EJ T 1204.2-2006 电离辐射测量探测限和判断阈的确定 第2部分 考虑样品处理影响的计数测量.pdf

《EJ T 1204.2-2006 电离辐射测量探测限和判断阈的确定 第2部分 考虑样品处理影响的计数测量.pdf》由会员分享，可在线阅读，更多相关《EJ T 1204.2-2006 电离辐射测量探测限和判断阈的确定 第2部分 考虑样品处理影响的计数测量.pdf（18页珍藏版）》请在麦多课文档分享上搜索。

1、ICS 27. 120 z 33 备案号t19520-2007 中华人民共和国核行业标准EJ/T 1204. 2-2006 电离辐射测量探测限和判断阔的确定第2部分：考虑样晶处理影晌的计数测量Determinat i。nof the detect i。nI i mi t and dee i s i。nthresh。Idf。ri。nizing radiation measurements Part 2: C。untingmeasurements with al I。wancefor the influence of sample treatment C ISOl 1929. 2:2000, ID

2、T) 2006一12一15发布2007一05一01实施国防科学技术工业委员会发布EJ/T 1204;2-2006 目次前言口1 范围. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 1 2 规范性引用文件. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

3、 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 1 3 术语和定义.1 4 符号. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 2 5 统计值和置信区间. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

4、 3 5. 1 原理.3 5.2判断阐. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 4 5. 3 5.4 探测限. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

5、 . . . . . . . . . . . . . . . . 4 置信区间.4 6 应用参见附录A). 4 6. 1 6.2 6.3 指定值国. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 4 测量方法的评价. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 5 测量结果的评定5 6.4报告. . . . . . . . . . . . . . . 5 附录A（资料性附录）应用举例

6、：包含化学分离时土壤中蛐Sr的测定. . . . . . . . . . . . . . . . . 10 A. 1 概述，岛，四A.2 样品处理的变异系数已知. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 10 A. 3 样品处理的变异系数未知四参考文献. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

7、. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 14 I EJ/T 1204.2-2006 目lj吕本部分是核行业标准电离辐射测量探测限和判断阔的确定中的第2部分，本部分涉及在样品经处理（如分样、榕解、陈缩、分离后，对样品的事件特定脉冲）进行计数的电寓辐射测量领域。本部分除考虑放射性衰变和脉冲计数随机特性外，还考虑了由样品处理如称重、跟缩、测试设备的校准和不稳定性）引起的所有其它影响。通常能够假设该类测量的结果服从、混合泊松分布。混合治松分布的特殊类型为负二项分布1,3 8囚本部分假设样品和空白样品的计数结果服从负二项分布6如果样品处理的影响和测试设

8、备的不稳定与计数统计误差相比较小时，其结果可能为泊松分布。在这种情况下，只要统计检验显示泊松分布不能被拒绝时，就能够使用本标准第1部分的统计量规范。本部分也假设测量时间与所涉及的放射性核素的半衰期相比很短，且仪器的死时间损失可忽略。本部分与四月17947-2000再循环、再利用或作非放射性废物处置的固体物质的放射性活度测量，本标准的第1部分、第3部分和第4部分等文件互为补充。本标准目前由以下四个部分组成第l部分：忽略样品处理影响的计数测量；第2部分t考虑样品处理影响的计数测量；第3部分：忽略样品处理影响的高分辨y能谱法计数测量；第4部分：忽略样品处理影响的线性标度模拟率表测量。本部分等同采用国

9、际标准化组织的正式国际标准ISO11929.2-2000基本原理及在考虑样品处理影响的计数测量中的应用英文版），本部分的技术内容与所采用的国际标准ISO11929.2-2000完全一致，只做了少量的编辑修改。具体修改内容为：II 一一一去掉了原国际标准的“引言”部分；一一在条文编号和编写格式上按照GJB600。一2001的规定进行了调整。本部分的附录A为资料性附录。本部分由中国核工业集团公司提出。本部分由核工业标准化研究所归口。本部分起草单位z中国原子能科学研究院。本部分主要起草人：魏可新、李景云。电离辐射测量探测限和判断阔的确定第2部分：考虑样品处理影晌的计数测量EJ/T 1204. 2-2

