检测和校准结果质量的保证中监控方法及其判断

1、检测和校准结果质量的保证中监控方法及判断一、概述在 CNAS-CL01：2006检测和校准实验室能力认可准则中：5.9 检测和校准结果质量的保证5.9.1 发现其发展趋势，如可行，应采用统计技术对结果进行审查。这种监控应有计划并加以评审，可包括（但不限于）下列内容：内部质量控制；b、参加实验室间的比对或能力验证计划；c、使用相同或不同方法进行重复检测或校准；d、对存留物品进行再检测或再校准；e、分析一个物品不同特性结果的相关性；5.9.2 应分析质量控制的数据，当发现质量控制数据将要超出预先确定的判据时，应采取有计划的措施来纠正出现的问题，并防止报告错误的结果。在测量工作中，为使检/校结果得到

2、保证，各实验室通常会采用上述多种方法来监控。由于影响实验室检/校结果质量的因素很多，包括人员、设备、设施与环境条件，样品、方法、测量的准确性进行验证。CNAS-CL01：2006 中的 5.9.1 条所提出的监控方法就是对检/校结果是否准确、可靠进行实验验证，找出造成结果失准的因素，或者由结果发现其发展趋势，以便及时采取纠正措施或预防措施，以防结果失准的再一次发生或预防其发生。二、各种监控方法及其判断1、采用统计技术对结果实施监控图。对于某个需要监控的测量过程，首先应选定核查标准进行测量，建立过程参数。核查标准应选择与被测对象的测量范围、准确度等级等指标接近的而又具有较为稳定性的仪器、实物量具

3、、量数值的描点序列，参见图 统称为控制线。若控制图中的描点落在UCL 和 LCL之外，或描点在 UCL 和 LCL 之间的排列不随机，则表示过程出现了异常。1UCL样本统计量数值CLLCL01234567时间图1 控制图示例n5）者用极差控制图，测量次数多者（n 10）用标准差控制图。其反映的都是分散性参数。另外常用的控制图还有均值一极差（xR）控制图,均值一标准差（xs）控制图,中位值一极差（x R）控制图。均值（中位值）控制图主要用于观察测量结果平均（中位）值的变化情况，而极差（标准差）控制图主要用于观察测量结果分散的情况，将二者联合运用，可以观察测量结果的变化。对控制图的画法及判断，可参

4、考测量设备期间核查方法及判断一文。2、使用有证标准物质进行监控用有证标准物质对仪器设备或计量标准进行检测，是最方便，也是最有效的方法。1）当有证标准物质的扩展不确定度小于或等于仪器设备的最大允许误差的 1/3 时，相当于为：y y1 （1）2式中： y 仪器设备或计量标准测量标准物质所得的示值；1y 标准物质证书所赋予示值；2MPE 仪器设备或计量标准的最大允许误差。2）当有证标准物质的扩展不确定度大于仪器设备的最大允许误差的 1/3 时，相当于盲样试断公式为：y y1U U （2）22212式中： y 仪器设备或计量标准测量标准物质所得的示值；1y 标准物质证书所赋予示值；2U 测量结果 y

5、 的扩展不确定度，=2；211U 标准物质赋值的扩展不确定度，=2。223、参加实验室间的比对方面存在的差距，以正确识别实验室技术运作过程中存在的问题。2评价方法，然后按预先确定的方案实施，最后进行实验室比对结果的评价，编制评价报告。花瓣式（如图 况下，采用园环式比对；如被测物品稳定性比较好，则可采用花瓣式；否则只能采用星形式。对要相当好。AGBGBGBFACFACFCDEEEDD(a) 园环式(b) 星形式(c) 花瓣式图2 校准实验室量值比对路径图A表示主导实验室； B、C、D、E、F、G表示参加实验室参加实验室间比对属于外部质量控制活动，目的是验证实验室的检/校结果与其他实验室的检/校结

6、果相比较，以确定其不一致性是否控制在公认的允许范围内。1）由两个实验室之间进行的比对一个标准溯源的，但这时一般其相关性很小而可以忽略不计。故其判断式为：y y U U （3）221212式中： y 主实验室测量结果；1y 比对实验室测量结果；2U2 主实验室测量结果的扩展不确定度，=2；1U2 对比实验室测量结果的扩展不确定度，=2。2若两实验室的测量不确定度相同，即U U U ，则12y y U （4）12若两实验室的测量不确定度相差较大，若U U ，那么U 可忽略，则122y y U （5）121若标准有规定，两实验室间复现性为R，则y y R（6）123所谓复现性限 ，就是两实验室在规定

