Thuộc tính
Nội dung
Tiếng Anh (English)
Văn bản gốc/PDF
Lược đồ
Liên quan hiệu lực
Liên quan nội dung
Thuộc tính
Tải về
Các bản dự thảo

Đang tải văn bản...

Tiêu chuẩn Việt Nam TCVN 6751:2000 chất lượng không khí - xác định đặc tính tính năng của phương pháp

Số hiệu:	TCVN6751:2000	Loại văn bản:	Tiêu chuẩn Việt Nam
Nơi ban hành:	Bộ Khoa học Công nghệ và Môi trường	Người ký:	***
Ngày ban hành:	Năm 2000	Ngày hiệu lực:
		Tình trạng:	Đã biết

) ( z ) ( z ,z

Ngoài ra, sự phụ thuộc của si2 vào c được mô phỏng [2] bằng phương trình:

do đó các hệ số của đa thức bậc 2 không trọng lượng của có thể được tính như:

Thành phần Q(z^m,ηⁿ) thu được bằng cách thay thế z bằng z và η bằng z hoặc y:

Thí dụ về hàm phương sai thu được bằng cách này được minh hoạ ở hình 4.

Do đó hàm phương sai được làm trơn thu được như sau:

...

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

Trọng số ω_i tại c_i (i = 1 đến M) sau này được sử dụng trong tính toán hàm hiệu chuẩn [ 1,2, 3] tỉ lệ thuận với nghịch đảo của phương sai trên

6.2.1.3 Tính toán hàm hiệu chuẩn

Hàm hiệu chuẩn tuyến tính [5]

x = β₀ + β₁c ...(13)

có thể ước lượng bằng

= b0 + b1c ...(14)

trong đó

...

Hình 4 - Mối tương quan logarit của hàm phương sai

Thêm vào đó các độ lệch chuẩn khác nhau được xác định là những mô tả cho sự phân tán giữa các giá trị thực, các giá trị đo được và các tín hiệu ra, lại xuất hiện một sự phân tán đặc biệt để dùng cho quá trình ước lượng nói chung.

Sự phân tán này có thể được mô tả bằng độ lệch chuẩn sau đây:

Đôi khi các tín hiệu ra thu được sau khi hiệu chỉnh theo mẫu trắng. Khi các mẫu trắng tương ứng với các mẫu hiệu chuẩn zero thực, hàm hiệu chuẩn đã sửa phải đi qua gốc toạ độ. Trong trường hợp này, hệ số b1 trở thành:

Độ lệch chuẩn, , là bất biến đối với phép biến đổi, nhưng số bậc tự do chuyển thành;

...

6.2.1.4 Tính toán hàm phân tích

Tính toán hàm phân tích bằng phép nghịch đảo hàm hiệu chuẩn

6.2.1.5 Tính tuyến tính

Giả thiết về tính tuyến tính của hàm hiệu chuẩn (xem hình 5) được kiểm tra bằng phép thử F [6]

trong đó

Nếu F không vượt giá trị trên bảng F_{v1; v2;1-α} của phân bố F đối với phép thử một phía với mức ý nghĩa α= 0,05 (xem phụ lục B) được lấy làm giá trị tới hạn, tính chất phi tuyến là không đáng kể và đặc tính tiếp theo có thể được xác định.

...

Nếu bất đẳng thức xảy ra (xem hình 5), có thể tính các đặc tính tiếp theo. Nếu bất đẳng thức không xảy ra, không tính tiếp các đặc tính khác và làm theo qui trình phải chấm dứt. Đối với tình huống sau, nên theo thủ tục sau đây:

a) kiểm tra chất lượng các mẫu đối chứng được coi là nguyên nhân tiềm tàng gây nên sự không tuyến tính.

b) nếu dựa vào kết quả kiểm tra này, không thể giải quyết được vấn đề, hãy kiểm tra xem khoảng phụ con trong đó bất đẳng thức xảy ra có chứa vùng quan tâm hay không, hoặc phép thử biến đổi đơn điệu với đạo hàm bậc 1 đơn điệu để giảm độ lệch khỏi tuyến tính.

c) nếu khả năng giảm sự sai lệch của tính tuyến tính được chấp nhận thì cần phải xác định một phương pháp đo mới trong đó đòi hỏi cách tính khác đối với các đặc tính.