10、006 1 范围本部分使用统计学方法规定了两个表征着给定惜误概率的统计值，用以评估考虑样品处理影响的电离辐射测量中的探测能力。本部分适用于考虑样品处理影响的计数测量。2 规范性引用文件下列文件中的条款通过本部分的引用而成为本部分的条款。凡是注日期的引用文件，其随后所有的修改单不包含勘误的内容或修订版均不适用于本部分，然而，鼓励根据本部分达成协议的各方研究是否可使用这些文件的最新版本。凡是不注日期的引用文件，其最新版本适用于本部分。GB/T 3358.1 3358.3 统计学术语3 术语和定义3. 1 3.2 GB厅3358.13358.3确立的以及下列术语和定义适用于本部分。判断闹decisi

11、on threshold 在原假设Ps=Po和备择假设Ps。之间进行判断的统计检验的临界值。注：存在一个值町，当所确定的值Rn超过R；时表示原假设应当被拒绝。统计检验的设计应是假设被错误拒绝（第一类错误的概率等于测量前事先确定的值。探测限detection I imit 以给定概率可探测到的冲计数率的最小期望值，即在原假设Ps=Po和备择假设PsPo之间作选择判断的统计检验相关的最小差值Pn=Ps-Po。其特性是，如果事实上Pn注p；，假设Ps=Po错误的没有被拒绝（第二类错误的概率应最多等于测量前事先确定的值卢。注：使用判断阔和探测限的差别在子使用判断阀时要与测量值相比较，而使用探测限时要与

12、指导值相比较困3.3 置信区间confidence interval 在所有情况下，至少以o-r）100%的概率包含真值p，的区间。3.4 样品sample 需通过电离辐射测量来确定放射性核素含量的某种物质的全部或等分试样。3.5 空白样晶blank 与样品具有相似特性的某种物质的等分试样，与样品使用相同方法处理和测量。3.6 本底效应backgroud effect 测量到的来自空白样品、外部掘及探测器和屏蔽体内部的放射性核素辐射的计数率。EJ/T 1204.2-2006 3. 7 3. 8 3. 9 总效应gross effect 测量到来自样品的计数率（样品贡献和本底辐射的计数率。净效应

13、（样品贡献net effect 总效应减去本底效应。指导值guide!ine value 基于科学、法律或其它原因对测量程序的需求所规定的值，例如放射性活皮、放射性浓度、剂量率等。注：如有必要，还可以是利用放射性参考标准确定的校准因子。4 符号2 以下符号适用于本部分。var-一方差：n。一一测量的空白样品个数；n，一一祖j量的掺标空白样品个数；ns一一测量的样品个数：nu一一在设备中即无空白样品也无样品的栅量次数，在本部分的示例中指在测量设备中使用相同量的去离子水代替问烁液中的媳溶液的外部本底测量次数：No，；一到的第i个空白样品脉冲计数：N，；一一测到的第i个掺标空白样品脉冲计数：NS i

14、一斗iY!tl到的第i个样品脉冲计数：Nu,1 一一在设备中即无空白样品也无样品时，第i次测量的脉冲计数，在本部分的示例中指在测量设备中使用相同量的去离子水代替闪烁被中的银梅液所测量到的外部辐射时第i次脉冲计数：马一一斗目1量空白样品的时间，单位为秒Cs);ts一一测量样品的时间，单位为秒Cs):t，一一斗测量掺标空白样品的时间，单位为秒（s); tu在设备中即无空白样品也无样品的测量时间，单位为秒Cs):凡，t一一本底效应即空白样品计数率，在预置的时间马内计到的脉冲数No与测量时间to的商，即Ro,1 =No，；儿，单位为秒分之一（s-1);Rs,1一一总效应计数率，在预置的时间仁内计到的脉

15、冲数NS与测量时间仁的商，即Rs,i= Ns,1仁，单位为秒分之一（s-I); R，；一一掺标本底计数率，在预置的时间tm内计到的脉冲数Nm与测量时间鸟，的商即Rm.I= Nm,1马，单位为秒分之一（s-1);凡，i一一在预置的时间tu内计到的脉冲数Nu与测量时间tu的商，即Ru,i= Nu,i /tu，在本部分的示例中指在测量设备中使用相同量的去离子水代替液闪样杯中的锦榕液所测量到的外部辐射计数率，单位为秒分之一（s-1); 1飞一一所有凡I的平均，单位为秒分之一（S-1);一所有凡的平均，单位为秒分之一的；R一所有凡，I的平均，单位为秒分之一（s-1);EJ/T 1204.2-2006 R

