GB T 10092-1988 测试结果的多重比较.pdf

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1、中华人民共和国国家标准测试结果的多重比较Multiple comparison lo test results 1 主题内容与适用范围1. 1 主题内容UDC 620. 1. 001. 36 GB10092 88 中二标准规定对多种处理川的同一单项指标进行多贾比较们试验及统计分析的基本原则和方法，用以求得比较的结论。11., I ）在与比较的各种对皇称自处理。2) 1;J1J) 比较多种处理之间有无显著性差异的）1法你JJJ道比较。1. 2 适用范围本标准适用于在工农业生产和科学实验中的任意同J单项指标（均值）的比较问题。如比较几种产品的质量指标，JL种王艺条件或几种试验方法的结果。本标准假设

2、同一种处理的测试结果是来自同正态总体，参与比较试验的不同处理内的方差基本致。2 引用标准GB 3358 统计学名词及符号GB 4882数据的统计处理和解释正态性检验GB 4883 数据的统计处理和解释正态样本异常值的判断和处理3试验领导小组及其职责应当布组织有计划地进行多重比较试验，由负责试验的单位或部门组织试验领导小姐，i生小组年少有J名成员具有数理统计的数据分析知识并且借得多重比较方法的应用。领导小组应讨论和确定：. 本次试验中处理的具体含义，b. 本次试验中所比较的单项指标：c. 民1：选用哪一种统计方法进行比较。旦确定以后，就不能随意更改；d. 每种处理的试验室复次数取多大（参见附录B

3、);e. 如何安排好试验保证同一处理的n次重复是在重复性定义所规定的条件下进行；!. 如何保证抽样的随机性$g. 如果本次试验中，处理的含义与试样的均匀性有关，即当试样的均匀性会影响到比较的结论时，则在试样的制备、分发、运输、储存反测试等各环节均要确保试样的均匀性，领导小组对此所充分研究寻h. 对测试结果进行统计分析，讨论有关统计分析的报告，做出比较的结论。国家技术监督局198812一10批准1989 10 01实施2q8 GB 1 0 0 9 2 8 8 4 原始测试结果的整理、计算和检验4. 1 原始测试结果的辖理将原始测试结果整理成表I的形式。去1处I 试收贯垣次数h现把rJ值Hl 和

4、I Y11.1/12 . r,. r I 自2YLlY!Z .”.,.,.,., ，且,., . . k 乱、 , .,. 、.批I. 总fl1川、/ 垂照处用”。Yo11/02 ,.,.,.,.,. / 总有1N T ii: I）在很多实际问题哩，常有一种特殊处理，在各种处理的比较中起着基准的作用，称为参照处用。表中：第t种处理的第J次观测值$肌第z种处理的试验重复次数。在设计试验时，陕n，尽可能相同口T三y, T二T, 1 二1, 0 , 三；凡E二2_;T, 4.2 汁算各处理的平均值和处理内样本方差按式（1 ）计算得处理的平均值2扎J.,i 1,2 , ,k n, ) ( . . .

5、. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 按式2 it算各处理内样本方羔丁）：(y,;) T!) ,1 = l ,2, . ,k n.-;-; n, . ( 2 ) 将计算结果整理成表2的形式。去2处 试验重复次数趴各处理的乎均值E各处理内样丰h注Si 2 ，甚2. . . . k 参照处理O 4. 3 方差的致It检验4. 3. 1 为保证参与比较试验的不同处理内的方差基本.i:x .必须进行方差的一敛性检验。在检验前前299 GB 1 0 0 9 2 8 8 先应要求各处理重复测试结果中没有异常值参与计算，为此有必要采用GB1883巾5.2.3规定

6、的格拉布斯（Grubbs）检验和6.3规定的狄克逊（Dixon）检验以发现异常值。为使用方便，本标准将有关内容列于附录C（补充件）。4. 3. 2 本标准规定用科克伦（Cochran）检验法u检验各处理内方差的4致性。按式（3）计算科克伦检扮统计量r的数值。S c = -.-2: Sc ( 3 ) 式中诸S！中的最大值。科克伦检导命的临界值表见表Al.表中u为试验重复次数，一般情况F各个处理的n1；世相同。如有的处理n不同时，n取绝大多数处理的重复次数。若科克伦检验统计量C的数值大于0.05（或o.0 l ）临界值，则除去s.以后继续对其余k1个Jrli 中的最大方差进行检验，直到其余方差都满

