Từ khoá: Số Hiệu, Tiêu đề hoặc Nội dung ngắn gọn của Văn Bản...

Đăng nhập

Quên mật khẩu?   Đăng ký mới
Đăng nhập bằng Google

Số hiệu: TCVN10861:2015 Loại văn bản: Tiêu chuẩn Việt Nam
Nơi ban hành: *** Người ký: ***
Ngày ban hành: Năm 2015 Ngày hiệu lực:
ICS:17.020 Tình trạng: Đã biết

a

hệ số ch phần bị chắn trong mối quan hệ thực nghiệm

B

thành phần độ chệch phòng thí nghiệm

b

hệ số chỉ độ dốc trong mối quan hệ thực nghiệm

c

hệ số trong mối quan hệ thực nghiệm

ci

hệ số độ nhạy

d

hệ số chỉ thị số mũ trong mối quan hệ thực nghiệm

e

sai số ngẫu nhiên trong điều kiện lặp lại

k

thừa số bằng số được dùng làm số nhân của độ không đảm bảo chuẩn tổng hợp u để có được độ không đảm bảo mở rộng U

l

số phòng thí nghiệm

m

giá trị trung bình của các phép đo

N

số các đóng góp trong phép tính độ không đảm bảo tổng hợp

n'

số các đóng góp được tích hợp trong phép tính độ không đảm bảo tổng hợp bổ sung cho dữ liệu nghiên cứu phối hợp

nl

số phép lp do phòng thí nghiệm I thực hiện trong nghiên cứu mẫu chuẩn được chứng nhận

nr

số phép đo lặp

P

số lượng phòng thí nghiệm

Q

số lượng cá thể thử từ mẻ lớn hơn

q

số giá trị được n định đồng thuận trong nghiên cứu phối hợp

rij

hệ số tương quan giữa xixj, nhận giá tr trong khoảng từ -1 đến +1

sb

thành phần phương sai giữa các nhóm biểu thị bằng độ lệch chuẩn

thành phần phương sai giữa các nhóm

sD

độ lệch chuẩn ước lượng hoặc thực nghiệm của các kết quả thu được bằng phép đo lặp lại trên mẫu chuẩn sử dụng để kiểm tra việc kiểm soát độ chệch

sinh

độ không đảm bảo gắn với tính không thuần nhất của mẫu

thành phần phương sai gắn với tính không thuần nhất của mẫu

độ lệch chuẩn lặp lại được ước lượng với vl bậc tự do đối với phòng thí nghiệm I trong quá trình kiểm tra xác nhận độ lặp lại

sL

độ lệch chuẩn liên phòng, ước lượng hoặc thực nghiệm

ước lượng đã hiệu chỉnh của độ lệch chuẩn gn với B trong đó sL phụ thuộc vào đáp ứng

phương sai được ước lượng của B

ước lượng của độ lệch chuẩn trong phòng thí nghiệm; độ lệch chuẩn ước lượng cho e

ước lượng đã hiệu chỉnh của độ lệch chuẩn trong phòng thí nghiệm, trong đó đóng góp phụ thuộc vào đáp ứng

phương sai được ước lượng của e

sR

độ lệch chuẩn tái lập được ước lượng

ước lượng của độ lệch chuẩn tái lập được hiệu chỉnh cho ước lượng phòng thí nghiệm của độ lệch chuẩn lặp lại

ước lượng đã hiệu chỉnh của độ lệch chuẩn tái lập tính được từ mô hình thực nghiệm, trong đó đóng góp phụ thuộc vào đáp ứng

sW

ước lượng của độ lệch chuẩn trong phòng thí nghiệm rút ra từ các phép lặp hoặc nghiên cứu độ lặp lại khác

thành phần phương sai trong nhóm được ước lượng (thường là thành phần phương sai trong phòng thí nghiệm)

độ lệch chuẩn được ước lượng của độ chệch  đo được trong nghiên cứu phối hợp

s(Dy)

độ lệch chuẩn phòng thí nghiệm của các khác biệt trong quá trình so sánh giữa phương pháp thông thường với phương pháp chính thức hoặc với giá trị được ấn định bằng sự đồng thuận

độ không đảm bảo gắn với d do độ không đảm bảo của việc ước lượng d khi đo chuẩn đo lường quy chiếu hoặc mẫu chuẩn có giá trị chứng nhận

độ không đảm bảo gắn với giá trị chứng nhận

u(xi)

độ không đảm bảo gắn với giá trị đầu vào xi; cũng là độ không đảm bảo gắn với x'i, trong đó xi x'i ch khác nhau một hằng số

u(y)

độ không đảm bảo chuẩn tổng hợp gắn với y, trong đó

ui(y)

đóng góp vào độ không đảm bảo tng hợp trong y gắn với giá trị xi. Theo định nghĩa u(y) ở trên, ui(y) = ciu(xi)

u(yi)

độ không đảm bảo chuẩn tổng hợp gắn với kết quả hoặc giá trị được ấn định yi,

u(Y)

độ không đảm bảo tổng hợp đối với kết quả Y = f(y1, y2,...), trong đó

u2y

độ không đảm bảo chuẩn tổng hợp gắn với y, biểu th như phương sai

uinh

độ không đảm bảo gắn với tính không thuần nhất của mẫu

U

độ không đảm bảo mở rộng, bằng k lần độ không đảm bảo chuẩn u

U(y)

độ không đảm bảo mở rộng trong y, trong đó U(y) = ku(y), trong đó k là hệ số phủ

xi

giá trị của đại lượng đầu vào thứ i trong phép xác định kết quả

x'i

độ lệch của giá trị đầu vào th i so với giá trị danh nghĩa của x

Y

kết quả tổng hợp được tạo thành như là hàm của các kết quả yi khác

yi

kết quả đối với cá thể thử thứ i từ phương pháp chính thức trong quá trình so sánh các phương pháp hoặc giá tr được ấn định trong so sánh với các giá trị được ấn định bằng đồng thuận

kết quả đối với cá thể thử thứ i từ phương pháp thử thông thường trong quá trình so sánh các phương pháp

y0

giá trị được ấn định cho thử nghiệm thành thạo

D

độ chệch phòng thí nghiệm

Dl

ước lượng độ chệch của phòng thí nghiệm l, bằng trung bình phòng thí nghiệm m, trừ đi giá tr chng nhận,

trung bình độ chệch phòng thí nghiệm trong quá trình so sánh phương pháp thông thường với phương pháp chính thức hoặc với giá trị được ấn định bằng đồng thuận

d

độ chệch nội tại của phương pháp đo được sử dụng

độ chệch ước lượng hoặc đo được

m

kỳ vọng chưa biết của kết quả lý tưởng

giá trị chứng nhận của mẫu chuẩn

s0

độ lệch chuẩn đối với thử nghiệm thành thạo

sD

giá trị đúng độ lệch chuẩn của kết quả thu được bằng phép đo lặp lại trên mẫu chuẩn sử dụng đ kiểm tra việc kiểm soát độ chệch

sL

độ lệch chuẩn liên phòng thí nghiệm; độ lệch chuẩn của B

phương sai của B; phương sai liên phòng thí nghiệm

sr

độ lệch chuẩn trong phòng thí nghiệm; độ lệch chuẩn của e

phương sai của e; phương sai trong phòng thí nghiệm

sw

độ lệch chuẩn trong nhóm

sw0

độ lệch chuẩn yêu cầu đối với hiệu năng thích hợp [xem TCVN 8056 (ISO Guide 33)]

veff

bậc tự do hiệu dụng đối với độ lệch chuẩn của, hoặc độ không đảm bảo gắn với, kết quả yi

vi

bậc tự do gắn với đóng góp thứ i vào độ không đảm bảo

vl

bậc tự do gắn với ước lượng sl của độ lệch chuẩn đối với phòng thí nghiệm l trong quá trình kiểm tra xác nhận độ lặp lại

5  Nguyên tắc

5.1  Các kết quả riêng lẻ và hiệu năng quá trình đo

5.1.1  Độ không đảm bảo đo liên quan đến các kết quả riêng lẻ. Ngược lại, độ lặp lại, độ tái lập và độ chệch liên quan đến hiệu năng của quá trình đo hoặc thử. Đối với các nghiên cứu trong tất cả các tiêu chuẩn thuộc bộ TCVN 6910 (ISO 5725), quá trình đo hoặc thử sẽ là một phương pháp đo đơn lẻ, được sử dụng bi tất cả các phòng thí nghiệm tham gia trong nghiên cứu. Chú ý là đối với mục đích của tiêu chuẩn này, phương pháp đo giả định là được thực hiện với hình thức một th tục đo chi tiết đơn lẻ [như định nghĩa trong TCVN 6165:2009 (ISO/IEC Guide 99:2007), 2.6]. Hàm ý trong tiêu chuẩn này là số liệu về hiệu năng quá trình rút ra từ nghiên cứu hiệu năng phương pháp có liên quan đến tất cả các kết quả đo riêng lẻ mà quá trình tạo ra. Có thể thấy rng giả định này đòi hỏi bằng chứng hỗ trợ dưới dạng dữ liệu kiểm soát và đảm bảo chất lượng thích hợp đối với quá trình đo (Điều 7).

5.1.2  Phần dưới đây cho thy rng những khác biệt giữa các cá th thử đơn lẻ có thể cần được tính đến thêm, nhưng với cảnh báo đó, sẽ không cần thực hiện các nghiên cứu về độ không đảm bảo riêng r và chi tiết cho từng cá thể thử đối với quá trình đo ổn định và được mô tả rõ.

5.2  Khả năng áp dụng dữ liệu độ tái lập

Việc áp dụng tiêu chuẩn này dựa trên hai nguyên tắc.

- Một là, độ lệch chuẩn tái lập thu được trong nghiên cứu phối hợp là cơ sở hợp lý cho việc đánh giá độ không đảm bảo đo (xem A.2.1).

- Hai là, những ảnh hưởng không quan sát được trong bối cảnh nghiên cứu phối hợp phải chứng tỏ là không đáng kể hoặc được tính đến một cách rõ ràng. Nguyên tắc thứ hai này được áp dụng bằng việc mở rộng mô hình cơ bản sử dụng cho nghiên cứu phối hợp (xem A.2.3).

5.3  Phương trình cơ bản dùng cho mô hình thống kê

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

                        (1)

trong đó

y là kết quả đo, giả định được tính từ hàm thích hp:

m là kỳ vọng (chưa biết) của kết quả lý tưởng;

d là số hạng thể hiện độ chệch nội tại của phương pháp đo;

B là thành phần độ chệch phòng thí nghiệm;

x'i độ lệch so với giá trị danh nghĩa của xi;

ci hệ số độ nhạy, bằng y/xi;

e là số hạng sai số ngẫu nhiên trong điều kiện lặp lại.

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Vì độ lệch chuẩn quan sát được của độ chệch phương pháp, d, độ chệch phòng thí nghiệm, B, và sai số ngẫu nhiên, e, là thước đo độ phân tán tổng thể trong các điều kiện nghiên cu phối hợp, nên tổng bao trùm những ảnh hưởng thuộc về các độ lệch khác với những độ lệch nằm trong d, B hoặc e, và do đó tổng này cung cấp một phương pháp kết hợp các ảnh hưởng của những hoạt động không được tiến hành trong quá trình nghiên cứu phối hợp.

Ví dụ về các hoạt động này bao gồm:

a) việc chuẩn bị cá thể thử tiến hành trên thực tế cho từng cá thể thử, nhưng tiến hành trước khi đưa vào trong trường hợp nghiên cứu phối hợp;

b) ảnh hưởng của việc lấy mẫu con trên thực tế khi cá thể thử được đưa vào nghiên cứu phối hợp thường được thuần nhất hóa trước khi nghiên cứu. x'i được giả định là có phân bố chuẩn với kỳ vọng "không" và phương sai u2(xi).

Thuyết minh về mô hình này được trình bày chi tiết trong Phụ lục A để tham khảo.

CHÚ THÍCH: Sai số thường được định nghĩa là chênh lệch giữa giá trị quy chiếu và kết quả. Trong GUM, "sai số" (một giá trị) được phân biệt rõ vi "độ không đảm bảo" (độ phân tán của các giá trị)). Tuy nhiên, trong ước lượng độ không đảm bảo, điều quan trọng là mô tả độ phân tán do các ảnh hưởng ngẫu nhiên và đưa chúng vào trong một mô hình rõ ràng. Đối với mục đích hiện tại, điều này đạt được bằng cách đưa vào "số hạng sai số" với kỳ vọng "không" như trong công thức (1) ở trên.

5.3.2. Với mô hình mô tả bởi Công thức (1), độ không đảm bảo u(y) gắn với một quan trắc có thể được ước lượng bằng cách sử dụng Công thức (2).

                     (2)

trong đó

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

 là phương sai ước lượng của e;

 là độ không đảm bảo gắn với d do độ không đảm bảo của ước lượng d khi đo chuẩn đo lường quy chiếu hoặc mẫu chuẩn có giá trị được chứng nhận ;

u(xi) là độ không đảm bảo gắn với x'i.

Với độ lệch chuẩn tái lập sR được cho bởi ,  có thể được thay thế cho và Công thức (2) rút gọn thành Công thức (3):

                (3)

5.4  Dữ liệu độ lặp lại

Có thể thấy rng dữ liệu độ lặp lại sử dụng trong tiêu chuẩn này chủ yếu để kiểm tra độ chụm, mà khi kết hợp với các thử nghiệm khác, khẳng định rng một phòng thí nghiệm cụ thể có thể áp dụng dữ liệu độ tái lập và độ đúng trong các ước lượng độ không đảm bảo của mình. Dữ liệu độ lặp lại cũng được sử dụng khi tính toán thành phần tái lập của độ không đảm bảo (xem 7.3 và Điều 11).