16、u一一所有Ru，.的平均，单位为在！，、分之一何一I) ; 瓦Rn=Rs -Ro单位为秒分之一（s-1);p。一一所有.i的期望值，单位为秒分之一（s-1);Ps一所有Rs；的期望值，单位为秒分之一（s-1);Pm一一所有R川的期望值，单位为秒分之一（s-1):P11所有Rui的期望值，单位为秒分之一Cs-1);n所有凡，i的期望值，单位为秒分之一（s -1); R；一斗争计数率凡的判断阀，单位为秒分之一（s-1);p；一斗争计数率期望值Rn的探测限，单位为秒分之一（s-1);；J有RO,i的方差：s；一一样本方差，Ro,i方差的估计值：；一所有Rs；的方差：s；样本方差，Rsi方差的估计值；

17、E一一第一类错误：当原假设成立时，拒绝原假设s=P。而接受备择假设Ps内的概率；P一一句第二类错误；当原假设不成立时，接受原假设Ps=P。而拒绝备择假设Ps阳的概率：1-r-Pn置信区间的置信水平：6一一考虑样品处理影响和设备不稳定所带来误差的相对标准偏差：一一标准正态分布分位数1kl-/J一一标准正态分布分位数；kl-y/2一一标准正态分布分位数；kl-a，一一自由度为f的b分布分位数。5 统计值和置信区间5. 1 原理5. 1. 1 慨述判断闽、探测限统计值的定义和置信区间是以测量结果的方差为基础的。它们取决于计数统计、测量设备不稳定性和样品处理所引起变化的合成。测量设备的不稳定性与其它影

18、响比较般较小，所以通常可以忽略。计数统计的影响可由拍松公式计算。描述样品处理贡献的参数可通过特定掺标空白样品实验、实验经验或给定的实验结果方差这种方法的致果差一些）确定。5. 1. 2 模型如果设备的不稳定性可以忽略，可使用以下模型。空白样品的脉冲计数N。是本底辐射（外部源和探测器噪声和基质辐射的总和。样品的脉冲计数NS是本底，基质和样品辐射（净计数Nn的总和zNs =No + Nn . (1) 假设放射性发射是恒定的，脉冲计数满足拍松分布。此时，计数率Ro和Rs的期望值分别为Po和Ps=Po+Pn Ro和Rs的方差分别为。to和Ps/ts。与前一种情况相比更为普通的情况下，假设取样误差和样品

19、处理引起的误差相对于（Po+Pn）随机变化，其相对标准偏差为80它们的期望不变但方差变为：var(R0) =Pa /to怡。PuJe2和var（瓦）=I/no Pa/to怡。puJB2.叫2)var( Rs)= Ps/ts + (ps - Puf 82和var(Rs) = 1/ n s p s /ts + (p s - p 11 J 8 2 . . . .(3) 净计数率Rn=(Rs -Ro）的期望为A其方差为：3 EJ/T 1204.2一2006V盯（R,)= var(R0) +var( Rs )t. t t t t t t f It I I I I I I I It t I It It I

20、 t I . (4) 此时。和Ps是未知参数，测量值R。和Rs可分别作为其估计值，可由独立的测量得到。5. 1. 3 参数6的确定如果使用至少nm20个掺标空白样品，可假设参数e2 o已知。在空白样品中所添加的活度应足够高，以使计数统计的方差比预期的样品处理的方差小。可用以下公式计算：2 =_! （瓦PuJ如果结果为负，取2=0 0 Pu应以很高的精度确定。假设掺标空白样品和样品的相同。5. 2判断阐（R，”i-R,，）万l川一L, . (5) n -Ys tm 判断阔是指值R；，当所测量到的净计数率Rn超过该值时，表示存在样品贡献。反之，认为样品贡献不存在。按照此判断规则，发生错误判断即实际