7、条件下所测得测量结果的最大允许误差限。R=2，则y y （7）12式中：MPE仪器设备或计量标准的最大允许误差。证明：仪器设备或计量标准经检定合格，其测量结果满足均匀分布，故 y 、 y 的由仪器误12差所引入的标准不确定度均为u u u，由于两者的分布均为均匀分布且宽度相等，其合MPE312 附录 k =1.90 U U U k u90MPE12953 y yU U U 1.90 21.55MPE22312122）由多个实验室之间进行的比对对于有多个实验室参加的比对，要求各实验室测量相同的被测对象，并提供测量结果及其测量不确定度。若被测对象已由测量的权威机构进行过测量，并给出了其参考值U (

8、=2)，则y 及扩展不确定度 yU （8）refy U22labreflab式中： y 参加比对的实验室的测量结果；y 参考实验室提供的测量结果；U 参加比对的实验室提供的扩展不确定度，=2；U 参考实验室提供的扩展不确定度，=2。说明：由式（7）可知，比对的结论与实验室所提供的扩展不确定度 U 有关，U 越大， U不能低于此值。实验室所提供的测量结果的平均值y 来作为参考值，则y y iU （9）labn1n式中： y 第 i 个实验室测量结果；iy n 个实验室测量结果的平均值；参加比对实验室的个数；nU 各实验室具有的相同的测量不确定度。证明：设：第一个实验室测量结果为 y ，则1 y

9、y y 1y2yy1 y yn111n112nnnnn等式两边求方差： y y 1 u2 yu2n12u2y2u y 221112nnnn4 u(y ) u y 则 y y 11n u22u2y n12u2 yn11nn u (y)n122n1 22nnn 2nn1 u (y)22 n2u(y)2n1n u(y y) u y 或者 U(y y) U y n1nn1nn1Un11lab 根据 y U y y y U y y n1U11labn即： Uy y n11labn式中因子1是由于相关性存在的原因，因为当y 改变时，会引起平均值y 的改变。n1n1y 个特别大（或小）的离群值时，其对平均值

10、的影响远大于正常值，而平均值的改变会影响其它实验室的比对结果，因此一般不以参加比对的实验室测量结果的平均值作为参考值。如果按照3s原则或Grubbs差，以Z比分数评价实验室检测结果是否满意，它是实验室间变异和实验室内变异之综合体现。故其判断式为：y yZ （10）中i式中： 稳健Z比分数；Zy 参加实验室对样品测量结果；iy 所有参加实验室对样品测量结果的中位值；中NIQR所有参加实验室对样品测量结果的标准四分位数间距。 值3中位值是两个中心值的平均值，即 x 1 /2如果N 是奇数，那么中位值是一个单一的中心值，即x N；如果N 是偶数，NNx1 /2。见图322Q22、四分位数间距（IQR

11、观察值的一半。数值越大，说明分散程度越大；反之，说明分散程度越小。高四分位数（Q）指全部观察值中有四分之一的观察值比它大的一个值；低四分位数（Q）是全部值131观察值中有四分之一的观察值比它小的一个值。故IQR= Q-Q。31间距（IQR）乘以系数0.7413，使之成为标准正态分布的平均数为零，标准差为1，即35举例：表 1某次实验室对样品测量比对结果表 2 按数值从大到小排列测量结果4.203.003.002.952.852.702.752.782.852.702.682.742.042.902.632.482.432.482.302.702.302.002.111.85结果判断离群满意满意

12、满意满意满意满意满意满意满意满意满意满意满意满意满意满意满意满意满意满意满意满意可疑测量结果4.203.003.002.952.902.852.852.782.752.742.702.702.702.682.632.482.482.432.302.302.112.042.001.85234567891011121314151617181920212223241112131415161718192021-1.11-1.95-1.64-2.36222324由表 2 可计算：243230y 2.70中Q 285Q 23653120.7413(2.85-2.365)0.35953据此可计算出各实验室的

13、 Z 值，已列于表 1 中。Z 值的判断：当 Z 2 时，测量结果出现于该区间的概率在 95%左右，通过，即满意；当 2Z 3 时，测量结果出现于该区间的概率在4%左右，可疑，应查找原因；当 Z 3 时，测量结果出现于该区间的概率在 1%左右，为小概率事件，离群，不满意。64、参加能力验证计划间比对，它是由认可机构或其授权/认可的机构组织和运作的；所谓实验室间比对，是由其他机相同的。和结果的评价可参考利用实验室间比对的能力验证计划一文。5、使用相同或不同方法进行重复检测或校准1）使用相同方法进行复检/校为使测量结果得到监控，在实验室内可采用复检/校的方法，即对样品测量二次，于是就必规定得过大，