6  Đánh giá độ không đảm bảo bằng cách sử dụng ước lượng độ lặp lại, độ tái lập và độ đúng

6.1  Quy trình đánh giá độ không đảm bảo đo

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

a) Có được các ước lượng của độ lặp lại, độ tái lập và độ đúng của phương pháp được sử dụng từ thông tin đã công bố về phương pháp.

b) Xác minh xem độ chệch phòng thí nghiệm đối với các phép đo có nằm trong phạm vi giá trị kỳ vọng trên cơ sở dữ liệu thu được ở 6.1 a) hay không.

c) Xác minh xem độ chụm thu được qua các phép đo hiện tại có nằm trong phạm vi giá tr kỳ vọng trên cơ sở các ước lượng của độ lặp lại và độ tái lập thu được 6.1 a) hay không.

d) Xác định mọi ảnh hưởng đến phép đo chưa được tính đến đầy đủ trong các nghiên cứu đề cập ở 6.1 a), và định lượng phương sai có thể phát sinh từ những ảnh hưởng này, có tính đến hệ số độ nhạy và độ không đảm bảo đối với từng ảnh hưởng.

e) Trường hợp độ chệch và độ chụm đều được kiểm soát, như chỉ ra trong ở 6.1 b) và c), kết hợp ước lượng độ tái lập [6.1 a)] với độ không đảm bảo gắn với độ đúng [6.1 a) và b)] và tác động của các ảnh hưởng bổ sung [6.1 d)] để tạo thành ước lượng độ không đảm bảo tổng hợp.

Các bước khác nhau này được mô tả chi tiết hơn trong Điều 7 đến Điều 11.

CHÚ THÍCH: Tiêu chuẩn này giả định rằng khi độ chệch không được kiểm soát, hành động khắc phc được thực hiện để đưa quá trình trở lại trạng thái kiểm soát.

6.2  Khác biệt giữa độ chụm kỳ vọng và độ chụm thực tế

Khi độ chụm trong thực tế khác với độ chụm được kỳ vọng từ nghiên cứu ở 6.1 a), thì các đóng góp gắn với độ không đảm bảo cần được hiệu chỉnh. Việc hiệu chỉnh các ước lượng độ tái lập cho trường hợp chung trong đó độ chụm gần tỷ lệ với mức đáp ứng được mô tả trong 8.5.

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

7.1  Quy định chung

Kết quả của nghiên cứu phối hợp đưa ra các chỉ số hiệu năng (sR, sr) và, trong một số trường hợp, ước lượng độ chệch của phương pháp, chúng tạo thành "quy định kỹ thuật" về hiệu năng của phương pháp. Khi chấp nhận phương pháp cho một mục đích xác định của nó, phòng thí nghiệm thường mong muốn chứng tỏ rằng mình đáp ứng "quy định kỹ thuật" này. Trong hầu hết các trường hợp, điều này đạt được nhờ các nghiên cứu nhm xác nhận việc kim soát độ lặp lại (xem 7.3) và thành phần độ chệch phòng thí nghiệm (xem 7.2), và bằng việc kiểm tra liên tục hiệu năng [kiểm soát chất lượng và đảm bảo chất lượng (xem 7.4)].

7.2  Chứng minh việc kiểm soát thành phần độ chệch phòng thí nghiệm

7.2.1  Yêu cầu chung

7.2.1.1  Trong việc áp dụng một phương pháp, phòng thí nghiệm cần chứng minh rằng độ chệch được kiểm soát, nghĩa là thành phần độ chệch phòng thí nghiệm nằm trong phạm vi được kỳ vọng từ nghiên cứu phối hợp. Các mô tả sau đây giả định rng việc kiểm tra độ chệch được thực hiện trên vật liệu có giá trị quy chiếu gần giống với cá thể thực tế được thử nghiệm thường xuyên. Trường hp vật liệu sử dụng cho việc kiểm tra độ chệch không có giá trị quy chiếu gần với giá trị của vật liệu được thử thường xuyên thì đóng góp của độ không đảm bảo thu được cần được hiệu chỉnh theo quy định trong 8.4 và 8.5.

7.2.1.2  Nói chung, việc kiểm tra thành phần độ chệch phòng thí nghiệm tạo ra sự so sánh giữa các kết quả của phòng thí nghiệm với giá trị quy chiếu nào đó, và tạo nên ước lượng của B. Công thức (2) cho thấy, độ không đảm bảo gắn với độ biến động trong B được thể hiện bng sL, bản thân nó đã bao gm trong sR. Tuy nhiên, do chính việc kiểm tra độ chệch cũng có sự không chắc chắn, nên độ không đảm bảo của việc so sánh về nguyên tắc sẽ làm tăng độ không đảm bảo của kết quả thu được trong các ứng dụng tương lai của phương pháp. Vì lý do này, điều quan trọng là phải chắc chắn để độ không đảm bảo gắn với việc kiểm tra độ chệch nhỏ so với sR (lý tưởng là nhỏ hơn 0,2 sR) và hướng dẫn dưới đây giả định độ không đảm bảo gắn với việc kiểm tra độ chệch là không đáng kể. Trong trường hợp này, và không có bng chứng nào về thành phần độ chệch phòng thí nghiệm vượt quá giá trị này, thì áp dụng Công thức (3) mà không cần thay đổi gì. Trường hợp độ không đảm bảo gn với việc kiểm tra độ chệch lớn thì cần thận trọng tăng độ không đảm bảo được ước lượng trên cơ sở Công thức (3), ví dụ, bằng cách đưa vào trong bảng thành phần độ không đảm bảo (3.15) các hạng mục bổ sung.

Trường hợp nghiên cứu phối hợp độ đúng cho biết phương pháp có độ chệch đáng kể thì cn tính đến độ chệch đã biết của phương pháp khi đánh giá độ chệch phòng thí nghiệm, ví dụ bằng cách hiệu chỉnh các kết quả đối với độ chệch phương pháp đã biết.

7.2.2  Phương pháp chng minh việc kiểm soát thành phần độ chệch phòng thí nghiệm

7.2.2.1  Quy định chung

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

7.2.2.2  Nghiên cứu về mẫu chuẩn được chứng nhận hoặc chuẩn đo lường

Phòng thí nghiệm l cần thực hiện nl phép đo lặp trên chuẩn quy chiếu trong điều kiện lặp lại, để tạo thành ước lượng Dl (bằng trung bình phòng thí nghiệm m trừ đi giá trị được chứng nhận ) của độ chệch trên vật liệu này. Trong thực hành, nl cần được chọn sao cho độ không đảm bảo . C ý là, nói chung, chuẩn quy chiếu này không giống như chuẩn đo lường đã được sử dụng trong đánh giá độ đúng của phương pháp. Ngoài ra, Dl thường không bằng B. Theo TCVN 8056 (ISO Guide 33)[14] với thay đổi tương ứng về ký hiệu, quá trình đo được xem là thực hiện đầy đủ nếu

|Dl| < 2sD                                         (4)

sD trong Công thức (4) được ước lượng bởi sD, cho bởi Công thức (5):

                             (5)

trong đó

nl  là số lần lặp bởi phòng thí nghiệm l;

sw là độ lệch chuẩn trong phòng thí nghiệm đối với ni lần lặp hoặc rút ra từ các nghiên cứu độ lặp lại khác;

sL là độ lệch chuẩn liên phòng thí nghiệm rút ra từ nghiên cứu phối hợp.

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

CHÚ THÍCH 1: Phòng thí nghiệm được tự do chọn chuẩn mực chặt chẽ hơn so với công thức (4), bằng cách sử dụng hệ số nhỏ hơn 2 hoặc sử dụng phép kiểm nghiệm thay thế và nhạy hơn đối với độ chệch.

CHÚ THÍCH 2: Quy trình này giả định rng độ không đảm bảo gắn với giá trị quy chiếu là nh so với sD.

7.2 2.3  So sánh với phương pháp thử xác định đã biết độ không đảm bảo

Phòng thí nghiệm l cần thử số lượng phù hợp nl cá thể thử bằng cách sử dụng cả phương pháp chính thức và phương pháp thử được sử dng trong phòng thí nghiệm, để tạo ra nl cặp giá trị (yi, ), trong đó yi là kết quả từ phương pháp chính thức đối với cá thể thử "i" còn  là giá trị thu được từ phương pháp thử thông thường đối với cá thể thử "i". Sau đó, phòng thí nghiệm cần tính độ chệch trung bình  bằng cách sử dụng Công thức (6) và độ lệch chuẩn của các hiệu s(Dy) như trong Công thức (7).

                 (6)

(7)

trong đó

Trong thực tế, nl cần được chọn sao cho độ lệch chuẩn . Tương tự với Công thức (4) và (5), quá trình đo được xem là thực hiện đầy đủ nếu  trong đó . Trong trường hợp này, sử dụng Công thức (3) mà không cần thay đi gì.

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

CHÚ THÍCH 2: Quy trình này giả định rằng độ không đảm bảo chuẩn gắn với phương pháp quy chiếu là nhỏ so với sD và độ lệch  có thể được giả đnh là phát sinh từ tổng th có phương sai gần bng hằng số.

7.2.2.4  So sánh với phòng thí nghiệm khác sử dụng cùng phương pháp

Nếu phòng thí nghiệm l tham gia vào hoạt động phối hợp thêm (ví dụ, thử nghiệm thành thạo như xác định trong TCVN ISO/IEC 17043), từ đó nó có thể ước lượng độ chệch, thì dữ liệu đó có thể được sử dụng để xác nhận việc kiểm soát độ chệch, có th có hai trường hợp.

a) Công việc liên quan đến thử nghiệm một chuẩn đo lường hoặc mẫu chuẩn có giá trị và độ không đảm bảo được ấn định độc lập. Khi đó, áp dụng đúng quy trình nêu trong 7.2.2.2.

b) Việc so sánh tạo ra q (≥ 1) giá trị ấn định y1, y2,.... yq bằng sự đng thuận. Khi đó, phòng thử nghiệm, có các kết quả được thể hiện bằng , cần tính độ chệch trung bình  theo Công thức (8) và độ lệch chuẩn s(Dy) đối với các trung bình đồng thuận như trong Công thức (9).

                    (8)

                   (9)

trong đó .

Quá trình đo được xem là thực hiện đầy đủ nếu  trong đó . Trong trường hợp này, sử dụng Công thức (3) mà không cần thay đổi gì.

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

CHÚ THÍCH 2: Trong một số chương trình thử nghiệm thành thạo, tất cả các kết quả của  thu được được chuyển đổi thành đim số , bằng cách trừ đi giá trị ấn định yi và chia cho độ lệch chuẩn s0 của th nghiệm thành thạo (TCVN ISO/IEC 17043). Trong trường hợp này, và khi độ lệch chuẩn của thử nghiệm thành thạo nhỏ hơn hoặc bằng sR của phương pháp, điểm số z trung bình nằm giữa ±2 / đối với q giá trị ấn định cung cấp đ bng chứng về kiểm soát độ chệch. Điều này thuận tiện cho tính toán và kém nhạy với giả định về phương sai là hằng số trong Chú thích 1, nhưng cần chú ý rằng đây thường là chuẩn mực chặt chẽ hơn so với mô tả trong 7.2.2.4. Phòng thí nghiệm được tự do sử dụng các chuẩn mực chặt chẽ hơn (xem Chú thích 3) nhưng việc tính toán mô t ở 7.2.2.4 là cần thiết để đảm bảo tính tương đương.

CHÚ THÍCH 3: Phòng thí nghiệm được tự do sử dụng các chuẩn mực chặt chẽ hơn.

7.2.3  Phát hiện thành phần độ chệch lớn của phòng thí nghiệm

Như lưu ý trong phần phạm vi áp dụng, tiêu chuẩn này chỉ áp dụng trong trường hợp thành phần độ chệch phòng thí nghiệm được kiểm soát một cách rõ ràng. Khi phát hiện độ chệch bị vượt quá, giả định rằng sẽ thực hiện hành động để đưa độ chệch về phạm vi yêu cầu trước khi tiến hành các phép đo. Hành động như vậy thường sẽ liên quan đến khảo sát và loại trừ nguyên nhân của độ chệch.

7.3  Kiểm tra xác nhận độ lặp lại

7.3.1  Phòng thử nghiệm / cần cho thấy rằng độ lặp lại của mình nhất quán với độ lệch chuẩn lặp lại thu được trong quá trình nghiên cứu phối hợp. Việc chứng minh tính nhất quán cần đạt được bằng phân tích lặp lại một hoặc nhiều vật liệu thử phù hợp, để thu được (nhờ các kết quả gộp, nếu cần) độ lệch chuẩn lặp lại sl với bậc tự do vl. Giá trị của sl cần được so sánh, bằng cách sử dụng kiểm nghiệm-F mức tin cậy 95 %, nếu cần, với độ lệch chuẩn lặp lại sr rút ra từ nghiên cứu phối hợp. Trong thực tế, cần thực hiện đ số lần lặp để có được vl 15.

7.3.2  Nếu sl tìm được lớn hơn đáng kể so với sr, thì phòng thí nghiệm liên quan cần nhận biết và hiệu chnh nguyên nhân hoặc sử dụng sl thay cho sr trong tất cả các ước lượng độ không đảm bảo tính theo tiêu chuẩn này. Đặc biệt lưu ý là việc này sẽ dẫn đến tăng giá trị ước lượng của độ lệch chuẩn tái lập sR,  được thay bằng , trong đó s'R là ước lượng được hiệu chỉnh của độ lệch chuẩn tái lập. Ngược lại, khi sl nh hơn đáng kể so với sr, thì phòng thí nghiệm cũng có thể sử dụng sl thay cho sr, cung cp ước lượng độ không đảm bảo nhỏ hơn.