21、上只有本底效应而判定存在样品贡献（第一类错误的概率为。假如己知，判断阔可表述为：R; =k1_a-Jv缸（Rn=0) t t t I I I I . (6) 因子kl-a在表3中给出。判断阔的计算公式分别在表1（如果己虫的和表2（如果未知中给出。5. 3探测限探测限是指净计数率的最小期望值p；，如果应用5.2中的判断规则，发生错误判断即认为无样品贡献而只有本底效应（第二类错误的概率为。为检验测量程序是否适合于测量目的，探测限应与规定的指导值（例如基于科学的、法律的或其它原因的对测量程序的灵敏度规定的要求相比较。如果、己知，则探测限为：p: = R: + k1_p)v町（Rn二月：）. (7)

22、P,; = ki-a.Jv町（Rn=0) 札/J)v盯（Rn= P1:) . (8) 如V町（R11= 0) v盯（Rn0) P,: =(kl-a+ k时）.Jv缸（Rn=0) . (9) 如果按照第一部分中推荐的，则探测限为：p,: = 2R; I I I I I I I I I It t t t I I It I I I t t . (10) 这里kl-a kl-/J取表3中的因子。不向条件下探测限的计算公式分别在表1（如果己生的和表2（如果未知中给出。5.4置信区间置信区间的计算公式分别在表1（如果已知和表2（如果未知）中给出。6 应用（参见附录A)6. 1 指定值应事先规定错误概率、P

23、和置信水平1-y的值。通常引用的值为/3 = r = o.os .应在合理4 EJ/T 1204.2-2006 可达到的情况下，尽量多的地取空白样品和样品的数量。测量时间的施取应使探测限低于指导值。注：如选择P,.,r/2，且var（凡）随Rn的变化很小，对于Rn町的置信区间为R；士k1-a,v击石？，即区间（O,p；），这种选择避免了结果表述中的不连续性。6.2 测量方法的评价判断测量方法（3.1）是否在相应的探测限下满足定要求时，应将经确定的探测限与规定的指导值见5.3）相比较。可基于本底效应的经验值或测量值对预想测量方法进行事先评估，也可以基于当时得到的空白样品结果对已经进行的测量进行回

24、顾式评价。探测限可分别由5.3!iX;表1（如果6已知）!iX;表2（如果。未知）中给出的公式计算，如果通过此方法确定的探测限大于指导值，说明该测量方法不适合测量的目的。注z在某些情况下，可使测量方法适合于测量的目的，例如事先预置较长的测量时间或较高的脉冲计数、减小本底她应、或增加样晶最或化学浓缩6.3 测量结果的评定判断阀可分别按表1（如果。已知和表2（如果未知中给出的公式计算。测量结果应与这样得到的判断阔相比较（见5.2）。6.4报告按照本部分所进行测量的报告应包含错误概率、判断闹和探测限的详细资料。如果己确定有样品贡献，除测量值外，也应报告按照表1（如果8己虫的和表2（如果6未知中公式确

25、定的置信区间和置信水平。5 EJ/T 1204.2-2006 表1当已知时统计值的计算公式公式公式编号备注nsts 11 q一一一no to ct= 十一一12 noto nJs C2 一甲一13 no ns 叫（中）咐。p,)(土14 nsts ns C 4 = _!_ (k,_a + k1-p) 15 2 Cs= q 16 q+l 事一C5I叩ilRoPuiJRn -2rr-k1aB2c2c; 判断阀” 1 + 46-k2C2C；呐。c2B2lRo-Puf 17 1+ 自仇c;1 + 2c2B2IR0 - Pu I . ；时（古牛）吨18 当nstsPo足够大并且很小时，公式（17）的简化

26、: fJ (2p l C4 C3 一一0 -C3C4 ns Pn = 2 p机斗, 19 探测限c; -1 4c川c;、2 B 2 2 ci c, nJ C4 C3 + n (2Po -c山当nstsPo足够大并且命（kl-a吨，lp古；：fJ(p, -p,)( f J 20 很小时，公式（19）的简化，并将Ro视为Po的估计值。6 EJ/T 1204.2-2006 表1（续Rn一：；Pn S Rn 21 叫V叶俨21 n山n刀。ns22 置信区间注1：这比公式是近似的，当t.。或tR0的数值越大时公式越精确，t代表t，或to。对于a= S = y =O. 05：第一类错误的真实概率介于0.0