7、足方差的致性要求为止。因方差不一致而被剔除的处理，不能参与比较，应将其全部数据剔除。il: I）丰标准规定的科克伦检验是种单侧方差致性检验。它只检出最大方差中不满足A致性要求者。实际上i能有的处理方差偏小而又不满足致性要求者，本标准没有毒虑偏小Ji差的检验问题。则rtrT某与处理梢度较高而剔除其数据是不合适的，二则让精度高的处用与其官处理合在起计算其共同为主主估计伯和，；）时J信民间都略小。因此，在可能提高显著性水于。4.4 最终汁算各处理的平均值和共同方差估计值经过异常值检验，方差一致性检验和更正剔除数据之后处理的个数、各处理的试验室复次数、平均假和处理内样本方差都可能有变化，因此，应最终计

8、算各处理的平均值乱和共同方差估计值归。将最终计算结果整理成表3的形式。为简单起见，表3中符号队航、乱、峙的数值可能有变化，问符号仍不变。表3处理试验重复次数. 各处理平均值品各处理内样本厅差Si共同方x估rl1自，；，一二一sj n时计算d;(k，）有关的修正值。川，）1牛q(l-;)11叫d.叫. ( 6 ) c. ( 7 ) 1,(tl的处理z均判断在水于F与参照处理干fq王若）.：掉。5. 2 k种处m结果之jrJ的两间比较（Tii:.)ic 吨实际问题巾，ll1:fl参照处理做为比较的基准，向需进行k种处理之间的任意两两比较。达种rL主jf，（l)/2i且。两jMj比较分为两种情形5,

9、 2 1 参J-j比较的k忡处理的试验重复次数相等（， lik 川斗比较实施步骤2 LJ5.l.3a; b. 给定显著性；j(中，计算自由度f ,y K，由a,k,f查去A4，得q,(k,J）的值，c. 由以F公式ii):I，的值：l, 川川干 ( I 0 ) d. 结论如果赞比较第3种处理与具余处理的关系，则凡落在以I，夕，l,)k(j间内的处理，均判断在水平F与第3种处理无踉著差异；凡落在句I，如十I，）区间外的处理，均判断在水平下与第r种处理有显著差异。s.2.2 参与比较的每种处理的试验重复次数不等。比较实施步骤：a问5.1.:la;b同5.2.lb;c. 由以下公式计算t，的值：/1

10、11 I （i,J) q,(k,f) v言（王十);. i I. 2，k;J J,2 , k; I 需1（I I l 式中，.，分别为所比较的任意两种处理的重复次数。d. 结论如果要比较第2种处理与第J种处理，则求出IY y, l的值，若Iii, - it, I（i. j），则判断第2种处理与第J种处理在水平下无显著差异；若以y,it,(1，；），则判断第6种处理与第J种处理在水平F有显著差异。5. 3 否处理结果的于均值之间的比较仰法）有些实际问题，需要在若干处理结果的平均值之间迦行比较例如某种处理的平均值与总平均值的比较，才神处理中种处理结果的平均值与b种处理结果的平均值之间的比较等。这统

11、称为任意线性比较的方法。本标准对任意线性比较，只规定了以下两种特殊情形5. 3. 1 种处理结果的平均值与k种处理结果的总平均值之间的比较。比较实施步骤a. f走4.I 1. :i实施后，r十排第z种处理的平均值和k种处理的总平均值豆与共同方方：的估ij假飞三T, 其中：y于:;8n, = l GB 10092-88 b. 给定显著性水平，由AI ,f查表A5，得S.,(k,f）之值uc. 刊J(+）山之值$d. 由以F公式计算l,(1）之值；（i) = s .叫）J （；一t)a . ( 12 ) e. 结论z凡; I主运l,(i：则判断第z种处理的平均值与总干均值在水平下无植著差异，凡I!