Trong tất cả các nghiên cứu độ chụm, điều quan trọng là khẳng định rằng dữ liệu không thay đổi theo xu hướng không mong muốn và kiểm tra xem độ lệch chuẩn sw có thay đổi đối với các cá thể thử khác hay không. Trường hợp độ lệch chuẩn sw không phải là hằng số, có thể thích hợp khi đánh giá độ chụm riêng cho từng lớp cá thể khác nhau hoặc rút ra một mô hình tổng quát (như trong 8.5) về sự phụ thuộc.

CHÚ THÍCH: Trường hợp yêu cầu giá trị độ chụm cụ thể, TCVN 8056 (ISO Guide 33) cung cấp chi tiết v kiểm nghiệm dựa vào với sw0 đặt ở giá trị độ chụm yêu cầu.

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Ngoài việc ước lượng ban đầu độ chệch và độ chụm, phòng thí nghiệm cần có biện pháp thích hợp đ đảm bảo rằng quy trình đo ở trong trạng thái kiểm soát thống kê. C thể, điều này sẽ liên quan đến:

- việc kiểm soát chất lượng thích hợp, bao gồm việc kiểm tra thường xuyên độ chệch và độ chụm. Các kiểm tra này có thể sử dụng cá thể thử hoặc vật liệu ổn định, thuần nhất bất kỳ có liên quan. Đặc biệt khuyến nghị sử dụng biểu đồ kiểm soát chất lượng (xem Tài liệu tham khảo [8] và [9]);

- biện pháp đảm bảo cht lượng, bao gồm việc s dụng nhân sự có trình độ và được đào tạo thích hợp làm việc trong hệ thống quản lý phù hợp.

CHÚ THÍCH: Khi sử dụng biểu đồ kiểm soát, độ lệch chuẩn của các quan trắc kiểm soát chất lượng trong một khoảng thời gian thường cần nh hơn giá trị s'R tính được ở 7.3.2 nếu độ chụm và độ chệch được kiểm soát đy đủ.

8  Thiết lập sự phù hợp cho cá thể thử

8.1  Quy định chung

Trong nghiên cứu phối hợp hoặc ước lượng thước đo độ chụm trung gian theo TCVN 6910-2:2001 (ISO 5725-2:1994) và TCVN 6910-3:2001 (ISO 5725-3:1994), thông thường s là đo các giá trị trên vật liệu thuần nhất hoặc cá thể thử có số loại ít. Thực hành phổ biến là phân phối vật liệu đã được chuẩn bị. Mặt khác, các cá thể thử thường xuyên có thể rt khác nhau và có th đòi hỏi xử lý thêm trước khi thử. Ví dụ, mẫu thử môi trường thường được cung cp ở dạng khô, bột mịn và đồng đều cho mục đích nghiên cứu phối hợp; các mẫu thường xuyên dạng ướt, không thuần nht và chia thô. Vì vậy, theo đó cần nghiên cứu, và nếu cần thì cho phép, những khác biệt như vậy.

8.2  Ly mẫu

8.2.1  Xem xét việc lấy mẫu

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

8.2.2  Tính không thuần nhất

Tính không thuần nhất thường được nghiên cứu thực nghiệm thông qua các nghiên cứu về tính thuần nhất từ đó có thể thu được ước lượng phương sai, thường từ phân tích phương sai (ANOVA) các kết quả lặp trên nhiều cá thể thử, trong đó thành phần phương sai liên cá thể  thể hiện ảnh hưng của tính không thuần nhất. Trường hợp phát hiện vật liệu thử là rất không thuần nhất (sau quá trình thuần nhất hóa quy định bất kỳ), ước lượng phương sai này cần được chuyển trực tiếp thành độ không đảm bảo chuẩn (nghĩa là uinh = sinh). Trong một số tình huống, đặc biệt khi độ lệch chuẩn không thuần nhất tìm được từ mẫu gồm Q cá thể thử lấy từ một mẻ lớn hơn và kết quả trung bình sẽ được áp dụng cho các cá thể khác trong mẻ đó, thì đóng góp của độ không đảm bảo được dựa trên khoảng dự đoán (nghĩa là ). Cũng có thể ước lượng ảnh hưởng của tính không thuần nhất về mặt lý thuyết, bằng cách sử dụng hiểu biết về quá trình ly mẫu và các giả định thích hợp về phân bố lấy mẫu.

8.3  Chuẩn b mẫu và xử lý sơ bộ

Trong hầu hết các nghiên cứu, mẫu được thuần nhất hóa và có thể được ổn định thêm trước khi phân phối. Có thể cần nghiên cứu và cho phép có ảnh hưởng của quy trình xử lý sơ bộ cụ thể áp dụng nội bộ. Thông thường, nghiên cứu như vậy xác minh ảnh hưởng của quy trình lên kết quả đo bằng các nghiên cứu trên vật liệu có tính chất được xác minh gần đúng hoặc chính xác. Ảnh hưởng có thể là thay đổi về độ phân tán hoặc ảnh hưởng hệ thống. Những thay đi đáng kể về độ phân tán cần được dung hòa bằng cách bổ sung hạng mục thích hợp vào bảng thành phần độ không đảm bảo (giả định ảnh hưởng là làm tăng độ phân tán). Trường hợp tìm thấy ảnh hưởng hệ thống đáng kể, thuận tiện nhất là xác định giới hạn trên cho ảnh hưởng đó. Theo các khuyến nghị của GUM, đây có thể được coi như giới hạn của phân bố đối xứng hình chữ nhật hoặc phân bố đối xứng hữu hạn thích hợp khác, và độ không đảm bảo chuẩn ước lượng bằng việc chia na độ rộng của phân bố cho hệ số thích hợp.

8.4  Thay đổi v loại cá th thử

Cần nghiên cứu độ không đảm bảo phát sinh từ thay đổi về loại hoặc thành phần cá th thử so vi được sử dụng trong nghiên cứu phối hợp, khi thích hợp. Thông thường, những ảnh hưởng như vậy cần được dự đoán trên cơ sở các ảnh hưởng được xác minh phát sinh từ các tính cht dạng đống (mà sau đó dẫn đến độ không đảm bảo được ước lượng bằng cách sử dụng cách tiếp cận cơ sở trong GUM) hoặc nghiên cứu bằng cách thay đổi về loại hoặc thành phần cá thể thử (xem Phụ lục B) một cách hệ thống hoặc ngẫu nhiên.

8.5  Biến thiên độ không đảm bảo theo mức của đáp ứng

8.5.1  Hiệu chỉnh sR

Thực tế là một số hoặc hầu hết các đóng góp vào độ không đảm bảo đối với một phép đo cho trước đều phụ thuộc vào giá trị của đại lượng đo. TCVN 6910-2:2001 (ISO 5725-2:1994) xét ba trường hợp đơn giản trong đó độ lệch chuẩn tái lập đối với giá trị m dương cụ thể được mô tả gần đúng bằng một trong các mô hình

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

               (11)

                    (12)

trong đó

là độ lệch chuẩn tái lập được hiệu chỉnh tính từ mô hình gần đúng;

a, b, c d

là hệ số thực nghiệm rút ra từ nghiên cứu của năm hoặc nhiều hơn năm cá thể thử khác nhau có các đáp ứng trung bình m khác nhau (a, bc dương)

Khi áp dụng một trong các công thức từ (10) đến (12), độ không đảm bảo cần dựa trên ước lượng độ tái lập tính được bằng cách sử dụng mô hình thích hợp.

Trường hp áp dụng các quy định của 7.3,  cũng cần phản ánh đóng góp thay đổi của độ lặp lại sr. Đối với hầu hết các mục đích, thay đổi tỷ lệ thuận đơn giản trong  là đủ đáp ứng, đó là

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

trong đó s'R có cùng ý nghĩa như ở 7.3.

8.5.2  Thay đổi của các đóng góp khác vào độ không đảm bảo

Nói chung, khi đóng góp bất kỳ vào độ không đảm bảo có thay đổi so với đáp ứng đo được theo cách thức có thể dự đoán, thì độ không đảm bảo chuẩn liên quan trong y cần được hiệu chnh theo.

CHÚ THÍCH: Khi nhiều đóng góp vào độ không đảm bảo tỷ lệ hoàn toàn với y, thường sẽ thuận tiện khi biểu thị tất c những ảnh hưởng đáng kể dưới dạng ảnh hưởng bội tới y và tt cả độ không đảm bảo được quy về độ lệch chuẩn tương đối.

9  Các yếu tố bổ sung

Điều 8 xem xét các yếu tố chính có thể thay đổi giữa nghiên cứu phối hợp và thử nghiệm thường xuyên. Có khả năng là các ảnh hưởng khác có thể xảy ra trong trường hợp cá biệt cụ thể, do các biến kiểm soát không thay đổi một cách ngẫu nhiên hay cố ý trong quá trình nghiên cứu phối hợp, hoặc do phạm vi lựa chọn của nghiên cứu phối hợp không bao trùm đầy đ các điều kiện thực tế có thể có.

Ảnh hưởng của các yếu tố được duy trì không đi hoặc thay đổi không đ trong nghiên cứu phối hợp cần được ước lượng riêng rẽ, từ biến động thực nghiệm hoặc nhờ dự đoán từ lý thuyết. Trong trường hợp các ảnh hưởng này đáng kể, độ không đảm bảo gắn với các yếu tố như vậy cần được ước lượng, ghi chép và kết hợp với các đóng góp khác theo cách thông thường [nghĩa là theo nguyên tắc lấy tổng trong Công thức (3)].

10  Biểu thức tổng quát cho độ không đảm bảo chuẩn tổng hợp

Công thức (3), có tính đến nhu cầu sử dụng ước lượng được hiệu chnh  thay cho  để cho phép có các yếu tố đề cập trong điều 8, dn đến biểu thức tổng quát trong Công thức (14) dùng cho việc ước lượng độ không đảm bảo chuẩn tổng hợp u(y) gắn với kết quả y:

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

trong đó  được tính như xác định trong Công thức (15); xem thêm Công thức (A.8):

               (15)

trong đó

p là số phòng thí nghiệm;

n là số phép lặp trong từng phòng thí nghiệm;

 là độ không đảm bảo gắn với giá trị được chứng nhận  sử dụng để ước lượng độ chệch trong nghiên cứu phối hợp.

Biến u(B) không xuất hiện trong Công thức (14) vì sL, độ không đảm bảo gắn với B, đã bao gồm trong  . Ch số dưới "i" bao trùm các ảnh hưởng xác định ở Điều 8 và Điều 9 (giả định i có ch số chạy liên tiếp từ 1 đến n'). Rõ ràng khi mọi ảnh hưởng và độ không đảm bảo là nhỏ so với sR, đối với hầu hết các mục đích thực tiễn, chúng có thể được bỏ qua. Ví dụ, độ không đảm bảo nhỏ hơn 0,2 sR dẫn đến ước lượng độ không đảm bảo toàn bộ thay đi dưới 0,02 sR.

CHÚ THÍCH: Khi tất cả các đóng góp vào độ không đảm bảo được biểu thị dưới dạng độ lệch chuẩn tương đối hoặc phần trăm như gợi ý trong chú thích ở 8.5.2, có thể áp dụng trực tiếp Công thức (14) và (15) cho các giá trị tương đối và độ không đảm bảo u(y) thu được sẽ có dạng độ lệch chuẩn tương đối hoặc phần trăm.

11  Bảng thành phần độ không đảm bảo dựa trên dữ liệu nghiên cứu phối hợp

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Bảng 1 - Các đóng góp của độ không đảm bảo không phụ thuộc vào đáp ứng

nh hưởng

Độ không đảm bảo chuẩna gắn với y

Bình luận

d

Ch được tính nếu nghiên cứu phối hợp có kết hợp hiệu chính độ chệch và độ không đảm bảo là đáng kể.

B

sL

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

e

sr

Nếu trung bình của nr phép lặp hoàn chnh của phương phápb được sử dụng trong thực tế trên cá thể thử thì độ không đảm bảo gắn với e tr thành

xi

|ci| u(xi)

Xem Điều 8 và Phụ lục B.

Các độ không đảm bảo chuẩn này có cùng đơn v với y. Chúng cũng có thể được trình bày theo hạng mục tương đối (xem Chú thích cho Điều 10).

b Bản thân phương pháp có thể bắt buộc lặp lại; nr liên quan đến việc lặp lại của toàn bộ phương pháp bao gồm bt kỳ việc lặp lại nào như vậy.

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Ảnh hưởng

Độ không đảm bảo chuẩna,b gắn với y

Bình luận

d

Chỉ được tính nếu nghiên cứu phối hợp có kết hợp hiệu chnh độ chệch và độ không đảm bảo là đáng kể. (Phần vi phân được tính đến để bao hàm cả các trường hợp mà việc hiệu chính không ch đơn thuần là cộng hoặc trừ.)

B

aLbL là các hệ s của quan hệ tuyến tính giả định giữa sr và đáp ứng trung bình m, tương tự Công thức (11).

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

e

arbr là các hệ số của quan hệ tuyến tính gi định giữa sr và đáp ứng trung bình m, tương tự Công thức (11).

