Thực thể
|
Đặc trưng định
lượng của thực thể
|
Đặc trưng cá thể
|
Trung bình
|
Tính thuần nhất
|
Tần suất tương đối
|
Cá thể có thể phân biệt hay cá nhân
(trọng lượng để cân)
|
x
{khối lượng}
|
-
-
|
x
-
|
-
-
|
Nhóm cá thể có thể phân biệt (lô hay tổng
thể)
{lô túi đường}
|
-
-
|
x
{khối lượng trung bình
trên một túi}
|
x
{độ lệch chuẩn khối
lượng các túi}
|
x
{phần trăm các túi
có khối lượng phù hợp}
|
Quá trình
{sản xuất chai}
|
-
-
|
x
{thể tích trung
bình trên một chai được sản xuất}
|
x
{độ lệch chuẩn của
thể tích các bình được sản xuất}
|
x
{phần trăm các chai
sản xuất có thể tích phù hợp}
|
Lô vật liệu dạng đống (vật liệu dạng hạt,
chất lỏng hay khí)
{lô đôlômit}
|
-
|
x
{tỷ lệ khối lượng
sợi amiăng}
|
x
{độ lệch chuẩn của
tỷ lệ khối lượng amiăng giữa các đơn vị lấy mẫu quy định}
|
x
{tỷ lệ khối lượng
sợi amiăng có chiều dài phù hợp}
|
Dịch vụ
{điều trị một bệnh cụ thể
|
-
-
|
x
{thời gian đợi
trung bình từ khi có báo cáo về bệnh đến khi bắt đầu điều trị}
|
x
{độ lệch chuẩn của
thời gian đợi từ khi có báo cáo về bệnh đến khi bắt đầu điều trị}
|
x
{phần trăm thời
gian đợi để bắt đầu điều trị có độ dài phù hợp}
|
Ký hiệu “x” trong bảng chỉ ra rằng đặc
trưng có thể được xem xét đối với thực thể đang xét. Các ví dụ cụ thể được
cho trong ngoặc móc {}.
Nội dung trong bảng này không được coi là
đầy đủ.
|
PHỤ
LỤC B
(tham khảo)
Các
ví dụ
B.1 Khái quát.
Các ví dụ dưới đây chỉ bao hàm một số tổ hợp
các thực thể và đặc trưng định lượng nêu trong Bảng A.1. Các ví dụ không thể
hiện bất kỳ tổ hợp quan trọng cụ thể nào của thực thể và đặc trưng quan tâm.
B.2. Ví dụ 1
Trong một loạt trục thép tiện tinh, kích
thước danh nghĩa Æ 25 mm x 150 mm, giới
hạn quy định đối với đường kính (đường kính hai điểm) của mỗi trục là LSL
= 24,9 mm và USL = 25,0 mm. Do đó, thực thể là trục và đặc
trưng là đường kính trục.
Phép đo được thực hiện bằng cách sử dụng
micrômét đo ngoài tương tự có đe đo phẳng, phạm vi đo từ 0 đến 25 mm với khoảng
thang đo Vernier là 10-3 mm. Độ không đảm bảo chuẩn của phép đo, = 3,79 x 10-3 mm, được tính
từ một số nhà phân phối (xem A.2 của ISO/TS 14253-2:1999). Vì lí do kinh tế,
phép kiểm nghiệm sự phù hợp một giai đoạn được thực hiện cho từng trục trong
loạt thay vì phép thử hai giai đoạn. Khoảng không đảm bảo được tính theo 6.2.1
của GUM : 1993, sử dụng hệ số phủ = 2. Khoảng không
đảm bảo với các phép đo ba trục là (24,857 ±
0,007 6) mm; (24,907 ± 0,0076) và (24,962 ± 0,007 6) mm. Theo 6.3, trục thứ nhất
được công bố là không phù hợp và trục thứ ba được công bố là phù hợp với yêu
cầu trong khi phép kiểm nghiệm sự phù hợp trục thứ hai cho kết quả không xác
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
Theo danh mục các giá trị giới hạn, nồng độ
chì trong máu các cá thể không được vượt quá 0,97 mmol/l. Do đó thực thể là máu của cá
thể. Đặc trưng theo định nghĩa là nồng độ kim loại vết trong máu tại thời điểm
lấy mẫu máu. Khi sử dụng quy trình hai giai đoạn, mẫu máu được chia thành hai
mẫu con và mẫu thứ hai chỉ được đo nếu khoảng không đảm bảo sau giai đoạn thứ
nhất có chứa giá trị giới hạn (xem 6.2). Các phép đo được thực hiện theo quy
trình đo tiêu chuẩn vận hành với tốc độ không đảm bảo =
0,048 mmol/l[7,8].