12、/. - y I I，（纱，则判断第$种处理的平均值与总平均值在水平F有.著差异。5, 3. 2 k种处理中任意a种处理的平均值与另外任意b种处理的平均值之间的比较。比较实施步骤2a.按4.J 4. 3各条实施后，计算k种处理中任意种（不妨假定为前种）处理的平均值L有1另外任意b种（不妨假定为紧接着的后b种）处理的平均值L和共同方差的估讨值归。；但工t主岁，；二.,.1i . a十bkc. 计算）挝十（古）.，；J,;z值，d. 由以下公式计算l，归，的之值11,J lj、l.(a,b) s.(k,f) I ( 飞午）.回.( l 3 ) a :;:1 梳理t-b土 . 结论2若lay, I主

13、运l,(a,b），则判断种处理的平均值与另外b种处理的平均值在水平1、元显著性差异3者Iii.- ;i,I 1.,ca，的，贝tl判断种处理的平均值与另外b种处理的平均值在水平下有提著差异。6 应用实例棉花的色征是评定棉花品级的玉要指标之。在用棉花色泽仪测定棉花的色征时，同时测定反射率礼和黄色深度十b两个指标。目前我国棉花标准分为7级，自l级至7级，R.，值逐渐减小，而十b值逐渐增大。人们认为J,2,3级之间差异不大。现自15个省市各选送I7级的棉样12套，用色泽仪测得结果如下表（表4、表5）试用这批数据比较各级之间有无显著性差异。分析：（1 ）这是两项指标（R.，和个们的比较问题，将两项指标

14、分别计算与比较，化作两个单项指标的比较。本次试验中，处理的含义是棉花的不同等级。(2）根据经验，儿和十b的数值服从正态分布，故不必i韭行正态性检验。(3）棉花I7级的色征差异较大因此有可能不同级内（即不同处理内的样本h差不致。比较实施步骤z. 将15个省（市）的测试结果整理成表4、表5的形式。分别计算各处理平均值和处理内样本方差，到l成表6、表7的形式。31 GB10092 88 表4处则| 试验氓垣ix挝观测值反射率和79. 0 79. 5 76. 4 78.9 78. I 78 8 I （级）18 76. 8 74 8 77.5 78. 8 78 9 78. 8 1412.6 78. 7

15、75. l 78. I 82. 5 82. 0 79. 0 一一一80. 2 79. 0 76.6 77. 7 76. 2 77. 2 2（缀19 75. l 77.8 76. 6 77. 3 77. 6 77.9 11803 77. 7 78. I 75.6 78 0 80. 7 81. 6 79 4 78.8 77.5 7 4. 8 76. 8 75 9 76. 4 76. 0 3（级）19 77.2 76.2 76. l 78. 5 75.6 77 I 78. 3 1167 9 75 I 77. 0 80. 0 8 I. 2 79.4 一二一一76.7 71. 5 73. 4 75. 8

16、 7 4. l 74.7 73. 0 4（级19 76. 0 73.3 73,9 75. 9 77.6 76 6 75 6 1133 ( 72.6 76.2 77.9 80.9 78 0 69. 0 70.3 7 4. 7 72. 3 72. 7 69. 2 74. 6 5（级）18 69.7 72.3 71. 0 76. 3 72 0 73 8 71. 4 1320 73同776.6 80. 2 77. 2 67.6 65. 1 71. 8 69. 1 66.8 64.8 71. 8 6（级）18 68 5 68. 8 70. 7 72.6 68 3 73 2 68. 2 I 259. 2

17、63.6 73 6 80. 0 7 4. 7 64 3 64.4 10.2 66 8 59 9 62. 0 71. 6 7（缎）15 64.0 68. 1 67. 7 71. 2 66.2 65. 1 64 8 997 70. 7 J且再！126 表5处用试验重复次数观测值黄色深度十b相非 一一一8. 1 8 0 9. 0 8. 8 8 8 8 5 8 7 8. 2 8. 8 I （蜕）18 I 55. 8 8. 0 8 5 9. I 9.2 9 0 9. 2 8 1 8. 4 9. 4 8. I 8. 4 9. 0 8.7 9. 3 8. 8 9. 1 8. 2 8. 3 2（缄19 8.9

18、 8 3 8. 3 9.2 9. 3 9. 0 9 3 8. 3 8 .j 166 7 9. 3 8 3 8. 5 9.2 8 9 9. 3 8. 9 8 8 8. 3 8.2 3（绒）19 9 0 8. 5 9.0 9. 3 9. 1 9自19. 5 8. 0 8 3 167. 1 9. 2 8 8 9.5 9. 4 9. 3 9.7 9 l 8 9 8.6 8. 5 4 （拢）19 I 0. 3 9. 2 9. 1 9. I 9.3 9. 5 9. 5 9 3 8 1 l 75. 2 9. 7 9. 0 I 0 1 9. 6 9. 8 8. B 9. 3 8 9 87 12. 0 5 （缆