Nếu trung bình của nr phép lặp hoàn chỉnh của phương phápc được sử dụng trong thực tế trên cá thể thử thì độ không đm bảo gắn với e trở thành

Dạng này ch áp dụng khi sự phụ thuộc của sr vào m được xác minh. Nếu chưa xác minh, sử dụng ước lượng tổng hợp gắn với Be trong Bảng 1.

B, e

hoặc

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

hoặc

ab là các hệ số của quan hệ được thiết lập thích hợp giữa sR và đáp ứng trung bình m, như quy định trong Công thức (10), (11) hoặc (12).

Cần sử dụng ước lượng tổng hợp này thay cho các ước lượng riêng rẽ gắn với Be trong Bng 1 khi những sự phụ thuộc riêng rẽ của sL sr vào m chưa được thiết lập.

xi

|ci| u(xi)

Xem Điều 8 và Phụ lục B.

a Các độ không đảm bảo chuẩn này có cùng đơn vị với y. Chúng cũng có thể được trình bày theo số hạng tương đối (xem Chú thích cho Điều 10).

b Dưới đây giả định sự phụ thuộc tuyến tính đơn giản của dạng trong Công thức (11).

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

12  Đánh giá độ không đảm bảo đối với kết quả tổng hợp

12.1  "Kết quả tổng hợp" Y được hình thành từ các kết qu yi của một số thử nghiệm khác nhau, mỗi thử nghiệm được đặc trưng bởi nghiên cứu phối hợp. Ví dụ, tính toán về "hàm lượng thịt" thường bao gồm hàm lượng đạm, tính t phép xác định nitơ, với hàm lượng chất béo và hàm lượng độ ẩm, mỗi loại được xác định bằng các phương pháp tiêu chuẩn khác nhau.

12.2  Độ không đảm bảo u(yi) đối với từng kết quả đóng góp yi có thể thu được bằng cách sử dụng các nguyên tắc quy định trong tiêu chuẩn này, hoặc trực tiếp bằng cách sử dng Công thức (A.1) hoặc (A.2), khi thích hợp. Trường hợp, thường xảy ra, các giá trị đầu vào yi là độc lập, độ không đảm bảo tổng hợp u(Y) đối với kết quả Y = g(y1, y2,...) được cho bởi Công thức (16).

                     (16)

Trường hợp các kết quả yi không độc lập thì cần thực hiện việc bù trừ thích đáng cho sự tương quan bằng cách tham khảo GUM [sử dụng Công thức (A.2)].

13  Trình bày thông tin về độ không đảm bảo

13.1  Trình bày chung

Độ không đảm bảo có thể được thể hiện là độ không đảm bảo chuẩn u(yi) hoặc độ không đảm bảo mở rộng, U(y) = ku(y), trong đó k là hệ số phủ (xem 13.2), theo các nguyên tắc của GUM. Cũng có thể thuận tiện nếu biểu thị độ không đảm bảo theo số hạng tương đối, ví dụ như hệ số biến động hoặc độ không đảm bảo mở rộng được thể hiện là phần trăm của kết quả được báo cáo.

13.2  Chọn hệ số ph

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Trong việc ước lượng độ không đm bảo mở rộng tổng hợp, những xem xét dưới đây có liên quan đến việc chọn hệ số phủ k.

13.2.2  Mức tin cậy mong muốn

Đối với hầu hết các mục đích thực tiễn, độ không đảm bảo mở rộng tổng hợp cần được đưa ra gần tương ứng với mức tin cậy 95 %. Tuy nhiên, việc chọn mức tin cậy chịu ảnh hưởng của nhiều yếu tố, bao gồm c mức độ rủi ro của việc áp dụng và hệ quả của các kết quả không đúng. Những yếu tố này, cùng với mọi hướng dẫn hay yêu cầu pháp lý liên quan đến việc áp dụng, cần được xem xét thích đáng khi lựa chọn k.

13.2.3  Bậc tự do gắn với ước lượng

13.2.3.1  Đối với hầu hết các mục đích thực tiễn, khi đòi hỏi mức tin cậy xấp x 95% và bậc tự do trong những đóng góp chủ yếu vào độ không đảm bảo là lớn (> 10), việc chọn k = 2 sẽ cung cp một ch số đ tin cậy của phạm vi giá trị có thể có. Tuy nhiên, có những tình huống trong đó điều này có thể dẫn đến việc ước lượng thấp đáng kể, đặc biệt khi một hoặc nhiều số hạng quan trọng trong Công thức (14) được ước lượng với ít hơn 7 bậc tự do.

13.2.3.2  Khi một số hạng ui(y) như vậy với bậc tự do vi là có ưu thế hơn [mức ch thị là ui(y) 0,7 u(y)] thì việc lấy bậc tự do hiệu dụng veff gắn với u(y) vi thường là đủ.

13.2.3.3  Khi nhiều số hạng quan trọng xấp x bằng nhau và tất cả đều có số bậc tự do hạn chế (nghĩa là vi << 10) thì áp dụng công thức Welch-Satterthwaite [Công thức (17)] để có được bậc tự do hiệu dụng veff

                          (17)

Khi đó, giá trị của k được chọn tveff bằng cách sử dụng giá trị hai phía tương ứng của thống kê t Student đối với mức tin cậy yêu cầu và bậc tự do veff. Thường sẽ an toàn nht nếu làm tròn các giá trị veff không nguyên xuống giá trị nguyên thp hơn gần nhất.

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

14  So sánh thể hiện hiệu năng phương pháp và dữ liệu độ không đảm bảo

14.1  Giả định cơ bản của việc so sánh

Việc đánh giá độ không đảm bảo đo theo tiêu chuẩn này sẽ cung cp độ không đảm bảo chuẩn mà, trong khi trước tiên dựa vào ước lượng độ tái lập hoặc độ chụm trung gian, có xét đến các yếu tố không thay đổi trong quá trình nghiên cứu được các ước lượng độ chụm này lấy làm cơ sở. Về nguyên tắc, độ không đảm bảo chuẩn u(y) thu được cần giống với kết quả hình thành từ mô hình toán học chi tiết của quá trình đo. Việc so sánh giữa hai ước lượng riêng rẽ, nếu có sẵn, hình thành một kiểm nghiệm hữu ích về độ tin cậy của một trong hai ước lượng. Khuyến nghị sử dụng quy trình kiểm nghiệm trong 14.2.

Tuy nhiên, chú ý là quy trình dựa trên hai giả định quan trọng.

- Một là, tuy độ không đảm bảo chuẩn u(y) với bậc tự do hiệu dụng veff được ước lượng, nó tuân theo phân bố thông thường có độ lệch chuẩn s với n - 1 bậc tự do [nghĩa là (n - 1)(s2/s2) được phân bố theo c2 với n - 1 bậc tự do]. Giả định này cho phép việc sử dụng phép kiểm nghiệm F thông thường. Tuy nhiên, vì độ không đảm bảo tổng hợp có thể bao gồm những độ không đảm bảo gn với các số hạng từ nhiều phân bố khác nhau, và những số hạng có phương sai khác nhau, nên kiểm nghiệm cần được xem như dạng chỉ thị và mức tin cậy hàm ý cần được xem xét thận trọng.

- Hai là, hai độ không đảm bảo được so sánh là hoàn toàn độc lập. Điều này cũng khó xảy ra trong thực tế, vì một số yếu tố có thể chung cho cả hai ước lượng. (Một ảnh hưởng khó phát hiện hơn là xu hướng đánh giá về độ không đảm bảo bị ảnh hưởng bởi hiệu năng liên phòng thí nghiệm đã biết; giả định rằng có sự chú ý thích đáng để tránh ảnh hưởng này.) Khi các yếu tố quan trọng là chung cho hai ước lượng độ không đảm bảo, hai ước lượng rõ ràng sẽ tương tự nhau hơn so với thường thấy. Trong những trường hợp như vậy, kiểm nghiệm dưới đây không tìm được khác biệt đáng kể, kết quả không nên lấy làm bằng chứng chắc chắn cho độ tin cậy của mô hình đo.

14.2  Quy trình so sánh

So sánh hai ước lượng u(y)1u(y)2, được chọn sao cho u(y)1 là ước lượng lớn hơn, với bậc tự do hiệu dụng tương ứng là v1v2, sử dụng mc tin cậy a (ví dụ đối với mức tin cậy 95%, a = 0,05), như dưới đây.

a) Tính F = [u(y)1 / u(y)2]2.

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

c) Nếu F > Ftới hạn, thì u(y)1 cần được coi là lớn hơn nhiều so với u(y)2.

14.3  Lý do khác biệt

Có thể có nhiều nguyên nhân cho sự khác biệt đáng kể giữa các ước lượng độ không đảm bảo tổng hợp. Các nguyên nhân này bao gồm:

- những khác biệt thực tế về hiệu năng giữa các phòng thí nghiệm;

- mô hình không tính được hết tất cả các ảnh hưởng quan trọng tới phép đo;

- ước lượng quá cao hoặc quá thấp của một đóng góp quan trọng vào độ không đảm bảo.

 

Phụ lục A

(tham khảo)

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

A.1  Cách tiếp cận theo GUM

Hướng dẫn trình bày độ không đảm bảo đo (GUM) cung cấp phương pháp luận cho việc đánh giá độ không đảm bảo đo gắn với kết quả y t một mô hình quá trình đo. Phương pháp luận GUM dựa trên những khuyến nghị của Viện Cân Đo quốc tế (BIPM), đôi khi còn được gọi là Khuyến nghị INC-1 (1980). Những khuyến nghị này trước tiên thừa nhận rằng các đóng góp vào độ không đảm bảo có thể được đánh giá bằng phân tích thống kê dãy các quan trắc ("Đánh giá Loại A") hoặc bằng cách bất kỳ khác ("Đánh giá Loại B"), ví dụ bằng cách sử dụng dữ liệu về mẫu chuẩn được công bố hoặc độ không đảm bảo đo chuẩn hoặc, khi cần, sự đánh giá chuyên môn. Những đóng góp riêng, tuy được đánh giá, được biểu thị dưới dạng độ lệch chuẩn, và khi cần, được kết hợp như vậy.

Việc thực hiện các khuyến nghị của BIPM trong GUM bắt đầu với mô hình đo có dạng y = f(x1, x2,…, xN) liên hệ kết quả đo y với các đại lượng đầu vào xi. Sau đó GUM đưa ra độ không đảm bảo u(y) đối với trường hợp các đại lượng đầu vào độc lập như xác định trong Công thức (A.1):

               (A.1)

trong đó

ci

là hệ số độ nhạy được đánh giá từ ci = y/xi, đạo hàm riêng của y đối với xi;

u(xi)u(y)

độ không đảm bảo chuẩn (nghĩa là, độ không đảm bảo đo trình bày dưới dạng độ lệch chuẩn) tương ứng của xiy.

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

               (A.2)

trong đó

u(xi, xj)

là hiệp phương sai giữa xixj;

cicj

là hệ số độ nhạy như mô tả trong Công thức (A.1).

Trên thực tế, hiệp phương sai thường liên quan đến hệ số tương quan rij như xác định trong Công thức (A.1).

u(xi, xj) = u(xi)u(xj) rij                                (A.3)

trong đó -1 ≤ rij ≤ 1.

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Sau khi tính toán độ không đảm bảo chuẩn tổng hợp bằng cách sử dụng Công thức (A.1) đến (A.3), độ không đảm bảo mở rộng được tính bằng cách nhân u(y) với hệ số ph k, được chọn trên cơ sở bậc tự do được ước lượng cho u(y). Điều này được đề cập chi tiết ở Điều 13.

Nói chung, cách tiếp cận GUM hàm ý là các đại lượng đầu vào được đo hoặc được ấn định. Trường hợp các ảnh hưởng phát sinh chưa được xác định bằng các đại lượng đo được (như ảnh hưởng của ngưi thao tác) thì sẽ thích hợp nếu hình thành độ không đảm bảo chuẩn tổng hợp u(xi) tính đến những ảnh hưởng như vậy hoặc đưa thêm các biến bổ sung vào biểu thc f(x1, x2,… xN).

Do tập trung vào các đại lượng đầu vào riêng biệt nên cách tiếp cận này đôi khi còn được gọi là cách tiếp cận đánh giá độ không đảm bảo "từ dưới lên".

Việc giải thích u(y) về mặt vật lý hoàn toàn không đơn giản, vì nó có th bao gồm các s hạng được ước lượng bằng đánh giá và theo đó tốt nhất là có thể xem u(y) đặc trưng cho hàm về "mức tin tưởng" mà trên thực tế có thể quan sát được hoặc không quan sát được. Tuy nhiên, cách giải thích vật lý đơn giản hơn được đưa ra bằng cách lưu ý rằng việc tính toán được thực hiện để có được u(y) thực tế dẫn đến độ lệch chuẩn, độ lệch chuẩn này s thu được nếu tt cả các biến đầu vào thực sự thay đổi ngẫu nhiên theo cách thức được mô tả bởi phân bố giả định của chúng, về nguyên tắc, điều này có thể quan sát và đo được trong những điều kiện mà tất cả các đại lượng đầu vào được xem là thay đổi ngẫu nhiên.

A.2  Cách tiếp cận nghiên cứu phi hợp

A.2.1  Mô hình cơ sở

Thiết kế, tổ chức và xử lý thống kê nghiên cứu phi hợp được mô tả chi tiết trong các tiêu chuẩn từ Phần 1 đến Phn 6 của bộ TCVN 6910 (ISO 5725). Mô hình đơn giản nhất cho xử lý thống kê các dữ liệu nghiên cứu phối hợp được cho trong Công thức (A.4) [sử dụng cùng ký hiệu như trong TCVN 6910 (ISO 5725)]:

y = m + B + e                          (A.4)

trong đó:

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

là kỳ vọng của y;

B

là thành phần độ chệch phòng thí nghiệm trong điều kiện lặp lại, giả định được phân bố chuẩn với độ lệch chuẩn sL;

e

là sai số ngẫu nhiên trong điều kiện lặp lại, giả định được phân bố chuẩn với độ lệch chuẩn sw.

