GB T 6379.5-2006 测量方法与结果的准确度(正确度与精密度)第5部分：确定标准测量方法精密度的可替代方法.pdf

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1、ICS 03. 120.30 A 41 国家国恭日共中GB/6379.5-2006/180 5725-5: 1998 部分代替GB/T6379-1986 GB/丁11792一1989度(正在角度与测量方法与结果的准精密度)第5部分:确定标准测量方法精密度的可替代方法Accuracy (trueness and precision) of measurement methods and results 一Part 5: alternative methods for the determination of the precision of a standard measurement meth

2、od (lSO 5725叩5:1998 , IDT) 2007-04-01实施2006翩11斗3发布发布中华人民共和国国家质量监督检验检痊总局中国国家标准化管理委员会GB/T 6379.5-2006/ISO 5725毛:1998 吕次E 引言kl 起围2 规范性引用文件-3 定义4 分割水平设计-4. 1 分韵水平设计的应用4.2 分割水平设计安排4. 3 分剖水平试验的组织.2 4.4 统计模型4. 5 分割水平试验数据的统计分析4. 6 对数据一致性与离群值的检查. 4. 7 报告分割水平试验的结果4.8 例1:分割水平试验一一一蛋白质的测定55 非均匀物料设计-105. 1 非均匀物料设

3、计的应用5. 2 非均匀物;j:;设计的安排5. 3 非均匀物料试验的组织125. 4 非均匀物料试验的统计模型J. J 非均匀物料试验数据的统计分析. 5.6 对数据一致性与离群值的检查5. 7 报告非均匀物料试验的结果5.8 例2:非均匀物料试验165. 9 非均匀物料设计计算的一般公式225. 10 例3:一般公式的应用6 数据分析的稳健方法6. 1 数据分析稳健方法的应用6. 2 稳健分析:算法人. 6. 3 稳健分析:算法S.286. 4 公式:均匀水平设计特定水平的稳健分析-6. 5 例4.均匀水平设计特定水平的稳健分析306.6 公式:分割水平设计特定水平的稳健分析. 6. 7

4、例J:分割水平设计特定水平的稳健分析6.8 公式:非均匀物料试验特定水平的稳键分析-6. 9 例6.非均匀物料试验特定水平的稳健分忻附录A(规迫性附录)GB/丁6379所用的符号与结略语.39 附录职资料性附录)算法人和算法S中所用系数的推导-12附录引资料性附录)稳健分析中所用公式的推导.附录D(资料性附录)参考文献GB/T 6379.5 2006/ISO 5725-5: 1998 目。吕GB/T 6379/，/，、. . . . . . . . . . . c) 水平j的总平均值及单元平均值的标准差为:YJUEJYU/户. ( 2:5 ) S vi二:. ( 26 ) 其中求和是对所有实验

5、室.i=1.2.p。5. 5 非均匀物料试验数据的统计分析5.5.1 这里将详细讨论给每个实验室在每个水平上分配2个样本，每个样本进行两次测量这种通形。(一般情形将在5.9和5.10中考虑。)将数据置入表9所示的表中。每个实验室和水平的每个组合构成了表中的一个单元飞它包括个测试结果。根据5.4.2中的式(21)与式(26):a) 计算测试结果间极差.将其置入表10所示的表中:b) 计算样本问极差.将其置入表11所示的表中:c) 计算单元平均撞.将其置入表12所示的表中c所有极差都记录为正值(即忽略其符号)。表9非均匀物料设计数据整理的推荐格式水平l水平2实验室l 。l 少l 勺? 9 水平j水

6、平qDltl试结果2 。建13 GB/T 6379.5-2006/ISO 5725-5: 1998 实验室样本j 水平l水平21 l ? 2 l 2 骂是10非均匀物料设计测试结果间极差列表的推荐格式水平J水平q-Jl11l 水平q5.5.2 若表9中的某个单元包含的测试结果数少于4个(例如，由于样本受损或数据暇据离群值检验的结果被剔除)，则a) 根据后面给出的一般情形的公式:或b) 忽略该单元的所有数据。通常倾向于选用a).四为b)浪费了数据.但所用的公式简单。1- 产一GB/T 6379.5-2006/ISO 5725-5: 1998 5.5.3 对试验的每一个水平.计算以下各项:a) 表