19、）18 1 7 2. 1 l o. l 9. 8 9. 3 9 6 9. 8 l 0. 0 9. 2 8. 5 9. 9 9.8 1 o. 4 9. 9 I 0 l 9. 2 9. 2 9 3 9. l 12. 8 6（缎）！18 185. 2 I I. 5 9. l 9.5 9. 7 lo. 3 13 7 I . 4 9 2 l I. 0 9. 9 1 o. 4 j o. 5 I 0. 1 IO. 3 9. 5 9. 7 9 3 13. 9 7 (f,且15 16 I. 2 1 J. 8 j o. 4 9. 8 l Q. 7 12. 8 l 2. l 且.fll126 30GB 10092

20、88 表6处理试瑜章复j次数各处用平均值警寄电一一一一十一一一一一一18 , 78. 48 2 19 77.91 3 19 , 77.26 4 19 75. 46 5 18 民73. 33 6 18 , 69. 96 7 15 , 66. 47 表7处理试验重复次数各处理平均值晋、18 , 8. 66 2 19 8.77 3 19 8.8 4 19 F问？9.225 18 = 9. 58 6 18 = 1 0. 29 7 15 ,., 0.75 各处理内样丰Ji差sh, si, 3. 88 s, 2. a2 sl, 2. 95 吨. 5_ 24 sl，9.57 s!, 16 33 s, J 1

21、. 98 各处理内样本方差sl, s/, o 202 s/, o. 181 s， 0.194 s/, = O. 212 s1, = o. 616 si, = !. 76 s ，1.741 对各处理重复测试结果进行检验，在表5处理5检出数据12.。为高度异常值，未查出原因，于以剔除，并相应地在表9中修改试验重复次数，处理平均值和处理内样本方差。其它处理均未发现异常值。对各处理内样本方差进行检验，表6中第5、6、7种处理，表7中第6、7种处理的方差均为异常值。将表白，表7巾的数据分为两类，一类为第14种处理，二类为第57种处理，按一、二类分别检验，则均为正常值。这说明二类方差基本一致，二类方差基本

22、一致，但类与二类方差不致。类别类类将）、二类分别计算共同方差估计值，列成表8，表9,表8试验重各处理平均值处理革次数 1 18 , = 78 48 2 19 ，一77.913 19 , 77. 26 4 19 75. 46 5 18 , t73336 18 , 69. 96 7 1 5 , = 66. 47 各处理内样东方盖si, 共同方差估计值s, = 3. 88 sj, 2 82 .il3.12 si, 2 95 si，5.24 = 9 57 sl, J 6. 33 性12. 67 sl, = 11. 98 3DS GB 1 0 0 9 2 8 8 表9试验主件处理干均值各处理内样本方A子

23、3睡冽1处理i次敢s气u ，队 共同方.li估计僚! 一十18 8. 66 。.202 l!l , 8. 77 o. 18 l 0.414 先3 19 Y;g 8.81 o. 1!11 1 19 . 9.22 0. 212 5 17 , 9. 44 o. 266 6 18 y., JO. 29 . 76 ；l I 220 JO 7 15 Yo, 10. 75 !. 711 b. 根据5.2.1 b的规定，给定显著性水平o. 05，计算自由度J=,VK，对于一类的两两比较嘻J=7l咽对于二类的两两比较，f= 47，由、f查表A4的q表，得斗、三类比较的q(k,f）值34类，q苦差异I 2 o.

24、444 3 73 o. 233 0 386 0 11 无显著差异I , 3 0 4.4 4 3 73 0 233 0 386 。也l5 儿也i菁羔异I , 4 0 444 3. 73 o. 233 0 386 。.56 有!u菁差异苗2,3 也o. 444 3.73 。.229 0 379 o. 04 元显苦差异2 ,j 1部0.1;4 3 73 o. 229 。.379 0 15 1i显苦差异3, 4 ）主o. 14 4 3. 73 o. 229 o. 379 0.41 有显著ft异十b5,6 I. I 04 3. 42 o. 236 o. 891 o. 71 有显著差异5. 7 仁13.