27、4和0.06之间，此时Pots ns或。to.no的真值小于等于10且叫、于0.2。注2：在这些条件下，第二类错误的真实概率介于0.04和0.055之间，其置信概率大于0.94, 甜3：所给出公式的应用范围最宽的是tots和nons特别是测量的脉冲计数很小时。注4：当口、自、Y的值很小时如小于0.01）错误的真实概率可能明显偏离规定的值。使用者宜参阅文献（1）或作进一步的统计学研究。注5：当8等于。这种特定情况下，这些公式等同于本标准第一部分的公式。表2当0、Po未已知时，基于经验变量的统计值计算公式公式公式编号备注g= 1兰队；-RoJ 23 n。一1i=l 1 1主队，I-RsJ 24 n

28、s - 1=l f =no +ns -2 25 R；可叫；（；，。1Sg川26 判断阙,. t，f +k，1 1+ t唱2“ f 22 探测限Pn = 11 一一一27 2/ ns no -g: sg s 2: s: 估计值一一置信区间Rn - as; Pn s; Rn 28 、叫由1；住；队时(ns -1只29 垃1：这些公式是近似的，精确程度比表1中的公式低。当t。或t R0的数值越大时公式越精确，t代表也或岛。对于口S = y =O. 05：第一类错误的真实概率介于0.04和0.06之间，此时。ts.ns或。.to . no的真值小于等于10且叫、于0.2。注2：在这些条件下，第二类错误

29、的真实概率介于0.04和0.055之间，其置信概率大于0.94, 注3：所给出公式的应用范围最宽的是fo=ts和no=ns特别是测量的脉冲计数很小时。注4：当a, J3、y的值很小时（如小于0.01）错误的真实概率可能明显偏离规定的值。使用者宜参阅文献【l】或作进一步的统计学研究。注5:t1-u1 f和tu-r/2), f在表4中给出。7 EJ/T 1204.2一2006表3k1-a k1-p kl-y/2作为错误概率，P和置信区间(1-y）的函数时的值（正态分布分位数错误概率置信水平I k川1-Pk1-r/2 或llI (1白？）1 - Cl 0. 1586 0.682 1.000 C( 0

30、. 1000 0.800 1. 282 队0500o. 900 1. 645 0.0250 0.950 1.960 0 k -1 0.0228 0. 955 2.000 0.0100 o. 980 2 326 0.0050 。.990 2. 576 0.0014 0.997 3.000 0.0010 0.998 3.090 k 1-fi 。表411-a.f和！1-y/2.f作为错误概率G或置信水平（1-y）和自由度f的函撤值（t分布值 0. 1586 0. 1000 0.0500 0.0250 0. 0228 0,0100 0.0050 0.0014 0.0010 f 1- y 0.6828

31、0.8000 0.0900 0.9500 0.9554 0.9800 0.9900 0.9972 0.9980 2 1.32 1. 89 2.92 4.30 4.52 6.97 9. 93 18.86 22.33 3 1. 20 1.64 2.35 3. 18 3.30 4.54 5.84 9. 22 10.21 4 1. 14 1. 53 2. 13 2. 78 2.87 3. 75 4.60 6. 62 7.17 5 1. 11 1.48 2.02 2.57 2.65 3.37 4.03 5,51 5.89 6 1. 09 1. 44 1. 94 2.45 2.51 3. 14 3. 71

32、 4.90 5. 21 7 1. 08 1. 42 1. 90 2.37 2.43 3.00 3.50 4. 53 4. 79 8 1. 07 1.40 1. 86 2.31 2.36 2.90 3.36 4. 28 4.50 9 1. 06 1. 38 1. 83 2.26 2.32 2.82 3.25 4. 10 4.30 10 l. 05 1. 37 1. 81 2.23 2. 2啤2. 76 3. 17 3. 96 4.14 11 l. 05 1. 36 1.80 2.20 2.25 2. 72 3. 11 3.85 4.02 12 l. 04 1. 36 1. 78 2. 18 2.

