ／￣　０．５８ｍＷ　取自由度　（Ｍ）＝５０　４．１．３重复性测量引起的不确定度分量ｕ（Ｎ）　重复行引起的不确定度可以通过连续测量得到测量　列，并采用Ａ类方法进行评定。在正常工作条件下，重　复测量１Ｏ次，’？贝４得超声输出声功率　为：２６，３２，３４，２８，　３４，２６，３２，３４，２８，３２（单位：ｍｗ）。　平均值：ｘ＝３０．６ｒｏｗ　单次测量标准偏差为：　厂—丁——　————一　ｓ（ｘ　）：√　（置一　）　２．３２ｍＷ　由于在测量过程中，探头与超声功率计接收靶对正　时，不同人员和不同时间以及对不同的被检仪器的测量　存在不同程度的偏离。因此。再任意选取３台同等级同　型号的医用超声诊断仪超声源，在复现性条件下分别连　续测量１０次，又获得３组测量列。每组测量列分别按上　述方法计算得到单次实验室标准差，既：　５２（Ｘｉ）＝２．６８ｍＷ，．ｓ３（Ｘｉ）＝２．０５ｍＷ，　Ｓ４（Ｘ　）：２．１５ｍＷ　根据上述４组测量列的标准偏差可求得合并样本标　准差为：

　《砷量与测试技ｇ￣）２ｏｔ２年第３９卷第８期　Ｓ。：＾／兰　２．３１ｒｏｗ　‘　，ｎ　则重复性测量引起的不确定度分量：　（Ⅳ）＝Ｓｐ／￣／１０　０．７３ｍＷ　自由度为：　（Ⅳ）＝ｍ（ｎ一１）＝３６　由于以上三个分量相互独立，则：　ｕ（Ｐ）＝￣／　（Ｌ）＋ｕ　（Ｍ）＋ｕ　（Ｎ）　１．９ｒｏｗ　自由度为：　（Ｐ）一∞　４．２探头有效辐射面积的测量不确定度　（Ｓ）　探头的有效辐射面积可由公式求得：　Ｓ＝Ｌ１Ｌ２　式中：ｓ一探头有效辐射面积（ｃｍ２）；　１，　２一探头有效辐射尺寸的长与宽（ｅｍ）。　则：　，＝√（　＋（　又　，　在实际测量时，我们采用ＵＰＭ—ＤＴ一１超声功率计，　其反射靶直径为８ｅｒａ，而ＳＳＤ一３７０Ａ医用超声诊断仪的　探头长和宽分别为１１．５ｃｍ、１．８ｅｒａ，因此可以取Ｌ１＝８ｃｍ，　Ｌ２＝１．８ｃｍ。并取　（Ｌ１）＝“（Ｌ２）＝０．１ｃｍ。　则：Ｍ（Ｓ）　０．８２ｃｍ２　估计其不可靠度为２０％，则自由度为：　（Ｓ）＝÷（２０％）～　１２　５合成标准不确定度的评定　通过以上分析，得：　√壶ｕ２（Ｐ）＋　ｓ）￣０．１７ｍＷ／ｃｍ２　合成标准不确定度的有效自由度：　（，）　可　—　。。　（Ｐ）　（．ｓ）　６扩展不确定度的评定　取置信概率Ｐ＝９５％，按有效自由度　。。，查ｔ分　布表得：ｔ９５（∞）＝１．９６０　则扩展不确定度：　Ｕ９５＝Ｔ９５（∞）Ｍ。（，）＝１．９６０×０．１７　０．３　Ｗ／ｃｍ２　Ｕｅｆｆ　∞　作者简介：蔡英男，男，助理工程师。工作单位：长春市计量检定测试技术　研究院。通讯地址：１３００１２吉林省长春市高新区硅谷大街９２８号。　胡嘉，王京，长春市计量检定测试技术研究院（长春１３００１２）。　收稿日期：２０１２—０３—０８　（上接第７８页）　则半宽口：　×　：ｏ．０１３：１．３％　１．１　认为其服从均匀分布，则Ｍ（ｅ３）＝１．３％／√３＝Ｏ．７４％　４．１．４试杆与试针垂直度误差引起的标准不确定度分　量　（ｅ　）（采用Ｂ类方法进行）　由于试杆与试针测量时是一体测量的，规程规定试　杆最大偏高为２．０ｍｍ，试锥试针最大偏高为１．５ｍｍ。　试杆与试针总长为（５０＋５０）ｒｎｉｎ（根据ＧＢ１３４６—　２００１）　则最大允许偏离误差为　±（２．０＋１．５）＝±３．５ｍｍ　半宽０＝（，／３．５　＋ｌｏｏ２一￣／］ｏｏ２）／１００＝０．０６１％　则ｕ（ｅ４）＝０．０６１％／√３＝０．０３５％　４．１．５标尺刻度示值误差引起的不确定度分量　（ｅ５）　的评定（采用Ｂ类方法评定）　根据规程，用读数显微镜抽查３个刻度　读数显微镜的最大示值误差为±０．０１ｍｍ，抽查刻度　为ｌｍｍ，则半宽ｎ：　：１．０％　ｌ　认为其服从均匀分布，　＝√３，则　Ⅱ（ｅ５）＝１．ｏ／４５＝０．５８％　４．１．６估读示值误差对人分辨率及指针宽度引起的不　确定度分量ｕ（ｅ６）（采用Ｂ类方法进行）　在估读示值误差时，人眼分辨率为±０．１ｍｍ，指针宽　度为０．１ｍｍ，故半宽。＝—０　．２＝０．２９％，认为其服从均匀　分布，则ｕ（ｅ６）＝０　＝０．１７％　５标准不确定度分量汇总表（见表１）　表１　

６标准不确定度分量的合成　以上各标准不确定度分量彼此独立，故可以按下式　合成标准不确定度　（ｅ）　¨（ｅ）＝￣／“（ｅ１）　十ｕ（ｅ２）　＋ｕ（ｅ３）　＋ｕ（ｅ４）　＋ｕ（ｅ５）　＋　（ｅ６）　＝　１．１Ｏ％　７校准和测量能力（ＣＭＣ）　净浆标准稠度与凝结时间测定仪的ＣＭＣ为：示值相　对误差Ｕ＝２．２０％。　作者简介：王菊芬，女，助理工程师。工作单位：宜兴市计量检定测试所。　通讯地址：２１４２０６江苏省宜兴市宜城街道荆溪南路３６号。　收稿日期：２０１

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