25、42 0. 247 0.933 l. I 7 有旺1苦差捍6,7 04 3. 4 2 0.247 o. 933 。.4 6 元显著差捍3，巧GB 100 9 2 - 8 8 d. 结论：从反射率R.与黄色深度十b这两个指标的比较l可以看出，13级棉花均无显著差异，ii合并为1级，4级与l3级均有显著差异，列为2级，I4级属于一类，称为一等。6级与7级相比，反射率有握著差异，黄色深度无显著差异，而5级与7级在反射率与黄色深度二个指标k均有显著差异，故可大致仍维持原来的57级，属于二等。从色征t可以得出，我国棉花可分为下表列出的工等5级已色iiF. 分级等棉I级原13级合并）2级 l22111 .

26、010 .6167 .5018 .42.11 .3682 .3259 .2927 .2659 .2438 .2253 .2095 959.1841 .1736 .l &13 .l561J .1486 I . I f在 l 357 ll 咱78811.6023 .188,t . JJJ8 .3568 .3154 .2829 .2568 .2353 .2173 .2019 .1887 .l 772 .167 l .1581 l 51J。.1128 .L:l63 l；如II 2 .7765 .5悦目,4769 .4012 .3471 .3061 .27.6 .2491 .2280 104 .1955

27、 .1826 .1714 .1615 .1528 .1450 .1 :l7甘.L 116 .12569 J 3U8 16 .8028 .614 5 .4964 .4168 .3597 .3 !67 .2832 .256, .1342 .2157 .2000 .1865 .174 8 .164 5 I队54.1473 .1 !0IJ .133.J .127 .794臼.6058 .i882 .1094 .3529 .3105 .277 4 .2509 .2292 .2110 .J 956 .1824 .1709 .1608 I 518 .!439 J.36 7 矗I3113 L 24 1 18

28、电7R7o.5979 .2 .2432 .2193 .1997 .1835 .1697 .1579 .1477 .1388 .J 309 .1238 J 176 .1120 .11!6月27 .7393 .434 7 .3609 .3（白。.2704 .2406 .2169 .197 5 .1814 .167 8 .1561 .1460 .1372 .129.1 .1224 1 16 2 l l u 8 I l16且 .7353 .5 431) 431 0 .3S77 .3060 .2677 .2382 .2146 .1954 .1794 .J 659 .1544 .1444 .1356 .1

29、270 210 .114 8 I 093 .1u13 1, .7314 .5398 .-1278 .35, .3033 .2652 .2359 .2125 .19.14 .J 776 .1642 .1528 .1428 .1312 .1265 .1197 .116 .1081 .l131 3U .727 8 .5361 .4243 ,351 7 .3007 .2629 .2臼7.2105 .1916 .175组1626 .1512 .111.J .1328 .1252 l 184 .J 124 .lfl7fl .1(J2(J :JJ .72l 3 .5327 .421 3 .34日9.2982

30、 .2606 .231 fi 208 fi .1898 .1712 .1611 .1498 .1400 .1315 .1240 .1173 .1113 .103日.JOJ 41 .6 .lfi.1 .1492 .1387 .1295 咱1215.11,J豆 II串2.J 027 ()97日3仆，93(J861 .662.4 735 .368 9 .3025 .2567 .2231 .J 97 .1772 .1608 .1472 .13且7.1260 .117 6 .t 102 .1037 .09801 .09289 .U8818 11.81198 8.51030 6.86883 5 9:i88

31、2 5. 40788 5.04131 1 78091 4. 58689 1 1359B . ,1779 ;. 22083 1. 14015 4 07277 4. 01500 3.965!3 3 92165 3. 88341 3 81952 3 81928 3 79213 76763 3 74540 3. 72511 3. 70661 3. 68959 3 67391 3.65941 3. 64596 3 62180 3. 60072 3.58215 3.56568 3. 55097 49. 98500 l7.ii979l 10.91050 8.36312 7. 07092 6. 3l 077

32、5 81126 5. 46082 5.20224 5.00100 4.84740 4. 72069 4 616l3 1.52842 1. 15382 4. 38962 .J. 33378 4. 28479 1 211 2 8(.1703 2. 87816 3.09023 3. 29053 3. 5100 3. 7102 注s本表对于自由度f和下侧概率p给出t分布的分位数l,(f）。例z对于J. 20和p二o.999,1,(f) 3. 55181. 当0. 5时，以f) t, ,(f）。倒阅（20)一t。”（20) 3. 55181. 与f双侧慨率相应的分位数为，. ,(f）。例z对于f 20和