7、10中第j列测试结果间极差的平方和(对F个试验室和2个样本求和): 55=叫. ( 27 ) i=l l=l b) 袭11中第j列的样本间极差的平方和(对个试验室求和): 55Hj习叫( 28 ) c) 表12中第j列的单元平均值的平均和标准蕴(利用5.4.2中(25)式和(26)式)。5.5.4 根据表10.表11和表12及5.5. 3中计算的统计量，按5.6中描述的方法检验数据的致性及-1瑶等嚣尘以叫士立即攻之L队离群值c若有任何数据被剔除-rf句将这些统计量以实验室分组.按水平) Qdnu q/Jn4U ，、，、. . . . . . . . . : . . . . . . . . 战-

8、 . 如果计算得到的. ( 31 ) 则令注2:在5.1.5性和得5.5.6 检查与和5确定其函数关系。，影7.5中描述的方法5.6.1 根据GB/T637 致性。为检查单元平均值的一计量来栓查数据的一吐室验头致kij乙:江ij/J百3.( 35 ) 将这些统计量以实验室分组.按水平顺序点回.即可揭示与其他不一致的实验室。为检查测试结果!可极差的一致性.计算以下走统计-量:走。，= Uij! j55/(2， ) . ( 36 ) 将这些统计量以实验室分组.按水平顺序点国.即可揭示与其他不一致的实验室。这些图的解释在GB/T6379.2-2004的7.3. 1中进行了充分的讨论。若一个实验室提告

9、的结果普遍有偏.则该实验室单元平均酶的h统计量图中.大多数统计量的数值大且方向相同。若一个实验室15 GB/T 6379.5 2006/ISO 5725号:1998 的测量不是在重复性条件下的各水平上进行的(受外部因素的影响.从而增加样本间的变异).则可看到它的样本间极差k统计量就会异常的大:若实验室的重复性很差.则测试结果间极差的走统计量就异常的大。5.6.2 用GBT 639. 2-2004的.3. 3和.3. 4中描述的柯克伦川、ochran)检验和梅拉布斯(Grubbs)检验来检测数据中的歧离值和(统计)离群值c为检验测试结果i南极差的歧离值和离群匾，对每个水平J.计算柯克伦统计量如l

10、丁C 55r; . ( 3 ) 其中孔nl，X是水平j的测试结果阅报差Uijt中的最大筒。当查GB/T639. 2-2004中8.1中的临界值表时.临界值即为对应于表左侧户口与的与顶部71 2的列的数惶。为检验样本问极差的歧离值和离群值.对每个水平j计算计算柯克伦统计量如下:其中1m川1C=tLX JJJJ/J/fSSH均J ( 38 ) 查GB!T、639.2-2004中8.1中的临界值表时.临界惶即为对应于表左侧口的行与顶部71=2的列的数值。为检验单元平均值的歧离值和离群值，对每个水平J.计算白GBT 639. 2-2004中.3-1所示的由单元平均值计算的恪拉布斯统计量(其中GB/T6

11、39. 2-2004中的叮是5.4. 2中(26)式定义的S:.j) , 这些检验的解释在GB/639.2-2004中的.3. 2中已作了说明c非均匀物料试验中.这些结按下由1V1序进行检验。第步.将柯克仑检验应用于测试结果间的极差3若基于此检验.判定某个;另IJi式结果间极差为离群在主.应予以剔除.则在计算重复性和再现性标准差时须将产生这个离试结果都子山剔除(但是该单元中的其他测试结果仍应保留人第三步.将柯克伦捡验用于样本间极在最后将格拉布斯检验用于单元平均惶。若判定某个样本间极差为离群值.或某个单元平均值为离群徨.陌产生离群菌的相应测试结果予以剔除.则在计算重复性和再现性标准差时.应剔除相