33、23 2.68 3. 06 3. 76 3.85 13 l. 04 1.35 1. 77 2. 17 2.21 2.65 3. 01 3. 69 3. 79 14 1. 04 1. 34 1. 76 2. 16 2.20 2.62 2. 98 3. 64 3. 73 15 1. 03 1. 34 1. 75 2. 15 2. 18 2.60 2.95 3. 59 3.69 16 1. 03 1.34 1. 75 2. 13 2.17 2.58 2.92 3.54 3.65 17 1. 03 1. 33 1. 74 2. 12 2. 16 2.57 2.90 3. 51 3.61 18 1. 0

34、3 1. 33 1. 73 2.11 2. 15 2.55 2.88 3.48 3.58 19 1. 03 1. 33 1. 73 2. 10 2.14 2.54 2.86 3.45 3.55 8 EJ/T 1204.2-2006 表4（续20 1. 03 1. 33 1. 73 2. 09 2. 13 2.53 2.85 3.42 3.53 30 1. 02 1. 31 1. 70 2. 04 2. 09 2.46 2. 75 3. 27 3.39 40 1. 01 1. 30 1. 68 2.02 2.06 2. 42 2. 70 3.20 3.31 60 1. 01 1. 30 1. 6

35、7 2.00 2.04 2. 39 2.66 3. 13 3.23 80 1. 01 1. 29 1. 66 1. 99 2. 03 2.37 2.64 3. 10 3.20 100 1. 01 1. 29 1. 66 1. 98 2. 03 2. 36 2.63 3.08 3. 17 注2更多的信息可参见文献3。9 EJ/T 1204.2-2006 附录A（资料性附录）应用举例：包含化学分离时土壤中吨r的测定A. 1 慨述应通过化学处理将90Sr从土壤中分离。通过在土壤中悔加sssr标准样事先确定化学分离的产额1。经过分离，媳恪榄应装入悔合班问液。悔合物应放置一段时间，以使90y积累达到平衡

36、。平衡后可通过90y 舍量的测量得到90Sr的含量。计数效率应事先通过放射性活度标准予以确定。外部本底计数率Ru可通过事先测量一个装水的液闪瓶确定，被问瓶中的水量应与所测量的姐溶液的量相同。化学处理的变异系数应事先通过测量5个掺；际90Sr空白样品予以确定，每个样品应使用相同的处理方法，测量Im=30000s的相同时间，或者通过另外5个平行土壤样品的测量结果确定。注：本例中演示以下两种情况：一一当外部本届Ru和样品处理的变异系数。已知的情况下（即由上面提到的事先的特定测量确定的应用。一一当样品处理的变异系数。未知（即没有经过特定测量事先确定的应用自变异系数应由所考虑的5个平行土壤样品的处理和测

37、量结果得到。此时，外部本底计数率Ru可由以前的测量得到。A.2 样晶处理的变异系数已知A. 2. 1 数据10 a）给定值：一5o/o，k1-J = 1.645 ; 一1-r=95%, k1_(,;2)=1.96; 一一土壤样品的质量m= lOOg(O.lkg); 一一样品数ns=l; 一一空白样品数no1; 一一测量时间俨600000s;一一测量时间to=t111 = 30000So b）事先确定值：一90Sr的化学分离产额早0.57(57%); 一一计数效率e=0.51(51%); 一一化学分离的变异系数82= 0.01897，即B=0.1377; 一一外部本届计数率Pu凡0.0245 s

38、1。c）测量值：一一-No=866, Ro= 866/30000 = 0.02887 s-1; 一一一凡1943, Rs= 19430000 = 0.06477 s-1 o EJ/T 1204.2-2006 A.2. 2 判断阔的计算用表1中的公式计算结果如F:一一Ct: 1/15000=6.667 I 0-5; 一一C2 = 2; 一一一句0.5c 判断阔R；可用表I中的公式（17）计算。当Ro视为。的估计值时，判断阔为：R: =0.003003 s-1 c 相当于活度：G丰0.003003s-1 = = 0.103Bq/kg c n 0.5 I 0.57 O.lOOkg 注：当不考虑样品分