Ngoài ra, Be đưc giả định là không tương quan.

Việc áp dụng Công thc (A.10) cho mô hình đơn giản này dẫn đến Công thức (A.5) cho một kết quả đơn lẻ y:

u2(y) = u2(B) + u2(e)                   (A.5)

Chú ý là  và  là các phương sai tương ứng gắn với Be và chúng được ước lượng bằng phương sai giữa các phòng thí nghiệm  và phương sai lặp lại  thu được trong nghiên cứu liên phòng, như vậy u(B) = sLu(e) = sr, dẫn đến Công thức (A.6) cho độ không đảm bảo chuẩn tổng hợp u(y) gắn với kết quả:

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

So sánh với TCVN 6910-2:2001 (ISO 5725-2:1994), Công thức (A.6) chính là độ lệch chuẩn tái lập được ước lượng sR.

Vì cách tiếp cận này tập trung vào hiệu năng của phương pháp hoàn chỉnh nên đôi khi còn được gọi là cách tiếp cận "từ trên xuống".

Chú ý là mỗi phòng thí nghiệm tính ước lượng của m từ công thức y = f(x1, x2,...) được giả định là ước lượng tốt nhất của phòng thí nghiệm về giá trị của đại lượng đo y. Lúc này, nếu y = f(x1, x2,...) là mô hình đo hoàn chnh dùng để mô t tính chất của hệ thống đo, thì kỳ vọng là các biến động được đặc trưng bằng sLsr phát sinh từ biến thiên của các đại lượng x1,…, xn. Nếu giả định rằng điều kiện tái lập cung cấp cho sự biến thiên ngẫu nhiên trong tất cả các đại lượng ảnh hưởng quan trọng và tính đến việc giải thích về u(y) nêu trên, sẽ dẫn đến u(y) trong Công thức (A.6) là ước lượng của u(y) như mô tả bi Công thức (A.1) hoặc (A.2).

Theo đó, nguyên tắc đầu tiên làm cơ sở cho tiêu chuẩn này là độ lệch chuẩn tái lập thu được trong nghiên cứu phối hợp là cơ sở vng chắc cho việc đánh giá độ không đảm bảo đo.

A.2.2  Kết hợp dữ liệu độ đúng

Độ đúng thường được đo như độ chệch đối với một giá trị quy chiếu được thiết lập. Trong một số nghiên cứu phối hợp, độ đúng của phương pháp đối với một hệ thống đo cụ thể (thường là hệ SI) được kiểm tra bằng nghiên cứu về mẫu chuẩn được chứng nhận (CRM) hoặc chuẩn đo lường có giá trị được chứng nhận  biểu thị theo đơn vị của hệ thống đó [TCVN 6910-4:2001 (ISO 5725-4:1994)]. Mô hình thống kê thu được được xác định bi Công thức (A.7):

y =  + d + B + e                               (A.7)

trong đó:

 là giá trị quy chiếu;

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Nghiên cứu phối hợp sẽ dẫn đến độ chệch đo được  với độ lệch chuẩn gắn với  được tính như xác định trong Công thức (A.8):

                 (A.8)

trong đó

p là số phòng thí nghiệm

n là số lần lặp trong từng phòng thí nghiệm.

Độ không đảm bảo  gắn với độ chệch đó được cho bởi công thức (A.9):

                      (A.9)

trong đó  là độ không đảm bảo gắn với giá trị được chứng nhận  dùng cho ước lượng độ đúng trong nghiên cứu phối hợp.

Trường hợp độ chệch ước ợng trong quá trình thử được bao gồm trong tính toán các kết quả trong phòng thí nghiệm, độ không đảm bảo gắn với độ chệch ước lượng, nếu lớn, cần được bao gồm trong bảng thành phần độ không đảm bảo.

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Trên thực tế, sR không nht thiết bao gồm độ biến động trong tt cả các ảnh hưởng tác động đến kết quả đo. Một số yếu tố quan trọng bị bỏ qua do tính cht của nghiên cứu phối hợp, và một s có thể không có hoặc bị ước lượng thấp do ngẫu nhiên hoặc thiết kế. Nguyên tắc thứ hai mà tiêu chuẩn này lấy làm cơ sở là các ảnh hưởng không quan sát được trong bối cảnh nghiên cứu phối hợp phải được chứng minh là không đáng k hoặc được cho phép rõ ràng.

Việc này được thực hiện đơn giản nhất bằng cách xem xét các ảnh hưởng của độ lệch x'i so với giá trị danh nghĩa xi yêu cầu để đưa ra ước lượng y và giả định tính xấp xỉ tuyến tính của ảnh hưởng. Khi đó, mô hình kết hợp được xác định trong Công thức (A.10):

                  (A.10)

trong đó số hạng tng bao quát tất cả các ảnh hưởng ngoài những ảnh hưởng được thể hiện bởi B, d e.

Ví dụ về các ảnh hưởng như vậy có thể bao gồm ảnh hưởng của việc lấy mẫu, chuẩn bị cá thể thử và biến động về thành phần hoặc loại cá thể thử riêng biệt. Nói một cách chặt chẽ, đây là dạng tuyến hóa của mô hình tổng quát nhất, khi cần, có thể kết hợp các số hạng bậc cao hơn hoặc các số hạng tương quan đúng như mô tả trong GUM.

Chú ý là sự tập trung vào x'i không ảnh hưởng đến u(xi), do vậy u(x'i) = u(xi), theo đó độ không đảm bảo gắn với y ước lượng từ Công thức (A.10) được cho bi Công thức (A.11):

                   (A.11)

trong đó tổng được giới hạn ở những nh hưng không được bao trùm bi các số hạng khác.

Trong bối cảnh đánh giá hiệu năng phương pháp, có thể lưu ý ở đây là điều kiện độ chụm trung gian cũng có thể được mô tả bi Công thức (A.10), mặc dù số lượng số hạng trong tổng sẽ lớn hơn tương ứng vì sẽ có ít biến dự kiến thay đổi ngẫu nhiên trong điều kiện trung gian hơn so với trong điều kiện tái lập. Tuy nhiên, nhìn chung, Công thức (A.10) áp dụng cho mọi điều kiện độ chụm chịu sự kết hợp phù hợp của các ảnh hưởng nằm trong tổng. Tất nhiên, trong trường hợp đặc biệt, khi các điều kiện dẫn đến các số hạng srsL bằng "không" và độ không đảm bảo trong độ chệch tổng thể không được xác định, Công thức (A.11) tr thành giống hệt Công thức (A.1).

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

- Thứ nhất, cần chứng minh rằng dữ liệu định lượng sẵn có từ nghiên cứu phối hợp liên quan trực tiếp đến kết quả thử đang xét.

- Thứ hai, ngay cả khi dữ liệu nghiên cứu phối hợp có liên quan trực tiếp thì các nghiên cứu và các cho phép bổ sung có thể là cần thiết để xác minh ước lượng độ tin cậy có hiệu lực, có sự cho phép thỏa đáng đối với các ảnh hưởng bổ sung [x'i trong Công thức (A.10)]. Giả định rằng sẽ áp dụng Công thức (A.1) khi cho phép các ảnh hưởng bổ sung.

Cuối cùng, trong việc khẳng định rằng có thể thu được ước lượng độ không đảm bảo đo một cách tin cậy từ việc xem xét dữ liệu độ lặp lại, độ tái lập và độ đúng thu được từ các quy trình trong tt cả các phần của bộ TCVN 6910 (ISO 5725), tiêu chuẩn này đưa ra các giả định tương tự như TCVN 6910 (ISO 5725).

a) Trường hợp dữ liệu độ tái lập được sử dụng, giả định rằng tất cả các phòng thí nghiệm đều thực hiện giống nhau. Đặc biệt, độ chụm lặp lại của họ đối với một cá thể thử đã cho là giống nhau, và thành phần độ chệch phòng thí nghiệm [(th hiện bởi số hạng B trong Công thức (A.10)] được rút ra từ cùng một tổng thể như được lấy mẫu trong nghiên cứu phối hợp.

b) Vật liệu thử phân phối trong nghiên cứu là thuần nhất và ổn định.

A.3  Mối quan hệ giữa các cách tiếp cận

Thảo luận ở trên mô t hai cách tiếp cận đánh giá độ không đảm bảo khác biệt rõ rệt. Một là, cách tiếp cận GUM, dự đoán độ không đảm bảo dưới dạng phương sai trên cơ sở các phương sai gắn với các đầu vào của một mô hình toán học. Cách tiếp cận còn lại sử dụng thực tế là, nếu cùng các ảnh hưởng thay đổi một cách điển hình trong quá trình nghiên cứu độ tái lập thì phương sai quan sát được là ước lượng trực tiếp của cùng một độ không đảm bảo. Trên thực tế, giá trị độ không đảm bảo tìm được bằng cách tiếp cận khác nhau sẽ khác nhau vì nhiều lý do, bao gồm

a) mô hình toán học không đầy đ (nghĩa là sự có mặt các ảnh hưởng chưa biết);

b) sự biến động không đy đủ hoặc không đại diện của tất cả các ảnh hưởng trong quá trình đánh giá độ tái lập.

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Khi ước lượng độ không đảm bảo được đưa ra với một kết quả để hỗ trợ việc giải thích, điều quan trọng là những thiếu hụt trong mỗi cách tiếp cận được bù đắp. Trên thc tế, khả năng không hoàn chỉnh của mô hình thưng được giải quyết bằng việc đưa ra các ước lượng vừa phải, bổ sung thêm các cho phép đối với độ không đảm bảo của mô hình. Trong tiêu chuẩn này, khả năng biến động không đầy đủ của các ảnh hưởng đầu vào được giải quyết bằng việc đánh giá các ảnh hưởng bổ sung. Điều này có nghĩa là một cách tiếp cận hỗn hợp, kết hợp các yếu tố của cách đánh giá "từ trên xuống" và "từ dưới lên".

 

Phụ lục B

(tham khảo)

Đánh giá độ không đảm bảo thực nghiệm

B.1  Quy trình thực tế để ước lượng hệ số độ nhạy

Khi đại lượng đầu vào xi có thể thay đổi liên tục trong suốt một khoảng thích hợp, sẽ thuận tiện nếu nghiên cứu trực tiếp ảnh hưởng của những thay đổi như vậy. Quy trình đơn giản, giả định thay đổi của kết quả theo xi là xấp xỉ tuyến tính, được đề cập dưới đây.

a) Chọn một khoảng thích hợp mà biến xi thay đổi trong khoảng đó, biến cần có trung bình bằng ước lượng tốt nhất (hoặc ở giá trị xác định bởi phương pháp).

b) Tiến hành quy trình đo hoàn chỉnh (hoặc phần của quy trình chịu ảnh hưởng bởi xi) tại từng mức trong số năm hoặc nhiều hơn năm mức xi, với phép lặp nếu cần.

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

d) Sử dụng độ dốc của đường thẳng tìm được làm hệ số ci trong Công thức (A.1) hoặc Công thức (14).

Cách tiếp cận này có thể cho thấy hệ số độ nhạy khác nhau đối với cá thể thử khác nhau. Đây có thể là một ưu điểm trong nghiên cứu toàn diện một cá thể hoặc lớp cá thể thử cụ thể. Tuy nhiên, khi hệ s độ nhạy được áp dụng cho một phạm vi rộng các trường hợp khác nhau thì điều quan trọng là xác minh rằng các cá thể khác nhau thể hiện đ giống nhau.

B.2  Quy trình đơn giản để đánh giá độ không đảm bảo do ảnh hưởng ngẫu nhiên

Khi đại lượng đầu vào xi không liên tục và/hoặc không dễ kiểm soát, độ không đảm bảo gắn với có thể suy ra từ phân tích thực nghiệm, trong đó biến thay đổi ngẫu nhiên. Ví dụ, loại đất trong phân tích môi trường có th có những ảnh hưởng không thể dự đoán được lên các hạn đnh phân tích. Khi sai số ngẫu nhiên gần như độc lập với mức của đại lượng quan tâm, thì có thể kiểm tra độ phân tán của sai số phát sinh từ những biến động như vậy, sử dụng loạt các cá thể thử đã có sẵn một giá trị xác định hoặc khi một thay đổi đã biết được tạo ra.

Khi đó, quy trình tổng quát như dưới đây.

a) Tiến hành phép đo hoàn chnh trên các cá thể thử được chọn đại diện, lặp lại, trong điều kiện lặp lại, sử dụng số phép lặp bằng nhau cho mỗi cá thể.

b) Đối với từng quan sát, tính chênh lệch so với giá trị đã biết.

c) Phân tích kết quả (phân loại theo đại lượng quan tâm) bằng ANOVA, sử dụng tổng các bình phương thu được đ tạo thành ước lượng thành phần phương sai trong nhóm  và thành phần phương sai liên nhóm . Độ không đảm bảo chuẩn u(xi) phát sinh từ biến động của xi bng sb.

CHÚ THÍCH: Khi các cá th thử hoặc các lớp cá thể thử khác nhau phản ứng khác nhau với đại lượng liên quan (nghĩa là tương tác đại lượng và lớp cá thể thử), thì sự tương tác sẽ làm tăng giá trị của sb. Xử lý cụ thể trong tình huống này nằm ngoài phạm vi của tiêu chuẩn này.