Hình 5 - Đồ thị của một hàm hiệu chuẩn không tuyến tính - Giả thiết tuyến tính bị bác bỏ

6.2.1.6 Độ bất định do ước lượng hàm hiệu chuẩn

Các hệ số của hàm hiệu chuẩn b0 và b1, là các ước lượng từ một số lần đo có giới hạn. Do đó chúng sẽ lệch khỏi các giá trị thực thu được từ một tập hợp đầy đủ. Bởi vậy, bất kỳ giá trị ước lượng nào của phép đo , thu được từ hàm hiệu chuẩn sẽ lệch khỏi giá trị thực. Độ lệch này sẽ thay đổi một cách ngẫu nhiên mỗi khi hệ thống quan trắc được hiệu chuẩn.

...

Đối với một sự hiệu chuẩn hai điểm đơn giản hoá, với giả thiết đặc tính được đánh giá giữ ổn định, có thể áp dụng công thức gần đúng sau đây:

với các chất đối chứng tại

C=0 (mẫu không)

C=c_sp (mẫu gián đoạn)

6.2.1.7 Độ chính xác

6.2.1.7.1 Độ lặp lại

Độ lặp lại, r, được tính bằng hàm của các phương sai có liên quan tới các điều kiện tương ứng (xem ISO 5725).

...

Tính độ lặp lại r từ

trong đó t_v;0,975là giá trị được xếp bảng t_v;1-α/2của phân bố t cho phép thử hai phía đối với mức có nghĩa α

Chú thích 9 - Sự có mặt của hệ số là do theo định nghĩa r và R, biểu thị sự khác biệt giữa hai phép đo riêng biệt.

6.2.1.7.2 Độ tái lập

Các thử nghiệm thực hiện với độ tái lập được mô tả trong ISO 5725.

6.2.1.8 Độ phân giải của phép đo

Độ phân giải của phép đo tại C = c có thể được ước lượng bằng:

...

6.2.1.9 Giới hạn dưới của sự phát hiện

Tính phương sai, (0) , tại C = 0 từ hàm phương sai (6.2.1.2). Độ lệch chuẩn lặp lại theo 6.2.1.7

Đối với các điều kiện đối chứng của sự vận hành, giới hạn phát hiện dưới (LDL) trở thành;

6.2.1.10 Giới hạn trên của phép đo

Giới hạn trên của phép đo xấp xỉ với giá trị đặc tính chất lượng không khí tương ứng với giá trị đo được tối đa đã được khẳng định bằng quá trình hiệu chuẩn.

Chú thích 10 - Đối với các phương pháp trung bình hoá tín hiệu đặc trưng, giới hạn trên của sự vận hành của phép đo sẽ bị giảm do dao động giá trị của đặc tính chất lượng không khí trong thời kỳ trung bình hoá.

6.2.2 Tính không ổn định

...

Độ trôi và độ phân tán thu được từ đường hồi qui của biến ra theo thời gian trong đó khoảng thời gian tín hiệu ra đạt yêu cầu là khoảng thời gian quan tâm (hình 6). Độ trôi bằng độ dốc của các hàm hồi qui và độ phân tán được đo bởi độ lệch chuẩn của dư.

6.2.2.1 Qui trình thử nghiệm

Chọn khoảng thời gian ∆Q, trong đó tính không ổn định sẽ được thử, thí dụ: khoảng thời gian giữa các lần dự định hiệu chuẩn.

Dùng các chất chuẩn của C = c_ivà C = c_u(c_l ở phần thấp hơn và c_u ở phần cao hơn của dãy đo; c_l<< c_u).

Tại Q = 0, mẫu tại C = c_l. Ghi tín hiệu ra tương ứng x_l;0.

Mẫu tại C = c_u. Ghi tín hiệu ra tương ứng x_u;0.

Lặp lại quá trình này ở những khoảng thời gian bằng nhau, ∆Q . Tổng số các phép đo, L, ít nhất phải là tám.

Hình 6 - Thí dụ về các kết quả thử tính không ổn định

...

Đối với C= c_l, tính độ trôi, p_l, và độ lệch chuẩn phân tán, s_l.

Đối với C = c_u, tính các giá trị tương ứng của p_u và s_u.

6.2.2.3 Tính toán độ trôi

Độ trôi được biểu thị bởi sự thay đổi của b0 và b1 của đường chuẩn theo thời gian.

Với mọi giá trị của C= c nằm trong khoảng được xem xét, độ trôi ước lượng trở thành sẽ là:

6.2.2.4 Tính toán độ phân tán

...

Độ phân tán đối với sự không ổn định được tính là:

Nếu độ phân tán không vượt quá độ lệch chuẩn lặp lại tương ứng, những dao động trong khoảng thời gian dài được đánh giá và có thể bỏ qua khoảng thời gian ∆Q.