12、应单元的所有测i式结果。5. 7 报告非均匀物料试验的结果1. 的内容完全适用于非均匀物料试验。5. 8 倒2:非均匀物料试验5.8. 1 用于铺设机场和公路表面的泪合材料(基于水泥质的或沥青质的)必须有良好的防水和防冻性能。度量这种性能的一种方法是进行用硫酸镜坚圈性试验二。试验是将在合材料的试拌浸湿在饱和的硫酸镜溶波中.然后进行干燥，多次重复此过程3试验开始时.制备的全部试悻都不能通过10.0mm的筛子。经过试验的处理后，i式样颗粒的尺寸减小.测试结果以试样在试验结束时穿过10.(1 mm蹄子的分数表示。结果愈高(超过10才到20%的颗粒穿过筛子).材料的坚固性5.8.2 将此种说合材料的8

13、个样本成对的送往11个实验室.在每个样2个测试结果.表13为所得的测试结果数据a这些佯本的总质量大约为1kgC的试验)。试样的民量约为350g , 回.1寻到5. 8. 3 表川、表15和表16分别列出根据5.4. 2中式(21)至式(2-1)计算的.第内个试验水平的;刑果i南极差、样本闻报差和单元平均值(单位:只), 1已根据5.5. 3中式(2n和式(28).)、表14中测试结果吗?反差和表15中样本|商报55 _, 38 1. 66 55 H = 160. 53 (1 0 将5.4.2中式(25)和式(26)用均值.得:3凡=19. O(总平均应) 5.03 所以.根据J.J. J中式(

14、29)至式(33).可得重复性惊准莲、前，现性际准差以及用子度量;佯本间变GB/T 6379.5-2006/ISO 5725-5: 1998 5日5= 1. 72 18所示的结果，共检测出2个离接着可进一步按GBiT6379.2 分别为:h乙2.9J17给出了其他水平的计算结果c5. 8. 4 图4为水平6的测试结果间极差、佯本j南极差及单元平均值的条形图。这种图对由不同来源(测试结果间、样本!可和实验室间)产生的变异的大小易于理解。国4表明在本试验中.对水平6.单平均值间有的变异较大.因此若规范中列入了测试方法.由于测试结果不同.很可能在买卖双方之间产争议3由于悻本间的极差比测试结果间的极差

15、较小.因此在水平6.样本间的变异不旦旦、。5. 8. 5 用J.6. 1的方法对水平6计算所得的统计量h和走统计量的值也分别列于表14、1J和16中。所有水平的这些值则绘于图5至图7中(在图中.己对水平重新排列.如表7.按总平均值递增顺序排列)。图5表明实验室6的测试结果问极差有几个走统计量值较高，说明该实验室的重复性比其他实验3囱6表明有三个实验室(1.6和10)的样本间极差的走统计量值较高:这可能是因为这三个实验并非严格地投推荐的程序从份样中制备试悖。图7表明大多数实验室有一致正或负的h统计量(实验室1、6和10再次表明其直最大人这是大多数实验室有一致铺奇的明显证据.表明测量;方法没有很好

16、规洁。5.8.6 按J.6. 2方法.对数据进行相克伦检验和格拉布斯检验.得到群值。在缺少其他信息的情况下.应剔除这些数据.然后重新进行计算。200-1中对均匀设计相间的方法来研究函数关系。J. J1 SRi 的标;住1. % 25 % 10 % 10 36 48 38 9 4 A 469 7 126A 2355788 19 。泌试结果问极皇室1. 2 78 4568 39 o t羊本闵极差a 8 258 lO J 单元平均值人.曰:实验室10和11圈4例2:棋据表14、15和16在水平6的极差和平均值的条形图3 。一飞飞阳电10 日2 例2:测试结果闰极差的一致性检验(以实验室分组)圈5GB