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Phụ lục C

(tham khảo)

Ví dụ tính toán độ không đảm bảo

C.1  Đo cacbon mônôxit (CO) trong khí thải ô tô

C.1.1  Giới thiệu

Trước khi đưa ra thị trường, ô tô chở khách được yêu cầu thử đin hình để kiểm tra xem loại phương tiện này có tuân thủ các yêu cầu quy định liên quan đến phát thi của động cơ và hệ thống xả khí cacbon monoxit gây ô nhiễm hay không. Giới hạn trên phê duyệt được quy định là 2,2 g/km. Phương pháp thử được mô tả trong Ch thị Châu Âu 70/220 trong đó có các quy định dưới đây.

- Chu trình lái (Euro 96) được cho là hàm của tốc độ (tính bằng km/h), thời gian (tính bằng s) và số được gài. Ô tô cần thử được đặt trên băng chạy quy định để thực hiện chu trình.

- Thiết bị đo là bộ phân tích CO quy định.

- Môi trường được kiểm soát bằng cách sử dụng tế bào quan trắc ô nhiễm quy định.

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Th nghiệm sự phù hợp này có thể được thực hiện trong phòng thử nghiệm tại đơn vị sản xuất của nhà chế tạo ô tô hoặc một phòng thử nghiệm độc lập.

C.1.2  Dữ liệu nghiên cứu phối hợp

Trước khi chọn và sử dụng thường xuyên phương pháp thử này, cần đánh giá các yếu tố hoặc nguồn tác động đến kết quả của phương pháp thử (và kết quả là ảnh hưởng đến độ không đảm bảo của kết quả thử). Việc này được thực hiện từ các thực nghiệm tiến hành trong các phòng thử nghiệm khác nhau. Để kiểm soát phương pháp thử, thực nghiệm liên phòng được thiết kế và tiến hành theo TCVN 6910-2:2001 (ISO 5725-2:1994). Mục đích của thực nghiệm liên phòng này là để đánh giá độ chụm của phương pháp thử khi áp dụng thường xuyên trong một tập hợp các phòng thử nghiệm nhất định. Việc đánh giá độ chụm được thực hiện từ dữ liệu thu thập được trong thực nghiệm liên phòng, với phân tích thống kê tiến hành theo TCVN 6910-2:2001 (ISO 5725-2:1994). Nghiên cứu được tiến hành sao cho mọi bên tham gia thực hiện tất c các quá trình cần thiết để tiến hành phép đo và tất cả các yếu tố ảnh hưởng liên quan được tính đến một cách phù hợp.

Kết quả thu được là độ lặp lại của các phòng thí nghiệm không khác biệt đáng kể và độ lệch chuẩn lặp lại của phương pháp thử có thể được ước lượng bằng 0,22 g/km. Độ lệch chuẩn tái lập của phương pháp thử có thể ước lượng bằng 0,28 g/km.

C.1.3  Kiểm soát độ chệch

Việc đánh giá độ đúng (kiểm soát độ chệch theo giá trị quy chiếu) đặt ra câu hỏi về phương pháp luận và kỹ thuật. Không có "ô tô chuẩn" theo nghĩa một mẫu chuẩn; độ đúng theo đó phải được kiểm soát bằng việc hiệu chun hệ thống thử nghiệm. Ví dụ, hiệu chuẩn thiết bị phân tích CO có thể được thực hiện với khí chuẩn và hiệu chuẩn băng chạy có thể được thực hiện đối với các đại lượng như thời gian, độ dài, tốc độ và gia tốc. Từ hiểu biết về tỷ lệ phát thải ở những tốc độ khác nhau và từ thông tin tương tự, có thể khẳng định là độ không đảm bảo gắn với các hiệu chuẩn này không dẫn đến đóng góp đáng kể của độ không đảm bảo đo gắn với kết quả đo (nghĩa là, tất cả độ không đảm bảo tính được đều nhỏ hơn nhiều so với độ lệch chuẩn tái lập). Theo đó, độ chệch được coi là được kiểm soát thích đáng.

C.1.4  Độ chụm

Các loạt thử nghiệm điển hình lặp lại của phòng thí nghiệm cho thấy rằng độ lặp lại xấp xỉ 0,20 g/km. Giá trị này nằm trong phạm vi độ lặp lại tìm được trong nghiên cứu liên phòng; theo đó, độ chụm được coi là được kiểm soát tốt.

C.1.5  Sự phù hợp của cá thể thử

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

C.1.6  Ước lượng độ không đảm bảo

Vì các nghiên cứu trước đó đã xác minh việc kiểm soát thỏa đáng độ chệch và độ chụm trong phòng thử nghiệm, và không có yếu tố nào nảy sinh từ các hoạt động không được thực hiện trong quá trình nghiên cứu phối hợp, nên độ lệch chuẩn tái lập được sử dụng cho việc ước lượng độ không đảm bảo, dẫn đến độ không đảm bảo mở rộng U = 0,56 g/km, viện dẫn hệ số ph k = 2, hệ số ph này cho mức tin cậy xp xỉ 95%.

CHÚ THÍCH: Việc giải thích kết quả với độ không đảm bảo trong lĩnh vực thử nghiệm sự phù hợp được xem xét trong TCVN 9597-1 (ISO 10576-1).

C.2  Xác định hàm lượng thịt

C.2.1  Giới thiệu

Sản phẩm thịt được quy định đ đảm bảo rằng hàm lượng thịt được công bố chính xác. Hàm lượng thịt được xác định là sự kết hợp của hàm lượng nitơ (chuyển đổi thành tổng lượng đạm) và hàm lượng chất béo. Ví dụ hiện tại cho thấy nguyên tắc kết hợp các đóng góp khác nhau vào độ không đảm bảo, bn thân mỗi đóng góp chủ yếu phát sinh từ ước lượng độ tái lập, như mô t ở Điều 12.

C.2.2  Công thức cơ sở

Tổng hàm lượng thịt wthịt được xác đnh trong Công thức (C.1):

wthịt = wđạm + wbéo                      (C.1)

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

wđạm là tổng hàm lượng đạm thịt, tính bằng phần trăm khối lượng;

wbéo là tổng hàm lượng chất béo, tính bằng phần trăm khối lượng.

Hàm lượng đạm thịt wđạm được tính từ Công thức (C.2):

wđạm = 100 wmN/fN                                     (C.2)

trong đó

fN là hệ số nitơ cụ thể đối với nguyên liệu;

wmN là tổng hàm lượng nitơ thịt.

Trong ví dụ này, wmN giống như tổng hàm lượng nitơ wtN, như được xác định bằng phân tích Kjeldahl.

C.2.3  Các bước thực nghiệm trong việc xác định hàm lượng thịt

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

a) Xác định hàm lượng chất béo, wbéo.

b) Xác định hàm lượng nitơ wmN, sử dụng phương pháp Kjeldahl (trung bình của hai phép đo song song).

c) Tính tổng hàm lượng đạm thịt wđạm, sử dụng fN [Công thức (C.2)].

d) Tính tổng hàm lượng thịt wthịt (Công thức (C.1)].

C.2.4  Thành phần độ không đảm bảo

Thành phần độ không đảm bảo được xét là các thành phần gắn với từng đại lượng liệt kê trong C.2.3. Thành phần quan trọng nhất liên quan đến wđạm, nó tạo thành trên 90 % khối lượng của wthịt. Độ không đảm bảo lớn nhất gắn với wđạm phát sinh từ:

a) độ không đảm bảo trong hệ số fN do hiểu biết không đầy đủ về nguyên liệu;

b) các biến động trong độ tái lập của phương pháp, giữa các loạt và trong hoạt động cụ thể một thời gian dài;

c) độ không đảm bảo gắn với độ chệch phương pháp;

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

CHÚ THÍCH: Các độ không đảm bảo a), b) và c) gn với tương ứng với mẫu, phòng thí nghiệm và phương pháp. Thường sẽ thuận tiện nếu xem xét từng yếu tố trong ba yếu tố này khi xác định độ không đảm bảo tổng, cũng như mọi xem xét cần thiết về các bước riêng biệt trong quy trình này.

C.2.5  Đánh giá thành phần độ không đảm bảo

C.2.5.1  Độ không đảm bảo gắn với fN

Độ không đảm bảo gắn với fN có thể được ước lượng từ phạm vi giá trị công bố. Tài liệu tham khảo [22] đưa ra kết quả tóm tắt của nghiên cứu mở rộng về hệ số nitơ trong thịt bò, nó cho thấy sự biến động rõ ràng giữa các nguồn khác nhau và giữa các miếng thịt. Tài liệu tham khảo [22] cũng cho phép tính toán độ lệch chuẩn quan sát được đối với fN bằng 0,052 và độ lệch chuẩn tương đối 0,014 đối với một phạm vi rộng các loại mẫu.

CHÚ THÍCH: Hệ số nitơ xác định trong Tài liệu tham khảo [22] sử dụng phương pháp Kjeldahl và được áp dụng phù hợp trực tiếp cho mục đích hiện tại.

C.2.5.2  Độ không đảm bảo gắn với wtN

Thông tin trong hai thử nghiệm phối hợp[23],[24] cho phép ước lượng độ không đảm bảo phát sinh từ sai số trong độ tái lập hoặc trong thực hiện phương pháp. Kiểm tra kỹ các điều kiện thử một mặt cho thấy rằng mỗi thử nghiệm được tiến hành trên một phạm vi rộng các loại mẫu với nhiu phòng thí nghiệm có năng lực đại diện, tốt, và thứ hai là độ lệch chuẩn tái lập sR tương quan tt với mức nitơ. Đối với cả hai thử nghiệm, đường phù hợp nht được cho bởi sR = 0,021 wtN. Một nghiên cứu tương tự cũng cho thấy rằng độ lệch chuẩn lặp lại xp xỉ tỷ lệ với wtN, với sr = 0,018 wtN và số hạng liên phòng sL = 0,011 wtN.

Phương pháp quy định mỗi phép đo được lặp lại hai lần và ly trung bình. Số hạng độ lặp lại là ước lượng độ lặp lại của các kết quả đơn, do đó phi được hiệu chỉnh để tính đến ảnh hưởng của việc ly trung bình hai kết quả trong phạm vi phòng thí nghiệm (xem bình luận liên quan đến sr trong Bảng 1). Độ không đảm bảo u(wtN) gắn với hàm lượng nitơ do đó là

                     (C.3)

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Giá trị độ lặp lại cũng được sử dụng như một chuẩn mực chấp nhận độ chụm của phòng thí nghiệm riêng lẻ; phương pháp quy định các kết quả cần bị bác bỏ nếu chênh lệch nằm ngoài khoảng tin cậy 95% liên quan (xấp x bằng ). Việc kiểm tra này đảm bảo rằng độ chụm trong phòng thí nghiệm đối với phòng thí nghiệm tiến hành phép thử là phù hợp với kết quả tìm được trong nghiên cứu phối hợp.

CHÚ THÍCH: Nếu việc kiểm tra này thường xuyên sai hơn khoảng 5% lần thì nhiều khả năng là độ chụm không được kiểm soát đầy đủ và cần có hành động đ điều chỉnh quy trình.

Một số xem xét cũng cần đưa ra đối với độ không đảm bảo gắn với wtN phát sinh từ độ chệch chưa biết trong phương pháp. Khi không có mẫu chuẩn tin cậy, việc so sánh với các phương pháp thay thế hoạt động trên các nguyên tắc khác biệt về cơ bản là một phương tiện ước lượng độ chệch đã được thiết lập. Việc so sánh giữa phương pháp Kjeldahl và phương pháp đốt cháy đối với tổng hàm lượng nitơ qua một loạt các loại mẫu khác nhau đưa ra chênh lệch là 0,01 wtN. Chênh lệch này nằm trong chuẩn mực của TCVN 8056 (ISO Guide 33) là 2 sb [Công thức (4)], khẳng định rằng độ không đảm bảo gắn với độ chệch được tính đến một cách thỏa đáng trong số liệu độ tái lập.

C.2.5.3  Độ không đảm bảo gắn với wbéo

Dữ liệu thử nghiệm phối hợp bổ sung cho phân tích hàm lượng chất béo[25] cung cấp ước lượng độ lệch chuẩn tái lập là 0,02 wbéo. Phân tích này được thực hiện một lần nữa giống như thế và kết quả ch được chấp nhận nếu chênh lệch nằm trong phạm vi giới hạn độ lặp lại tương ứng, đảm bảo rng độ chụm phòng thí nghiệm được kiểm soát. Công việc kiểm tra xác nhận trước trên mẫu chuẩn phù hợp đối với việc xác định hàm lượng chất béo xác định rằng độ không đm bảo gắn với độ chệch được tính đến một cách thỏa đáng bằng số liệu độ tái lập.

C.2.6  Độ không đảm bảo tổng hp

Bảng C.1 thể hiện các giá trị riêng lẻ và độ không đảm bảo được tính bằng cách sử dụng các số liệu ở trên.

Bảng C.1 - Bảng thành phần độ không đảm bảo đối vi hàm lưng thịt

Đại lượng

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

% (tỷ khối)

u(xi)

u(xi)/xi

Hàm lượng chất béo, wbéo

5,50

0,110

0,020

Hàm lượng nitơ, wmN

3,29

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

0,017

Hệ số nitơ, fN

3,65

0,052

0,014

Đạm thịt, wđạm

90,1

90,1 x 0,022 = 1,98

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

95,6

0,021

Yêu cầu mức tin cậy xấp xỉ 95%. Mức này có được nhờ nhân độ không đảm bảo chuẩn tổng hợp với hệ số phủ k bằng 2, cho độ không đảm bảo mở rộng U (làm tròn đến hai chữ số có nghĩa) trên hàm lượng thịt là U = 4,0 %, nghĩa là wthịt = 95,6 ± 4,0 %.