14、可能会将含有异常值的混于其中，从而影响测量结果的可靠性；允差规定得过小，也就是控制过严，会将原本是正常的测量结果舍去而重新进行测量。这样不仅会使工作量增加，之间的允差就显得非常重要。（1）同一人员使用相同仪器进行复检 /校（重复性试验）f(y)若被测量为 y 和 y ，12两次测量结果之差为：y y y y的12数学期望应为零。（y -y ）y如果将问题转化一下，将 y视为需要测012(y)量的被测量，由于y的数学期望为零，显然 y之值应在其不确定度 U y 范围内才是合U(y)=2u(y)图4 正态分布示意图理的（见图 结果之间的允差的问题，就成为评定被测量y的测量不确定度问题。由于是在同一

15、实验室内用同一种方法进行复检/校，因此两次测量的所有不确定度分量及其大小均相同。当评定y的不确定度时，原先的每一个分量将两次起作用。两个相同分量对被测量y数为零。即该分量对y来说起两次作用。而由系统效应引起的不确定度分量，在两次测量中是 完全相关的，且相关系数为-1。即它们对测量结果y及其不确定度U y 没有贡献。故其判断式为： y y1U U y 2 2 u u .u （11）21222n2式中： y 第一次测量结果；1y 第二次测量结果；27 由随机效应引起的扩展不确定度， =2；U yku ,u .u 由随机效应引起的各标准不确定度分量。12n 一般来说，在 y yU U y 2 u y

16、 中，12c单一测量值的重复性 u y 由以下分量结成： 被测物品分辨力或读数误差c仪器设备/计量标准的准确度起的不确定度分量0.29 大于重复性引起的不确定分量，可由代替。因此，只需考虑由重复x性引起的不确定分量就可以了。 .222若已知：S，则n12n1 y y U 2 u y 2 2S（12）12c 根据检定规程，重复性一般为测量仪器的最大允许误差的 ，现取 ，则111332 y y U y 2 u y MPE 094MPE （13）2 2312c若检定规程规定用测量3 X X 、1312 y y （14）131212当标准要求两次测量之差不得超过重复性限 r 时，则y y r （15）

17、12（2）同一人员采用不同仪器设备/计量标准进行复检/校（设备比对）a 和a a为其最大允许误差限）则1243y y a a （16）222121若两台仪器设备/计量标准的准确度等级相同，则4y y 2a1.88MPE （17）312证明：设： y 的重复性为S ，最大允许误差限为a ，111y 的重复性为S ，最大允许误差限为a ，222当a a 则12 y y U U U u y u y2222121212cc 2 S 2S 22 2a2aa23a2a293a212311922129932 a a a a222222234311当a =a 则12y y 2a1.88MPE41238（3）不

18、同人员使用同一仪器设备/计量标准进行复检/校（人员比对）（4）不同人员使用不同仪器设备/计量标准进行检/校此测量中，由于方法、环境相同外，人员和仪器都不同，人员间操作误差带来不确定度的分2）使用不同方法进行复检/校当使用不同方法时，不管是相同或不同人员，是在同一或不同仪器设备上进行复检/校，基故其一般判断式为：y y U U （18）221212式中： y 用方法 1 所得测量结果；1y 用方法 2 所得测量结果；2U 用方法 1 测量时， y 的扩展不确定度，=2；11U 用方法 2 测量时， y 的扩展不确定度，=2。22U 、U 的取值，即可由不同方法来评定，也可参照 1）中各种判断公式

19、来处理。126、对留存物品进行再检测或再校准这里的再检/校，是对留存物品由同一人员和同一仪器设备/计量标准再检/校一次，若时间不长，相当于使用相同方法进行复检/校。1）对一般的留存物品，其判断公式可为： y y U y U y 2 2u u .u （19）2222121n式中： y 对物品第一次测量结果；1y 对留存物品再一次测量结果；2 由随机效应引起的扩展不确定度， =2；U yku u 由随机效应引起的各标准不确定度分量。1n2）对性能较为稳定的物品或核查标准其判断公式为：y y （20）12式中： y 第一次检/校测量结果；1y 对留样再一次检/校测量结果；2MPE仪器设备/计量标准的最大允许误差。公式为：y y （21）U12式中：仪器设备/计量标准的修正值的扩展不确定度，=2。97、分析一个物品不同特性结果的相关性的介绍。可以间接地用一个参数的量值来核查另一个参数量值的准确程度。如直流功率NI R 2，2VR测得 N 值后，可由R 或 R 来核查三者之间的相关性。通常采取不同特性参数之间，存在线性关系的检验方法，即用直线方程 ，其中斜率为 a，截距为 b 以及相关系数 ry b可用最小二乘法求得。验方法有 t 检验法、F 检验法、相关系数 r 检验法等。8、测量结果监控的后处理检/校结果的质量监控是确保实验室报告结果准