33、二0. 002 t, ., (f) t川的（20) 3 55181 ,. 3 I :1 88 1 0 0 9 2 GB 可2卜F叫; F二; 【 t、，F唱“ M -、电r、. : Z、的：; ：町s 主之h二2 C 叫同m 1r. ， 电才H， 、；飞飞 O -: ，。哼. p、p、.、- M 俨飞. . . . . . N 、，. 古；0叶m X rr- tL: :,;) .D :.= .!: O 0干- C飞I.; ：00 二:0= p、O吃卜、3 。呼。 h叩町合、 巳。. ：？主f气；F岳飞g二 t 吁： 口2Ft0守？ 0 E，乞= 司、. 。g ：4古00 卜，r- O 守守的的

34、! H一。. m -; 、. P 口。c 叫. 出卜、也。3。自、p、 .!: co 仨C 口If: I口l!; 口t口c口l0 ID Ir. 口口咛N盯。.民P亏。，.；凹 . t 飞l口 w = E口com小J也白。i t町 币. 町.时、。叶甸。回 . n c: m 四口E、，r . oc 由 叶. 01盯t0 t可O凹,l r.: I口Lr. 1r. n 口守咛r.D I.I.: ！：口 f、，:tO 口O日2日2lD tn tr. tn 吨，叮悼。凹。由的N 町c 咀. 町:Jl 0町：命的 il .、： 盯. ! 吧咛a的： 町. 盯。.。喃喃呐. E吧、? 守4 . t吨白F口8

35、 00 F00 和口。口。00司C00 。e。MMM可. Fma;i E. 2 饲Z苦300 nm；，可; m = oo = 回”.3巳at 出目；N问。: 。叫时 o; 、.o; 可. E、电，副司Cr、. ；哩F. ”4匈h也J:! . 凹. . F干叫E口在DE、O 、叫凹. E、4. 。. . 击E-司，;e:; 司00 t（口n in u; n in LI? t.n u-: l.n日3 明宁宁宁节叩 守-军。.守凹g; ：叩。也. = l N归N。u; ,. r、2 叫F叫 ：；。. l , 白白N -: 叫.c: 二. 守. 巳”酣8 明. . 号吧白？ p、p O 吧？哩寸明呼电

36、F唱司”穹斗W例呼咱. 。啡的。峙民的的。t0 。. , N。0由 = c 。：时：山c:。守. 。N。h. 。白。之。PN盯.币.的 . N : 咛R . 电叫；.咱自cr、乱。 t口E句E ll:l LO ln 咱咱白”吧？电F哩习F v 守、，守守？守？咱NO 口啊宁？电币币于电F唱吧F唱罕电？俨，ry 电？写于 M 时 ! 。:cgn由”的的. o盯t。ON。g。33。c:. h守：:i 问N 由. 明. ;! = 日t口, 明咱明明、，唱寸唱于哩74？叫电写F.,. M M 旷0i0MM町。同问时。叫。. 守的G【O守D盯o;甸; c:M；： 町的也- 甸n q 专？主 同.: 咀旧

37、. 吧？俨咽嗖于 的. i飞00 t口t口？唱唱宇吧1o;v; MM:v;C电:! 句 !甘郁瑞3 I .i GB 1 0092 88 表A5若干处理的平均结果之间的比较用表且表. 0. 05 ./(k l)F.(k l ,f) k I f 2 3 4 5 6 7 8 9 10 IS 20 24 30 12 I 119. 97 25. 44 29. 97 33. 92 37. 47 40. 71 43. 72 4653 49.18 54.10 60. 74 70 43 77. :11 86. 62 9LqGSH1俨扫6789刊. 16 . 37 3.73 阻.40 7. 58 8. 77 9.