CHÚ THÍCH: "Hàm lượng thịt" có thể vượt quá 100% trong một số sản phẩm.

C.3Độ không đảm bảo đi với phương pháp AOAC 990.12: Tổng số vi khuẩn hiếu khí

C.3.1  Giới thiệu

Phương pháp này là phương pháp vi sinh dùng để theo dõi hoạt động của vi sinh vật trong thực phẩm[27]. Phương pháp này sử dụng đĩa cy chứa môi trường dinh dưỡng khô và chất tạo đông tan được trong nước lạnh. Các mẫu được đưa vào đĩa cấy với tỷ lệ 1,0 ml trên mỗi đĩa và dàn đều trên một diện tích sinh trưng khoảng 20 cm2. Đĩa được ủ ấm rồi đếm khuẩn lạc. Đại lượng đo là số đơn vị hình thành khun lạc tìm được. Đối với số đếm khác "không", đơn vị báo cáo quy ước là log10(số đếm), nghĩa là logarit cơ số 10 của số đơn vị hình thành khuẩn lạc (CFU) tìm được. Mong muốn có ước lượng độ không đảm bảo đối với ba nhóm thực phm: nhuyễn thể có vỏ, bột mì và rau.

Ví dụ ở đây dựa trên dữ liệu được công bố trong Tài liệu hướng dẫn A2LA 108 (A2LA G108, 2007)[28], sử dụng với sự cho phép của Hiệp hội Công nhận phòng thử nghiệm Mỹ.

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Phương pháp được xác nhận giá tr sử dụng bằng một nghiên cứu phối hợp sử dụng tám phòng thí nghiệm, sáu thực phẩm có mức độ nhiễm khun khác nhau, mỗi thực phm hai mẫu, và hai lần lặp trên mỗi mẫu. Phân tích dữ liệu phù hợp với TCVN 6910-2 (ISO 5725-2), và nghiên cứu xác nhận giá trị sử dụng bao gồm tất cả các bước trong quá trình thử, ngoại trừ bước liên quan đến việc lựa chọn c mẫu con chính xác (các mẫu để đo được cung cp trong nghiên cứu phối hợp). Bảng C.2 trình bày các ước lượng độ lệch chuẩn tương đối lặp lại và tái lập được báo cáo cho ba thực phm liên quan đến yêu cầu đánh giá độ không đảm bảo, tính theo phần trăm.

Bảng C.2 - Dữ liu nghiên cứu phi hp lựa chọn đối với tổng số vi khuẩn hiếu khí

Thực phẩm

Độ lệch chuẩn tương đi tái lập

%

Độ lch chuẩn tương đi lặp lại

%

Tôm

11,1

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Rau

9,2

6,3

Bột mì

5,8

5,3

Chú ý là tất cả dữ liệu độ lp lại và độ tái lập đều được biểu thị như độ lệch chuẩn tương đối, so với giá trị quan trắc trung bình đối với log10(số đếm). Điều này thuận tiện cho phương pháp cụ thể này, nó nhm ch ra độ phân tán gn t lệ với mức và độ lệch chuẩn tương đối gần nhất quán.

C.3.3  Kiểm soát độ chệch

Để thiết lập xem độ chệch phòng thí nghiệm có nằm trong phạm vi kỳ vọng hay không, phòng thí nghiệm tiến hành nghiên cứu so sánh với phòng thí nghiệm quy chiếu. Kết quả đối với rau và tôm luôn nằm trong khoảng 10% (tương ứng với ,  là trung bình của các quan trắc liên quan). So sánh với mẫu bột mì cho thấy các kết quả cách nhau 5 % (tương ứng với Dl ≤ 0,05 . Các độ lệch chuẩn này rõ ràng là phù hợp với độ lệch chuẩn tái lập; do đó, độ chệch được đánh giá là chấp nhận được.

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Để thiết lập xem độ chụm trong phòng thí nghiệm có nằm trong phạm vi kỳ vọng hay không, phòng thí nghiệm tạo ra các ước lượng của độ lệch chuẩn lặp lại với loạt 10 lần lặp. Độ lệch chuẩn tương đối lặp lại đối với tất c các thực phẩm là 5 % hoặc nhỏ hơn (sl < 0,05 ). Do đó, quyết định là độ lặp lại không ch chấp nhận được mà còn có thể tính độ tái lập được hiệu chỉnh thp hơn, như mô tả trong 6.3.2. Độ lệch chuẩn tương đối tái lập sửa đổi được trình bày trong Bảng C.3.

Bng C.3 - Dữ liệu nghiên cứu phối hợp lựa chọn đối vi tổng số vi khuẩn hiếu khí

Thực phẩm

Độ lệch chuẩn tương đối tái lập %

Độ lệch chuẩn tương đối giữa các phòng thí nghiệm %

Độ lệch chuẩn tương đối lặp lại %

Độ lệch chuẩn tương đối tái lập được hiệu chnh %

Tôm

11,1

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

5,0

7,2

Rau

9,2

6,7

5,0

8,4

Bột mì

5,8

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

5,0

5,5

C.3.5  Xác minh sự phù hợp của cá thể thử

C.3.5.1  Chuẩn b mẫu và xử lý sơ bộ

Nghiên cứu phối hợp không bao gồm giai đoạn lấy mẫu. Khi xem xét thành phần bổ sung này, việc chun b mẫu (lấy mẫu con, cân) được ước lượng là đóng góp thêm 3,0 % vào độ không đảm bảo chuẩn tổng hợp (dựa trên ý kiến chuyên gia). Đóng góp này được bao gồm trong Bảng C.4.

C.3.5.2  Biến thiên độ không đm bảo theo mức đáp ứng

Độ tái lập, độ lặp lại và đóng góp của các bước chuẩn bị mẫu bổ sung đều được cho là xp x t lệ với tổng số vi khuẩn hiếu khí. Điều này gợi ý mô hình cơ sở có dạng của Công thức (10), trong đó hệ số b được đặt bằng độ lệch chuẩn tái lập tương đối được hiệu chỉnh và đóng góp b sung từ việc lấy mẫu được tính đến như một đóng góp t lệ. Đây hoàn toàn tương đương với cách tiếp cận đơn gin về biểu thị tt c các đóng góp vào độ không đảm bảo theo số hạng tương đối đã sử dụng ở trên.

C.3.6  Độ không đảm bảo chuẩn tổng hợp

Độ không đảm bảo chuẩn tổng hợp (biểu thị như độ lệch chuẩn tương đối) được tính cho từng loại thực phẩm như trình bày trong Bảng C.4.

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Thực phẩm

Độ lệch chuẩn tương đối giữa các phòng thí nghiệm %

Độ lệch chuẩn tương đối lặp lại %

Đóng góp thêm vào độ không đảm bảo chuẩn từ việc chun b mẫu
%

Độ không đảm bảo chun tổng hợp u(y) (biểu th như độ lệch chuẩn tương đối)
%

Tôm

5,2

5,0

3,0

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Rau

6,7

5,0

3,0

8,9

Bột mì

2,4

5,0

3,0

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

C.3.7  Độ không đảm bảo m rộng

Độ không đảm bảo mở rộng được tính bằng cách sử dụng hệ số phủ 2, nó cho mức tin cậy xấp xỉ 95%, để có độ không đảm bảo mở rộng bằng 15,6 %, 17,8 % và 12,8 % [tương ứng là phần trăm của log10(số đếm) quan sát được đối với nguyên liệu tôm, rau và bột mì].

C.3.8  Các xem xét bổ sung

Kết quả về tổng số vi khuẩn hiếu khí thường được tóm tắt là log10(số đếm). Tuy nhiên, đối với một cá thể thử đơn, sẽ hữu ích hơn khi thông báo một khoảng độ không đảm bảo mở rộng theo các đơn v tổng số CFU. Đối với các đại lượng có độ không đảm bảo tính theo miền log10, tốt nht là thực hiện cách tính độ không đảm bảo mở rộng theo miền log10 như trong C.3.7 rồi sau đó chuyển đổi thành tổng số CPU. Việc này có thể được minh họa bằng việc tính khoảng độ không đảm bảo mở rộng cho nguyên liệu thử ở 150 CFU. Các tính toán liên quan được tổng hợp trong Bảng C.5.

Bảng C.5 - Độ lệch chuẩn tương đối tái lập đưc hiệu chỉnh

Thực phẩm

Độ không đảm bảo chuẩn (như là độ lệch chuẩn tương đối)

Độ không đảm bảo mở rộng (U) như là phần trăm của tổng s CFU

Log10 của 150 CFU

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Khoảng độ không đảm bảo theo log10 tổng s CFU

Khoảng độ không đảm bảo cuối cùng theo tổng số CFU

Tôm

7,8

15,6

2,176 1

0,339 5

1,836 6 đến 2,515 6

68 đến 328

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

8,9

17,8

2,176 1

0,387 3

1,788 8 đến 2,563 4

61 đến 366

Bột

6,4

12,8

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

0,278 5

1,897 6 đến 2,454 6

79 đến 285

C.4  Độ không đảm bảo đối với việc xác định chất xơ thô

C.4.1  Giới thiệu

Phương pháp này sử dụng để xác định chất xơ thô trong thức ăn chăn nuôi. Chất xơ thô được xác định là lượng chất hữu cơ không béo hòa tan được trong môi trường axit và môi trường kim. Hàm lượng cht xơ của thức ăn chăn nuôi thường nằm trong khoảng từ 2 % đến 12 %, biểu thị bằng t khối.

C.4.2  Tính hàm lượng chất xơ

Hàm lượng chất xơ, C, là phần trăm mẫu theo khối lượng (nghĩa là, t khối biểu th bằng phần trăm, ký hiệu là "%" trong ví dụ này), được tính từ:

C                       (C.4)

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

ms là khối lượng mẫu (xấp xỉ 1 g mẫu được lấy để phân tích), tính bằng gam;

msd là khối lượng nồi nấu và mẫu sau khi sấy khô đến khối lượng không đổi, tính bằng gam;

msa  là khối lượng nồi nấu và mẫu sau khi tro hóa, tính bằng gam;

mbd là khối lượng nồi nấu trong thử với mẫu trắng sau khi sấy khô đến khối lượng không đổi1), tính bằng gam;

mba là khối lượng nồi nấu trong thử với mẫu trắng sau khi tro hóa, tính bằng gam.

Lưu đồ minh họa các bước chính trong phương pháp này được trình bày ở Hình C.1.

C.4.3  Dữ liệu nghiên cứu phối hp

Phương pháp này là đối tượng của một loạt thử phối hợp theo TCVN 6910-2 (ISO 5725-2). Năm thực phẩm khác nhau đại diện cho hàm lượng chất xơ và chất béo điển hình được phân tích trong phép thử. Các bên tham gia thử nghiệm tiến hành tất c các công đoạn của phương pháp, bao gồm cả nghiền mẫu. Ước lượng độ lặp lại và độ tái lập thu được từ thử nghiệm được trình bày trong Bảng C.6.

Bảng C.6 - D liệu nghiên cứu phối hợp đối với chất xơ thô

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Hàm lượng chất xơ trung bình
%

Độ lệch chuẩn tái lp (sR)
%

Độ lệch chuẩn tương đối tái lập %

Độ lệch chuẩn lặp lại (sR)
%

A

2,3

0,293

0,127

0,198

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

12,1

0,563

0,046 5

0,358

C

5,4

0,390

0,072 2

0,264

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

3,4

0,347

0,102

0,232

E

10,1

0,575

0,056 9

0,391

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Để thiết lập xem độ chệch phòng thí nghiệm có nằm trong phạm vi kỳ vọng hay không, phòng thí nghiệm tiến hành nghiên cứu so sánh với mẫu chuẩn được chứng nhận bởi phương pháp đang đề cập (điều này là cn thiết đại lượng đo được xác định bằng viện dẫn đến phương pháp phân tích cụ thể). Giá trị được chng nhận là 93 g/kg ± 14 g/kg (9,3 %). Phòng thí nghiệm thu được giá trị 9,16 %, ứng với độ chệch phòng thí nghiệm Dl = -0,14%. Giá trị này hoàn toàn nằm trong khoảng có thể dự kiến từ độ lệch chuẩn tái lập ở mức gần 9%. Độ không đảm bảo chuẩn trong giá trị được chứng nhận xp xỉ bằng 0,07 g/kg (0,7% theo tỷ khối); giá trị này cũng nhỏ so với độ lệch chuẩn tái lập ở các mức chất xơ tương tự trong Bảng C.6. Do đó, độ chệch được đánh giá là chấp nhận được.

C.4.5  Kiểm soát độ chụm

Như một phần của việc kiểm tra xác nhận phương pháp của phòng thí nghiệm, các thực nghiệm được tiến hành để đánh giá độ lặp lại (trong độ chụm của mẻ) đối với thc phẩm có các hàm lượng cht xơ tương tự như một s trong số các mẫu được phân tích trong thử nghiệm phối hợp. Các kết quả được tổng hợp trong Bảng C.7. So sánh với Bảng C.6 cho thấy rằng phòng thí nghiệm đạt được độ chụm rt giống với giá trị tìm được trong nghiên cứu phối hợp.