17、/T 6379.5-2006/ISO 5725-5: 1998 3 2 窍一且这句。2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 3 圈62 AU JU太远去一l一2一311 水平4实验室样本? 10.4 10. 1 2 13. 9 13.8 2 8. 7 6. 7 ? 8. 3 4. 8 3 68. 7 69.5 6.3 5. 8 2.4 2.9 1l. 7 7.0 ? 67.7 77. 7 9.7 5. 3 2. 1 3.3 7.9 12.0 4 77.5 75. 3 2.0 3. 6 ? j 1. 4 9.4 7. 1 2 76.3 77.2 4. 7 3. 8 6. 4 2.3 10.7

18、 7.7 D 55.4 63. 2 3.8 1. 3 0.8 3. 7 6. 3 2 65.9 547 2. 1 3. 1 O. 7 3.3 3.7 6 64. 8 70. 9 8. 4 6. 1 6.。9. 7 16. 5 12.3 ? 78.2 73.4 83 106 12.4 9.8 13.2 16.8 18 ，.一GB/T 6379.5-2006/ISO 5725与:1998 表13C续)水平1水平2水平3水平4实验室样本? 少少? 2.9 3. 0 7.5 9.3 -1. 3 6恤411. 1 8. 3 8 1. 3 2.8 俨5.7 6. 8 ? 65.4 2.8 -1. 8 ;)

19、. ;) 9 。6. 6 7.0 ? -1. 9 6. 3 10 ;). ;) 5. 8 3. 9 5. 7 11 9.5 7.2 8_ 1 7. -1 水平8实验室? ? -1. 1 3 . L -.! 2 ? 5、42. 5 3 7 7.7 D 5. 6 4 ? ? 2.3 ;) 1、11. 2 ? 。.61.丁6 11. 9 18. 5 ? 1-1. 9 8.1 3. 1 29.9 1.丁? 5 .6 38. 3 少?5. 0 8 1. 8 少?13.6 12.0 27。37.0 O. 3 ? ? ? -1. 0 -1 .0 15. 6 16. 7 39.7 34. 6 3.6 3. 7

20、 9 3. 8 3. 8 17. 7 17. 1 33. -1 33也l1. 8 2.0 ? 3. :) 2.8 21. -1 16.8 26. 5 25. 2 2.5 1. 6 10 3. 5 3.0 21. 7 23. 9 35. 3 265 。知5-1 .3 ? 3. 2 3. 5 27.0 32曲518胁。18.2 2.0 2. 1 11 3. 5 2. 5 11. 0 18. -1 27.0 33恤55. 1 3. 9 少2. 0 2.8 16. -1 8. 1 35丛429. 3 2. 1 5且O19 GB/T 6379.5-2006/180 5725毛:1998 表14偶2:水平

21、6测试结果间极差测试结果向极美实验室样本% k统计量l 2. 6 O. 624 ? O. 1 。吵024? l 1. 1 O. 264 2 2. 5 。.6003 1 7恤61. 825 ? 1. 4 0.336 4 1 .1. 0 O. 960 2 8.1 1. 945 D 1. 3 0.312 ? 1. 8 0.432 6 4.4 1. 056 ? 2. 1 0.504 7 3. 9 。936? 1. 2 0.288 8 1 1. 6 O. 384 ? 1. 1 O. 264 9 O. 6 O.lU 2 4. 6 1. 10-1, 10 1 ? ? O. 528 ? 0. 0 1. 320

22、 11 7.4 1. 777 ? 8.1 L 945 表15例2:水平6样本间极差表16例2:水平6的单元平均值实验室样本i可极主主走统计量% 实验室单元平均值h统计量yo 6. 75 l767 l 26.425 1. 475 ? 4.!Q 1. 152 ? 13. 750 -1. 043 3 1. 00 0.262 3 21. 000 O. 397 4 2.25 O. 589 4 17.075 O. 382 D 2.05 0.537 D 13.425 1. 108 6 2. 55 。.6686 21. 225 O. 442 3. 15 O. 825 7 23.675 0.929 8 3. 3