39、离的方是时，判断阀计算结果为G= 0.079Bq/kg. A. 2. 3 探测限的计算用表l中的公式计算结果如下：一一一C3= 2.649 10-6; 一一一C4= 1.6450 探测限p；可用表1中的公式（19）计算。当Ro视为Po的估计值时，探测限为：p: = o.01022s-1 c 相当于活度：0.01022s1 g = = 0.35Bq/kg 0.51 0.57 O.lOOkg 注：当不考虑样品分离的方差时，探测限计算结果为g=0.16Bq/kg.A. 2.4结果和置信区间净计数率为：Rn= Rb - Ro= (0.06477 -0.02887）矿1= 0.036 s-1 c 相当于

40、活度：0.036s l A = = l .23Bq/kg o 0.51 0.57 O.lOOkg 置信区间的a可由表1中公式（22）计算，对于（1-y)= 0.95,ko-r/z) = kco.95) = 1.96: a= 0.01147s1 o 由此得置信区间为：0.0244s-1 :.:; Pn 0.0474s。11 EJ/T 1204.2一2006相当于活度：0.84Bq几cg:; A三；1.63Bq/kgo 最终结果为：A= (l.230.39)Bq/kg o A.3 样品处理的变异系数未知A. 3. 1 数据12 a）给定值：一一/3 = 5%，札kl-fl= 1.645 ; 一一1

41、-r = 95% , k1_r12 = 1.96 ; 一一根据需要由土壤得到的样品数ns=5; 一一每个土壤样品的质量均为m= lOOg(O.lkg); 一一测量样品数ns=no= 5; 一一测量时间心句30000so b）事先确定值：一90Sr的化学分离产额l/= 0.57(57%); 一一计数效率t:0.51(51%); 一一由以前的测量得到的外部本底计数率PuRu = 0.0245 s 。c）测量值：表A.l中为测量值。表A.1 测量的脉冲计数空白样品样品号脉冲数样品号2 3 4 5 平均值和方差为：1）平均值1966 676 911 856 676 2 3 4 5 一N，。817 ,

42、R0 = 817 / 30000 = 0.02723s1; 一Ns= 2039.6, Rs= 2039.6/30000 = 0.06799s; 2）方差：样品脉冲数1832 2259 2138 2320 1649 EJ/T 1204. 2-2006 一sg= 2.00910飞2.-s.; = 9.2251旷5s o A. 3.2 判断闸的计算判断阙R；可用表2中的公式（26）计算，将Ro看作内的估计值，将得：R; = 0.008817s. 相当于活度：0.008817s G = = 0.30Bq/kg o n 0.51 0.57 O.lOOkg 位如果化学分离的方羞己事先确定，可计算出判断阀为

43、G= 0.103Bq/kg且（A.2. 2）。A. 3.3 探测限的计算探测限p；可用表2中的公式（27）计算。当Ro视为Po的估计值时，探测限为：p; =0.01832s。这相当于活度：0.01832s1 g = = 0.63Bq/kg D 0.51 0.57 O.lOOkg 住：如果化学分离的方差巳事先确定，可计算出探恻限为g= 0.35Bq/kg见（A.2. 3）。A. 3.4 结果和置信区间净计数率为：R与Rb- Ro= (0.067 99- 0.02723) s1 = 0.04076 s斗。相当于活度：0.04076s1 A = : 1.40Bq/kg D 0.51 0.57 O.l

44、OOkg 置信区间的a可由表2中公式（29）计算，对于（1-） = 0.95, t(l-yJ) = t(0.95,8) = 2.31 a= 0.01095s. 由此得置信区间为：0.0298s1 5, Pn 0.0517正Io OU L民, nyl m响到h尸AJ nu 度JP为土活刷、果钊于问结阳、当旺终二1i 1E却A13 EJ丁1204.2-2006 参考文献l ALTSCHULER, B. and PASTERNACK, B. Health Physics 9(1963), pp. 293-298 2 CHUNG, K.L. Elementary probability theory

45、with stochastic processes.Springer Verlag,Berlin 1979 3 CURRIE, L.A. Limits for Qualitative Detection and Quantiative Determination. Anal. Chem. 40 ( 1968), pp586-593 4 FELLER, W. An Introduction to Probability Theory and Applications. Wiley, New York, 1968,3rd ed 5 HARTUNG, J. Statistik. Oldenbourg Verlag, MUnchen un Wi