Bảng C.7 - Dữ liệu độ lặp lại đối với thử nghiệm cht xơ thô

Nguyên liệu thử

Hàm lượng chất xơ trung bình tìm được
%

Độ lệch chuẩn lặp lại (sr)
%

F

3,0

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

G

5,5

0,264

H

12,0

0,358

C.4.6  Biến thiên độ không đảm bảo theo mức đáp ứng

Độ lệch chuẩn lặp lại và tái lập trong Bảng C.6 tăng rõ rệt theo mức chất xơ thô. Tuy nhiên, cũng có bằng chứng về xu hướng của độ lệch chuẩn tương đối tái lập, tạo ra mô hình tỷ lệ đơn giản không thích hợp. Vì vậy, thay vào đó phòng thí nghiệm chọn độ không đảm bảo tại các mức xơ quan sát được khác nhau dựa trên độ tái lập tìm được các mức tương tự trong nghiên cứu phối hp; ví dụ, đối với các mức xơ bằng hoặc dưới 2,5 % (t khối), độ lệch chuẩn tái lập là 0,29 % (tỷ khối) được chọn từ Bảng C.6.

C.4.7  Các h số bổ sung

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Bảng C.8 - Tác động của các đại lượng ảnh hưởng tới việc xác đnh chất xơ thô

Nguồn độ không đảm bảo

Giá tr

Độ không đảm bảo chuẩn

Độ không đảm bảo gắn với biểu thị như độ lệch chuẩn lặp lại

Nguồn thông tin

Khối lượng mẫu

1,0 g

0,000 20 g

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Giấy chứng nhận hiệu chuẩn

Nồng độ axit

0,000 30

D liệu công bố về thay đổi của hàm lượng chất xơ theo nồng độ axit

Nồng độ kim

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Dữ liệu công bố về thay đổi của hàm lượng chất xơ theo nồng độ kiềm

Thi gian nấu axit

0,009 0

Dữ liệu công bố về thay đổi của hàm lượng chất xơ theo thời gian nu

Thời gian nấu kiềm

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Dữ liệu công bố về thay đổi của hàm lượng chất xơ theo thời gian nấu

Sấy khô đến khối lượng không đổi

0,001 15 g

Quy định kỹ thuật của phòng thí nghiệm về khối lượng không đổi

Nhiệt độ và thời gian hóa tro

Không đáng kể

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Dữ liệu công bố - không có thay đổi đáng kể về hàm lượng chất xơ khi nhiệt độ và thời gian tro hóa thay đổi

Tổn hao khối lượng sau khi hóa tro trong quá trình thử với mẫu trng

Không đáng kể

Nghiên cứu thực nghiệm

C.4.8  Độ không đảm bảo chuẩn tổng hợp

Vì độ không đảm bảo gắn với việc sấy khô đến khối lượng không đổi không tỷ lệ với mức chất xơ thô, nên không th chọn một mô hình tỷ lệ đơn giản cho việc ước lượng độ không đảm bảo. Thay vào đó, sẽ thuận tiện khi ước lượng độ không đm bảo gắn với các mức chất xơ thô điển hình. Độ không đảm bảo ước lượng ở các mức đại diện được trình bày trong Bảng C.9.

Bảng C.9 - Độ lệch chuẩn tương đối tái lập được hiệu chỉnh

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Độ lệch chuẩn tương đối tái lặp (sR)
%

Đóng góp thêm của việc sy khô
%

Độ không đm bảo chun tng hp
u(y)

%

≤ 2,5

0,293

0,115

0,31

2,5 đến 5

0,390

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

0,41

5 đến 10

0,575

0,115

0,59

C.4.9  Độ không đảm bảo m rộng

Độ không đảm bảo mở rộng được tính bằng cách sử dụng hệ số ph 2, nó cho mức tin cậy xấp xỉ 95 %, để có độ không đảm bảo mở rộng bằng 0,6 %, 0,8 % và 1,2 % tương ứng cho dãy hàm lượng chất xơ khác nhau trong Bảng C.9.

Hình C.1 - Các hoạt động trong ước lượng chất xơ thô

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

THƯ MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO

[1] TCVN 8244-1 (ISO 3534-1), Thống kê học - Từ vựng và ký hiệu - Phần 1: Thuật ngữ chung về thống kê và thuật ngữ dùng trong xác suất

[2] TCVN 8244-2:2010 (ISO 3534-2:2006), Thống kê học - Từ vựng và ký hiệu - Phần 2: Thống kê ng dụng

[3] ISO 3534-3, Statistics - Vocabulary and symbols - Part 3: Design of experiments (Thống kê học - Từ vựng và ký hiệu - Phần 3: Thiết kế thực nghiệm)

[4] TCVN 6910-1:2001 (ISO 5725-1:1994), Độ chính xác (độ đúng và độ chụm) của phương pháp đo và kết quả đo - Phần 1: Nguyên tắc và định nghĩa chung

[5] TCVN 6910-2:2001 (ISO 5725-2:1994), Độ chính xác (độ đúng và độ chụm) của phương pháp đo và kết quả đo - Phần 2: Phương pháp cơ bản xác định độ lặp lại và độ tái lập của phương pháp đo tiêu chuẩn

[6] TCVN 6910-3:2001 (ISO 5725-3:1994), Độ chính xác (độ đúng và độ chụm) của phương pháp đo và kết quả đo - Phần 3: Thước đo trung gian độ chụm của phương pháp đo tiêu chuẩn

[7] TCVN 6910-4:2001 (ISO 5725-4:1994), Độ chính xác (độ đúng và độ chụm) của phương pháp đo và kết quả đo - Phần 4: Phương pháp cơ bản xác định độ đúng của phương pháp đo tiêu chuẩn

[8] TCVN 6910-5:2002 (ISO 5725-5:1998), Độ chính xác (độ đúng và độ chụm) của phương pháp đo và kết quả đo - Phần 5: Các phương pháp khác xác định độ chụm của phương pháp đo tiêu chuẩn

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

[10] ISO/TR 7871:19972, Cumulative sum charts - Guidance on quality control and analysis using CUSUM techniques (Biểu đồ tổng tích lũy - Hướng dẫn kiểm soát chất lượng và phân tích bằng kỹ thuật CUSUM)

[11] TCVN 7076:2002 (ISO 8258:1991)3, Biểu đồ kiểm soát Shewhart

[12] TCVN 9597-1:2013 (ISO 10576-1:2003), Phương pháp thống kê - Hướng dẫn đánh giá sự phù hợp với yêu cầu quy định - Phần 1: Nguyên tắc chung

[13] ISO 11648 (tất cả các phần), Statistical aspects of sampling from bulk materials (Các khía cạnh thống kê của lấy mẫu vt liệu dạng đống)

[14] TCVN 8056 (ISO Guide 33), Sử dụng mẫu chuẩn được chứng nhận

[15] TCVN ISO/IEC 17025 (ISO/IEC 17025), Yêu cầu chung về năng lực của phòng thử nghiệm và hiệu chuẩn

[16] TCVN 9595-3:2013 (ISO/IEC Guide 98-3:2008), Độ không đảm bảo đo - Hướng dẫn trình bày độ không đảm bảo đo (GUM:1995)

[17] TCVN 6165:2009 (ISO/IEC Guide 99:2007), Từ vựng quốc tế về đo lường học - Khái niệm, thuật ngữ chung và cơ bn (VIM)

[13] TCVN ISO/IEC 17043 (ISO/IEC 17043), Đánh giá sự phù hợp - Yêu cầu chung đối với thử nghiệm thành thạo

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

[20] Recommendation INC-1 (1980), BIPM (Khuyến nghị INC-1)

[21] Euopean Directive 70/220, Measures to be taken against air pollution by emissions from motor vehicles (Biện pháp nhằm chống ô nhiễm không khí do khí thi của ô tô)

[22] KAARLS, R. Proc.-Verbal Com. Int. Poids et Mesures, 49, BIPM, 1981, pp.A.1-A.12

Tài liệu tham khảo dùng cho Ví dụ C.2

[23] Analytical Methods Committee. Analyst, 118, 1993, p.1217

[24] SHURE, B. CORRAO, P.A. GLOVER, A. and MALINOWSKI, A.J. J. AOAC Int., 65, 1982, p.1339

[25] KING-BRINK, M. and SEBRANEK J.G. J. AOAC Int., 76, 1993, p.787

[26] BREESE JONES, D. US Department of Agriculture Circular No. 183 (August 1931)

Tài liệu tham khảo dùng cho Ví dụ C.3

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

[28] METTLER, D. and THOLEN, D. A2LA Guidance Document G108 - Guidelines for Estimating Uncertainty for Microbiological Counting Methods. American Association for Laboratory Accreditation, 2007

 

MỤC LỤC

Lời nói đầu

Lời giới thiệu

1  Phạm vi áp dụng

2  Tài liệu viện dẫn

3  Thuật ngữ và định nghĩa

4  Ký hiệu

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

5.1  Các kết quả riêng lẻ và hiệu năng quá trình đo

5.2  Kh năng áp dụng dữ liệu độ tái lập

5.3  Phương trình cơ bn dùng cho mô hình thống kê

5.4  Dữ liệu độ lặp lại

6  Đánh giá độ không đảm bảo bằng cách sử dng ước lượng độ lặp lại, độ tái lập và độ đúng

6.1  Quy trình đánh giá độ không đảm bảo đo

6.2  Chênh lệch giữa độ chụm kỳ vọng và độ chụm thực tế

7  Xác minh sự thích hợp của dữ liệu hiệu năng phương pháp với kết quả đo từ một quá trình đo cụ thể

7.1  Quy định chung

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

7.3  Kiểm tra xác nhận độ lặp lại

7.4  Kiểm tra xác nhận liên tục hiệu năng

8  Thiết lập sự phù hợp cho cá thể thử

8.1  Quy định chung

8.2  Ly mẫu

8.3  Chuẩn bị mẫu và xử lý sơ bộ

8.4  Thay đổi về loại cá thể th

8.5  Biến thiên độ không đảm bảo theo mức của đáp ứng

9  Các yếu tố bổ sung

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

11  Bảng thành phần độ không đảm bảo dựa trên dữ liệu nghiên cứu phối hp

12  Đánh giá độ không đảm bảo đối với kết quả tổng hợp

13  Trình bày thông tin về độ không đảm bảo

13.1  Trình bày chung

13.2  Chọn hệ số ph

14  So sánh thể hiện hiệu năng phương pháp và dữ liệu độ không đảm bảo

14.1  Giả định cơ bản của việc so sánh

14.2  Quy trình so sánh

14.3  Lý do khác biệt

...

...

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

Phụ lục B (tham khảo) Đánh giá độ không đảm bảo thực nghiệm

Phụ lục C (tham khảo) Ví dụ tính toán độ không đảm bảo

Thư mục tài liệu tham khảo

1) Thử với mẫu trắng liên quan đến việc để nồi nấu rỗng trong toàn bộ các giai đoạn của phương pháp

2 Tiêu chuẩn này hiện đã b hủy bỏ và thay thế bằng ISO 7870-4:2011 (TCVN 9945-4:2013), Biểu đồ kiểm soát - Phần 4: Biểu đồ tổng tích lũy.

3 Tiêu chuẩn này hiện đã bị hủy b và thay thế bằng TCVN 9945-2:2013 (ISO 7870-2:2013), Biểu đ kiểm soát - Phần 2: Biểu đồ kiểm soát Shewhart.

Văn bản này chưa cập nhật nội dung Tiếng Anh

Bạn Chưa Đăng Nhập Thành Viên!


Vì chưa Đăng Nhập nên Bạn chỉ xem được Thuộc tính của văn bản.
Bạn chưa xem được Hiệu lực của Văn bản, Văn bản liên quan, Văn bản thay thế, Văn bản gốc, Văn bản tiếng Anh,...


Nếu chưa là Thành Viên, mời Bạn Đăng ký Thành viên tại đây


Bạn Chưa Đăng Nhập Thành Viên!


Vì chưa Đăng Nhập nên Bạn chỉ xem được Thuộc tính của văn bản.
Bạn chưa xem được Hiệu lực của Văn bản, Văn bản liên quan, Văn bản thay thế, Văn bản gốc, Văn bản tiếng Anh,...


Nếu chưa là Thành Viên, mời Bạn Đăng ký Thành viên tại đây


Bạn Chưa Đăng Nhập Thành Viên!


Vì chưa Đăng Nhập nên Bạn chỉ xem được Thuộc tính của văn bản.
Bạn chưa xem được Hiệu lực của Văn bản, Văn bản liên quan, Văn bản thay thế, Văn bản gốc, Văn bản tiếng Anh,...


Nếu chưa là Thành Viên, mời Bạn Đăng ký Thành viên tại đây


Bạn Chưa Đăng Nhập Thành Viên!


Vì chưa Đăng Nhập nên Bạn chỉ xem được Thuộc tính của văn bản.
Bạn chưa xem được Hiệu lực của Văn bản, Văn bản liên quan, Văn bản thay thế, Văn bản gốc, Văn bản tiếng Anh,...


Nếu chưa là Thành Viên, mời Bạn Đăng ký Thành viên tại đây


Tiêu chuẩn quốc gia TCVN 10861:2015 (ISO 21748:2010) về Hướng dẫn sử dụng ước lượng độ lặp lại, độ tái lập và độ đúng trong ước lượng độ không đảm bảo đo

Bạn Chưa Đăng Nhập Thành Viên!


Vì chưa Đăng Nhập nên Bạn chỉ xem được Thuộc tính của văn bản.
Bạn chưa xem được Hiệu lực của Văn bản, Văn bản liên quan, Văn bản thay thế, Văn bản gốc, Văn bản tiếng Anh,...


Nếu chưa là Thành Viên, mời Bạn Đăng ký Thành viên tại đây


2.793

DMCA.com Protection Status
IP: 222.255.214.198