23、5 。.8778 14.475 0.899 9 1. 70 0、-1159 18. 250 O. 149 10 6.95 l. 819 10 26. 275 1. 445 11 2. 55 。.66811 13.425 1. 108 20 水平J 3 D 8 ? 4 6 7 水平1 3 。8 ? 4 8 7 水平 3 D 8 ? 4 6 7 GB/T 6379.5-2006/ISO 5725毛:1998 表17倒2:根据表13中所有8个水平数据计算的平均值、极差平方和及标准差(剔除了有缺失数据的单元)实验室数总平均值极差平方和标准差户Yj% SS,j% SS只3%2S,j% S1 SE .Z十

24、伊. ( 59 ) 工(il其他计算新的工和了信:正-:SXCi)/ . ( 60 ) s = 1. 1叫ZMx)/(1) . . . . ( 61 ) 6.2.5 通过迭代计算.即重复6.2.4中的计算若干次.直到所得f和.1新的估计值的变化很小为止。在计算机编程计算中，这极为简单36.2.6 一种可不需要迭代.从而更易于应用的方法，是将6.2.4中的式(60)和式(61)改苟为:工-=IF十1.5 X (uu - UL) S/(-UL - uu) . ( 62 ) (，1) = (户一UL- Uu -1) x (s)/(-1) /1. 134 1. 5 (户Uj十PUu-4ULUU)/(U

25、L - UU) ( 63 ) 其中:UL是满足工(ilP乱i)，其他. ( 64 ) . ( 65 ) ( 66 ) 句穹. GB/6379.5-2006/ISO 5725与:1998 计算新的，.，值:w =J主(Ui) / . ( 67 ) 6.3.5 通过6.3.4的迭代计算即可得到稳健估计值U)即重复6.2.4中的计算数次.直到Jw两次估计值的变化很小为止。这在计算机上通过简单的编程即可实现。6.3.6 _!:苦6.2.6类似，一种不需要迭代可手算的.从而也是更易应用的方法.是将6.3.4中的(67)式改为:(W)2 = e/J X 2:.: I ( Wti) ) 2十UUX(7JU.

26、，)2J(68 ) 其中:叉表示对满足w山运?的w求和:Uu是满足叫il的w(仆的个数。这可以通过依次对句0，的=1，的=2，等等进行试算.直到得到一个有效解c有效解是超过币3 4 85.750 OJ. I;)V 85 85. :J O 85. 996 85. 993 86. 009 86 02 -1 ) L 85.501 85. -b 90 85. -b 8 85. -b 87 0.289 O. 305 0.316 O. 32 -b 85.501 85咀-b9085. .187 O. 358 -b 87 367 6. 8 公式:非均匀物料试验6. 8. 1 对非均匀物料设计.对每个样本进行两

27、次测试和S:a) 根据6.3. 4、水平下都制备两个样本.下程序3次使用算法人. ( 7 ) c) 根据6.2 上述计算可排列36. 8. 2 估计值36.9 例6:非均匀6.9. 1 J.8中例2获得的结果G6.9.2 将算法S应手=1.097，数据工页数超过。具体计算过. ( 79 ) 叫值的以递增顺5日的=1.故平=1.6J.r占)音直都因而6.3.6中的(68)式成为:(w) =1. 09 吁吁而川M7根据1的惶.P口7.1.w. 从6.8.1中式C(7) . . = 4. 30C l(._二J的4个值超过了1!.所以验证实了1个有效解。ss .) .L 30 工工406.78 6.

28、9, 3博算法S第二次应用于悖本间极差(表1J ) .结果列于表30，恨据表中听示的4i欠迭代.稳撞撞町=4.0._.和li1 i)超过丁p。利用6.3中所定义的三如ilC .在下面情况下:lll :2 35 GB/T 6379.5 2006/ISO 5725-5: 1998 .z= (.， ) /户，= 66.665/11 = 6.060 5 因而6.3.6中的式(68)成为:(w咱)= 1. 097 X 6. 060 5十2(1.097X 1. 645w喃)二/11从而得:U,= 4. 23 不幸的是.由于与此对应的=1. 645 X 4. 23工=6.9问6，但旦U(. 八心1川0)和轧