6.2.3 Sự phụ thuộc của giá trị đo được vào các biến ảnh hưởng

Phép thử này được xây dựng để ước lượng việc thực hiện thu được trong các điều kiện hiện trường5). Giả thiết rằng tác động của biến ảnh hưởng đến các giá trị đo được có thể xác định thoả đáng bằng các phép thử ở các cực trị (xem hình 7).

Chia các biến ảnh hưởng thành các lớp hiệu ứng đã biết và chưa biết đối với giá trị đo được. Các thí dụ của hiệu ứng đã biết là nhiệt độ và áp suất với điều kiện phương trình trạng thái khí kinh điển có thể áp dụng. Tuy nhiên thường thì mối quan hệ phức tạp hơn mà chưa được biết trước, thí dụ ảnh hưởng của nhiệt độ là do các thiết bị điện tử, những ảnh hưởng đó là do điện áp lưới và nồng độ chất cản trở.

Hình 7 - Tác động của một biến ảnh hưởng đến một hàm hiệu chuẩn tuyến tính - Thí dụ về sự hiệu chuẩn 2 điểm

...

Biểu thị giá trị đo được, , là hàm hiệu chuẩn của đặc tính chất lượng không khí và biến ảnh hưởng thứ i, IV_i:

= g(C, IV₁, .... , IV_k)

Sự phụ thuộc, DEP, vào IV_i tại C= c là được lấy xấp xỉ theo đạo hàm riêng tương ứng:

6.2.3.2 Sự phụ thuộc chưa biết

Dùng chất chuẩn của C= c_i và C= c_u (c_l trong phần thấp hơn và cu trong phần cao hơn của khoảng đo; c₁<<c_u)

Để xác định bằng thực nghiệm sự phụ thuộc vào biến ảnh hưởng tiến hành thử nghiệm/kiểm tra lại các cực trị vận hành của biến ảnh hưởng và trong các điều kiện chuẩn đối với các biến ảnh hưởng còn lại như sau:

Ghi đối với mỗi giá trị của C sự khác nhau về tín hiệu ra, ∆_x, tiếp tục từ một giá trị thử nghiệm/kiểm tra cực trị IV_i đến giá trị khác.

Tính sự phụ thuộc, DEP vào biến ảnh hưởng IVi tại C = ck; k = l, u

...

Sự phụ thuộc của b0 và b1 vào biến ảnh hưởng được biểu thị bằng:

Tại bất kỳ giá trị nào của C= c trong khoảng xem xét, sự phụ thuộc ước tính của giá trị đo được vào biến

ảnh hưởng, IVi trở thành:

0 1

Theo TCVN 6500; 1999 (ISO 6879), xấp xỉ bậc 1 đối với độ chọn lọc, I, tương ứng với IV_i, được biểu thị bởi:

6.3 Đặc tính vận hành

...

Khảo sát đặc tính thực hiện, đặc tính này rất có thể là một yếu tố giới hạn về thời gian. Các thí dụ

- giới hạn phát hiện dưới;

- độ lặp lại.

Khảo sát các điều kiện vận hành bất lợi nhất có thể xảy ra. Thử nghiệm ở các điều kiện đó. Nếu hệ thống đo đang vận hành, quay về điều kiện không vận hành, chờ tới khi hệ thống đo ổn định trở lại. Khởi đầu hệ thống đo. Xác định thời gian trôi qua để đạt được khoảng đã cho của đặc tính đã chọn.

6.3.2 Thời kỳ không có người trông coi

Dùng giá trị giới hạn các đặc tính đã được kể đến (xem 6.3.1). Khảo sát đặc tính tới hạn làm hạn chế thời kỳ không có người trông coi.

Khảo sát các điều kiện vận hành bất lợi nhất có thể xảy ra. Thực hiện các vận hành bảo dưỡng cần thiết.

Khởi đầu hệ thống đo theo hướng dẫn vận hành ở các điều kiện vận hành bất lợi nhất khởi động hoặc leo lên với hệ thống đo được. Ghi thời gian trôi qua cho tới khi ổn định.

Chạy hệ thống đo không có sự can thiệp.

...

Lặp lại thử nghiệm vài lần hoặc thử bằng các hệ thống đo khác nhau. Thời kỳ tối thiểu trong tập hợp trôi qua cho tới khi lần kiểm tra không đạt yêu cầu đầu tiên được xem như thời kỳ vận hành không có người trông coi nói chung.