38、 82 10 77 II. 64 12. 45 13. 21 13. 93 15. 26 J7. 07 19. 72 21. 61 24. 16 5 28 6.04 6.71 7.32 7.89 8.41 8 9J 9.37 10.24 11 47 13.16 11.40 16.08 4.45 5.06 5.59 6 08 6.53 6.95 7.35 7.72 8.42 9.37 10.77 ll.77 13.13 4.03 4.56 5.03 5.45 5.84 6.21 6 55 6.88 7.49 8.32 9.55 10.4:J 11.61! 2345 6789刊-234 1l!-

39、8052 7643 . 8。88i52l 9766 7777 83ll 2097776 9768 3210 bPo严h”C。8891 7655 . 5555 4570 穹d91I1A. 5555 -248 1098 5544 6705 8776 . 4444 9250 5544 . 4444 1483 3211 4444 0495 0988 4333 6173 6655 909000。8407 qLqhqbtA . 3333 2963 。”2222 1234 1111 15 山沟l7ot(620 00 11999 05540 6061: 99888 00465 83964 88777 9652

40、3 62976 77666 36871 96209 66665 73906 30764 66855 7525l o7532 65555 66486 74209 . 55554 35508 41986 . 55444 72409 08653 . 54444 86978 aoaq961nu. 44444 66213 20987 44333 8l904 76443 33333 18926 20998 . 33222 2 71 3 14 3.50 3.81 4 09 4 35 4.60 4.83 5 04 5.45 6.00 6.82 7 .11 8 21 l 5 6789日li-2 13582 l0

41、988 88777 35827 321lo 77777 58272 76655 66666 48396 98877 . 55555 94063 33322 . 55S55 95185 99988 自44444 84074 77766 44444 6852 55444 . 44444 18520 32222 h- 44444 62075 00099 44483 65208 77776 33333 74209 44443 -a, . 33333 20865 11000 . 33333 08764 76666 . 22222 67890 11E且39“24 12 61 3.00 3 33 3.62

42、3.88 4.12 4 34 4.55 1.75 5 12 5 62 6 37 6.90 7.6:11 21 30 I 2. 58 2 96 3. 28 3 56 3. 81 4. 04 4. 26 4 46 4. 6S 5. 01 5 50 6 22 6. 73 7. 43 I 30 。om46U 333 208 776 69- 532 cn68 616 097 ,- 856 762 321 555 009 030OCO . 444 667 543 - 444 呀，QOAU322 444 802 110 . 444 792 QdOOQO . 333 481 766 333 048 543 3

43、33 383 211 383 284 988 . 9自qtu句6418 554 . 222 2 45 2 80 3. 08 3. 33 3. 55 3 75 3. 94 4. 11 4. 28 4. 59 5 00 5. 60 6. 04 6. 62 00旧46; 1 ： 316 GB 1 0092 88 续表A5 0. 01 J y,., yn,8 10 D, 旦旦二旦旦和巴二旦k二，中的较大者萨（）Yq1Y1.1 - y, n , I I 13 D = .二！和巳L二.！.旦中的较大者Y1. y, y, y刊）n , I 4 30 ？且二和h二巾的较大者呢y, y，凋、y山、狄克逊检验法的

44、临界值表见表C2,k克逊检验口I重复进行，当统计量D的值超过。05或0.0 I I临i界值时应对该观测值标以.”成:l l GB 1009 2 8 8 “养费”记号除去该观测值之后，对具余值再次检验，直到不能检出异常值为JI:, C3 判断和处理异常值本标准规定的对处理内重复测试结果中的异常值检验，是分别强立地应用格拉布斯检验法和狄克逊检验法。当检出的异常值个数小于或等于l时判格拉布斯检验的结果为最后检1+1结果；当中金山的异常值个数大于或等于2时判狄克逊检验的结果为最后检出结果e为便f计算，建议先进行狄克逊检验若检出的异常值个数大于或等于2时，则以此为最终抬出结果，不必再进行格拉布斯检验。若

45、检出的异常值个数小于2.则必须进行格拉布斯检验，并以格拉布斯检验为最终险出结果。对检出的异常值，应首先从技术上、物理上检查数据异常的原因，k口是否拿错了试样或抄写、计算巾的错误等。对技术上、物理上的原因，应F以更正数据。若某次检出的值为高度异常值，则这个异常值及在它前面枪出的异常值都应做为高度异常值标以“特铃”记号对于找不到原因的异常值，则保留其中的“择”值，剔除冥中的“铃旷值。本标准规定检出异常值的个数不能超过观测值个数的10% 与跑过10%时有可能是对正态何假设不够充分，对于这种情形，应认真研究，慎重处理。表Cl格拉布斯（Grubbs）检验法的临界值表数据个数l- - I I % I一: i 1.496 34