29、w叫v叭气(赞1个有效解。这表明可能要按Uu=1或购乙o求解。先i式Uu工1，得.z= ( w; ) /， = 112.227 5/11 = 10.202 5 此时式(68)为:(w ) 1. 097 X 10. 202 5十(1.097 X 1. 645w) /11 U出4.18对应的1Jr=1.645X4.18=6. 88，因雨这是一个有效解.因为只有乱c)超过该值。用6.8.1中的式(78)可得:SSH乙11X 4.182二192.206.9.4 将算法人应用于单元平均值(表16)，得到的结果列于表310经过2次迭代.计算结果即收敛:=5.70(没有任何，;l距:L大于白。用6.8.1中

30、的式(79)，得到5. 5.70 6.9.5 综合6.9. 2、6.9.3和6.9.4中得到的结果及5.5.5中的式(29)至式(33)，有:s; = 406. 78/44 所以SI乙5.702十(406.78-192.20)/44 Si 192.20/22 406.78/88 Sr口3.045日=6.11 5日=2.03 在本例中.稳健方法给出的估计植Sr怡和SJ.!比使用全部报告数据计算的佳(5.8.3表17中所给)稍大c迭代。11 .-j 。1U 。.6 也儿1. 1 lL.; 1. 1 U_ l协2U. 1. 3 U7 1.Jo 36 表29倒6:用算法S计算测试结果问极差(%)(v=

31、 1 ;= 1. 097;= 1. 645) ? 3 3. 9 5. 1 5. 9 O. 1 。.1 O. 1 O. 6 O. 6 O. 6 1. 1 1. 1 1. 1 l. 1 1. 1 1. 1 1. 2 1. 2 1. 2 1. 3 1. 3 1. 3 l丛41.Jo 1.Jo 4 6. .Jo 0.1 0.6 1. 1 1. 1 1. 2 1. 3 1.Jo -卢GB/丁6379.5-2006/ISO5725-5: 1998 表29(续)迭代。? U)s 1. 6 1. 6 1. 6 U.g. l. 8 1协8l. 8 .(_io 2.1 2. 1 2. 1 Wil 2. 2 ? ?

32、 ? ? U,12 2.5 2. 5 2. 5 tV13 2. 6 2. 6 2. 6 Ul-i 3. 9 3. 9 3.9 UlS 4.0 3. 9 4.0 U)16 4.4 3. 9 4.4 1Ll 4. 6 3.9 4. 6 Ul8 . 0 3. 9 5. 1 U19 7.4 3. 9 5.1 W2.0 7.6 3. 9 S. 1 t21 8.1 3.9 5.1 t，1) 8.1 3. 9 5. 1 新W4.17 2.80 3.29 新W2.351) 3.07 3. 61 1) 根据6.3.3中式(64)得到。迭代。1/ Wl l. 00 飞卫ql. 70 71.,3 2.05 1L与2

33、. 25 U5 2. 55 U-s 2. 55 w, 3.15 Us 3. 35 W . 4.40 .(io 6.75 U11 6. 95 新w3.82 新w? 陶醉1).00 表30例6:用算法S计算样本闰极差(%) (v=1;=1.097:= 1. 645) 1 ? 4.19 5.43 l. 00 1、00L 70 1. 70 2.05 2.05 2. 25 2. 25 2.55 2. 55 2.55 2.55 3.15 3. 15 3. 35 3.35 4. 19 主.40.1. 19 5.43 4.19 S. -!3 3.01 3. 38 3. 30 3. 71 ) 根据6.3. 3中

34、式(64)得到c3 1. 6 1. 8 2. 1 少?2且52.6 3. 9 4.0 4.4 46 0.0 S.9 5. 9 59 5. 9 3. 55 3. 89 3 6. 10 1. 00 1、702.0S 少75少-:. 00 2.55 3. 15 3.3S 4.40 6. 10 6且103.58 3. 92 4 1. 6 1. 8 2. 1 。/2.5 2.6 3. 9 4.0 4. 4 -1. 6 0.0 6. 4 6.4 6.4 6.4 3 70 4 06 乞6.45 L 00 1.丁Q2.05 2且25。. 00 2. 55 3. 15 3. 35 .L 40 G4S 6. 45