Báo cáo về thời kỳ vận hành không có người trông coi cùng với các khoảng có thể chấp nhận được của các đặc tính.

Phụ lục A

(qui định)

PHÉP THỬ GIÁ TRỊ NGOẠI LAI HAI PHÍA CỦA GRUBBS

Các giá trị được xếp thành bảng của phép thử nghiệm giá trị ngoại lai hai phía của Grubbs đối với mức ý nghĩa ỏ = 0,05 được cho trong bảng A.1

Bảng A.1

Số lượng các lần lặp

Giá trị được xếp bảng

...

1,481

1,715

1,887

2,020

2,126

2,215

2,290

...

2,412

2,462

2,507

2,549

2,585

2,620

2,651

2,681

...

2,822

2,908

3,036

3,128

...

(qui định)

PHÂN BỐ F

Các giá trị được xếp bảng F_{v1, v2;1-α}của phân bố F đối với thử nghiệm một phía cho mức có nghĩa α = 0,05 được cho trong bảng B.1

Bảng B.1

Mẫu số v₂

Số bậc tự do của phương sai trong tử số v₁

...

3,23

2,84

2,61

2,45

2,34

2,25

2,18

2,12

2,08

...

2,00

4,03

3,18

2,79

2,56

2,40

2,29

2,20

...

2,07

2,03

1,99

1,95

4,00

3,15

2,76

2,53

...

2,25

2,17

2,10

2,04

1,99

1,95

1,92

100

3,94

...

2,70

2,46

2,31

2,19

2,10

2,03

1,97

1,93

1,89

...

120

3,92

3,07

2,68

2,45

2,29

2,18

2,09

2,02

...

1,91

1,87

1,83

∞

3,84

3,00

2,60

2,37

2,21

...

2,01

1,94

1,88

1,83

1,79

1,75

Các giá trị F_{v1, v2;0,95} đối với v₁ > 30 cũng có thể thu được từ:

F_{v1, v2;0,95} = 10^A

trong đó

...

Phụ lục C

(qui định)

PHÂN BỐ t

Các giá trị được xếp bảng phân bố t với mức ý nghĩa α = 0,05 được cho trong bảng C.1

Bảng C.1

Số bậc tự do

Trường hợp một phía

t_;1-α = t;0,95

...

t_;1-ỏ/2 = t_;0,975

...

∞

6,314

2,920

2,353

2,132

2,015

1,943

...

1,860

1,833

1,812

1,796

1,782

1,771

1,761

1,753

...

1,746

1,740

1,734

1,729

1,725

1,697

1,684

...

1,671

1,645

12,706

4,303

3,182

2,776

2,751

...

2,365

2,306

2,262

2,228

2,201

2,179

2,160

2,145

...

2,120

2,110

2,101

2,093

2,086

2,042

...

2,000

1,960

Các giá trị t_v;0,95đối với > 3 cũng có thể thu được từ:

Các giá trị tớ;0,975 đối với ớ > 3 thu được từ:

...

Phụ lục D

(tham khảo)

TÀI LIỆU THAM KHẢO

[1] Grubbs, F.E. và Beck, G. Sự mở rộng cỡ mẫu và các điểm phần trăm đối với thử nghiệm về sự có nghĩa của các quan sát lạc lõng: Technometrics, 14, 1972, trang 847-854.

Grubbs, F.E. và Beck, G. Extension of sample size and percentages points for significance tests of outlying observations. Technometrics, 14, 1972, pp. 847-854.

[2] Garden, J.S., Mitchell, D.G. và Mills W.N. Các kỹ thuật hồi qui phương sai thay đổi đối với việc phân tích dựa vào đường hiệu chuẩn Anal. Chem, 52, 1980 trang 2310 - 2315.

Garden, J.S., Mitchell, D.G. và Mills W.N. Non-constant variance regression techniques for calibration- curve-based analysis. Anal. Chem., 52, 1980, pp. 2310- 2315.

[3] Green, J.R. và Margerison, D. xử lý thống kê các số liệu thực nghiệm. Elsevier, Amsterdam 1978. Green, J.R. và Margerison, D. Statistical Treatment of Experimental data. Elsevier, Amsterdam 1978.

[4] Draper, N.R. và Smith, H. Phân tích hồi qui ứng dụng. Wiley, New York, 1966. Draper, N.R. và Smith, H. Applied Regression Analysis. Wiley, New York, 1966.

...

[6] Dixon.W. Nhập đề phân tích thống kê McGraw-Hill. New York, 1969.

Dixon.W. Introduction to Statistical Analysis. McGraw-Hill. New York, 1969.