35、 3.69 .L OS .)1 GB/T 6379.5-2006/ISO 5725-5: 1998 倒6:用算法A计算单元平均值c%)表314 3 。迭代8. 550 10.005 cp 10. 450 8. 2-10 5 28. 255 f cp z十于27.550 13. 425 13. -10 25 13.425 13.425 13. -10 25 13. -10 25 平均值标准差zs 新新I10 III 工s严卢3IS I7 I , Il I , . 工3I , 1) 38 l1li一GB/T 6379.5 2006/ISO 5725号:1998 附录A(规范性附录)GB/T 637

36、9所用的符号与缩路语 关系式5口G十bm中的截距A 用来计算估计值的不确定度系数b 关系式s=a十bm中的斜事B 表示一个实验室测试结果与Bo 表示在中间精密B(l) ,B(zJ , 表示在中C 关系式19s=正十dlC.C.c 检验统tE Ccrit ,Ccrit , C:rt f 乐在来又精用仨间作的到中互个在中父-MN P 概率q 在实验室间试验中1.1r 重复性限R 再现性限RVl 标在物料(标准物质惊i佳差的估计值惊i佳莲的预测撞了总和f 测试自栋个数或握数CCL 控制上限(行动限或警戒限)W 加权回归中的权敖LL 一组测试结果的极工用于格拉布斯检验的数据) 测试结果39 GB/T

37、6379.5一2006/ISO5725-5: 1998 测试结果的算术平均值测试结果的总平均值显著性水平第二类错误概率再现性标准差与实验室偏倚A的估计值测量方法偏倚8的估计值两个实验室偏倚或两个测量方法偏倚之间的可检出的差测试特性的真值或接受参照值自由度方法A和方法B的重复性标准差之间的可检出的比标准差的真值r 表示从上次校准始由时间变化引起的测试结果变异的分量# 方法A和方法B的实验室间均方的平方根可检出的比() 自由度为的2分布的分位数用作下标的符号C 校准-不同E 设备-不同i 实验宰标识I() 精密度的中间度量;括号内表示中间情形类型水平的标识(GB/T6379.2);即试或因素的标识

38、(GB/T6379.3) 实验室水平为j的测试结果的标识实验室间可检出偏倚的标识M 试样问。操作员不同重复性再现性时间白不同实验室内1,2 ,3, 测试结果按获得顾序的编号(1), (2) , (3) , 测试结果按数值大小递增IID!序的编号GB/丁6379.5中增加的符号和缩略语D 分割水平试验单元内差值实验室在一个水平上的测试样本数测量结果的样本随机误差分量K 单元中测量结果数的函数户参句实验问试验的实验室个数55 平方和稳健分析中小于下限的数据个数稳健分析中大于上限的数据个数复性标准差的比值(R/r)w g H 口1r R T l 走八TASSf1 -Y一-vv ru t t -0 产

39、 残丢在标准差的比cp 稳健分析中使用的限(算法A)平稳健分析中的限系数(算法S)11 稳健分析中使用的限(算法S)5稳健分析中使用的修正系数(算法S)GB/T 6379.5中增加的用于下标的符号a ,b 分割水平试验样本的标识t 实验室i在水平j上样本的标识H 样本问GB/丁6379.5中增加的用于上标的符号稳健估计值争夺GB/T 6379.5-2006/ISO 5725凸:1998 H GB/T 6379.5-2006/ISO 5725毛:1998 附荣(资料性附录)算法A和算法S中所用系数的推导B 家化学会分析方法委员会提出的(参见参考文了的系数1.134也取自于所列的论文(用一一问口3

40、对精密度试验数据进行稳健分析的方法献6J)。本部分的算法人引自所列B. 1 个水平都报告11=2个6379本部分第5章中非系数推导如. (巳.1 ) . ( B.3 ) . ( B.2 ) 的1E差差引SSMU准准M斗法法盯飞|ji:标栋，叫护算算f其中j中的量与(交/(5)2变量x:的概事密故 J 。， 5=lj 上式可改写为:5 F川、B.2 B. 3 . ( B.4 ) . ( B. S ) 、/节，nbh1 n口RU /，、飞. . . . . . . . 因为限s:O:;r;等价于()二三二矿.所以(B.4)式右边的第二项为:呵】xP(:呵)=巧cX P(S 伊)对于算法S.限系数币

41、的确定是使归是写分布的上10%分位点，即P(s 可)工工O. 1 GB/丁4086.2一1983.(统计分布数值表扩分布数值表v给出了GB丁6379本部分表23所值。从式(巳.S)和式(B.6)知.式(8.4)右边的第二项为O.1可G注意可依献于、的自由度。式(B.4)右边的第项可以写成:-2 GB/T 6379.5-2006/ISO 5725帽5:1998 工-G ) 门/时 /4、r nvw 门/叫。工也工L Z 可F-lag-zeju 根据r函数的一个熟知的性质问:十2): r(/2) = rc十1)= () X r(lJ!2) Z JU ) 叮/】JJI/ /，、r n/ Z W 明f

42、to pi-BB!lu 所以第项可以改写为:( B. 7 ) GB/丁4086.2-1983给出的扩分布X P(X 呵，) =X:.: 于是.对给定的自由度，fj可以表确定.从而(B.4)中右侧两项均将式(B.2)、(B.5)、(B.6)-3 即GB/T 6379.5-2006/ISO 5725-5: 1998 附录C (资料性附录)稳健分析中所用公式的推导6.2. 6中用以计算平均擅和标准是的稳健值的公式(62)和(63)，可根据6.2. 4中式(60)和式(61)导出。使用6.2.4和6.2.6中的记号:工，=X(i)/ 工，=X(i)/(户UL- uu) F J三气王ilx)C / (-

43、UL一的一1)其中XF在满足IC()X(;l 二的(-UL-UU)数据项工(i)上求和。因此式(C.1)可以写成:工.24) 2FLz)十ULX (X - l. 5s丁十UuX (X十1.5)故(-UL U lJ) X x = (户-U. - Uu) X x十(UL- UU) X l. 5 s费从而得到推导式(C.4)过程中的法A中的. ( C. 1 ) .(C. 2) .(C. 3) (户此巨n6.2.6中的式(62)。i Ue) X _1: = (户ULUU) X X十(UL- UU) X 1. 55静( C. 4 ) 为从式(61)推出式(63)，注意到式(61)中的求和项可以展开如下:

44、三CC(;J- X )2222(zw X )C十(U.十Uu)X (1. 55椅)C将式(C.4)代入此处的工经过一些代数运算得到:(工(毡i)x)zXFU(Z)-zF)2十(1.55)2/(UL十Uu根据式(C.3)的.二式可以写成:二C，-.r) =(-U. - Uu - 1) X (S)2 4UL UU) 十(1.5s ) (UL十PUu4ULUU)/(-UL - UU) 将式(巳7)代入式(61)，即得式(63)。1 .1 .(C. 5) ( C. 6 ) ( C. 7 ) 1 1 一GB/T 6379.5-2006/ISO 5725-5: 1998 )献Dm一机甜文策性料考附资(参l

45、J BS 812-103: 1985 , lsting aggregates-Part 103 : Methods for detennination oja1tice size dis tribution. Bri tish Standards lnsti tution. 2J BS 812-121:1989，Testi咱agg1egates-Part121 :Metho的jo1determination 0 f soundnes5. British Standards Institution. 3J BS 3144: 1968 ,Methods of sam户li昭andhysicalte

46、sti昭ofleather. British Standards In stltutlon. Scheffe , H. , The analysis of va1iance. Wiley , New York,1959. 5J Sweeney,An inter-laboratory study of the deter盯linationof protein by combustion in feeds. ou 1nal of the asso正ationof Ojficial Analytical Chemists , 72 , 1989 , pp. 770-774. ANALY丁ICALMETHODS COMMIT寸EE.R