Khoảng không đảm bảo của phép đo có thể được thể hiện dưới dạng khoảng tin cậy
(1-a) đối với giá trị của
đặc trưng [10,11]. Với phép đo độc lập,
mỗi phép đo có độ không đảm bảo được thực hiện và
trung bình số học của các phép đo là thì khoảng tin cậy
được cho bằng
trong đó u1-a/2 là phân vị 1-a/2 của phân bố chuẩn chuẩn hóa[1].
Nồng độ Pb trong máu một cá thể cụ thể được
đo. Cá thể chỉ chịu phơi nhiễm chì thông qua lượng thức ăn hàng ngày và phát
thải khí từ phương tiện động cơ. Ước lượng nồng độ Pb từ phép đo mẫu con máu
thứ nhất (=1) được tính là Y1
= 0,60 mmol/l. Khoảng không
đảm bảo được cho dưới dạng khoảng tin cậy 0,95 đối với w là 0,504 mmol/l đến 0,693 mmol/l. Vì khoảng này hoàn toàn nằm
trong vùng phù hợp nên, theo 6.3, sự phù hợp với yêu cầu được công bố.
Nồng độ Pb đối với cá thể khác chịu thêm phơi
nhiễm chì từ công việc hàng ngày cũng được đo. Kết quả đo từ mẫu con thứ nhất =1) là Y1 = 1,06 mmol/l và khoảng tin cậy 0,95 tương ứng
đối với nồng độ Pb là 0,96 mmol/l
đến 1,15 mmol/l. Vì khoảng cách
này chứa giá trị giới hạn nên mẫu con thứ hai được đo (=2).
Kết quả phép đo này là 1,00 mmol/l.
Các phép đo từ hai giai đoạn này được kết hợp thành Y = (1,06 + 1,00)/2 mmol/l = 1,03 mmol/l. Khoảng tin cậy đối với nồng độ
Pb dựa trên trung bình số học của hai ước lượng được tính từ công thức cho ở
trên (= 2) dẫn đến khoảng từ 0,96 mmol/l đến 1,10 mmol/l. Giá trị giới hạn nằm trong
khoảng này. Do đó, không thể kết luận rằng nồng độ Pb không phù hợp với yêu cầu.
Vì vậy, theo 6.3, kết quả từ hai phép kiểm nghiệm sự không phù hợp là không xác
định.
Cần nhấn mạnh rằng quy trình thực hiện phép
kiểm nghiệm sự phù hợp đối với nồng độ chì trong máu người nêu ở trên không
tương đương với quy trình chuẩn hiện được sử dụng.
B.4. Ví dụ 3
Tại một địa điểm, có quy định tổng khối lượng
cadimi (Cd) trong nước thải của nhà máy điện không được vượt quá khối lượng
hàng ngày là 5 g trong trên 20% số ngày của giai đoạn đo. Do đó, thực thể là
quá trình thải nước hàng ngày của nhà máy điện. Đặc trưng quan tâm là 80 % phân
vị (nghĩa là phân vị 0,8) trong phân bố lượng Cd thải hàng ngày. Giới hạn quy
định trên đối với phân vị là 5 g Cd. Các nghiên cứu về lượng Cd hàng ngày trong
quá trình thải nước chỉ ra rằng phân bố lượng Cd có thể được mô tả bằng phân bố
chuẩn loga. Giới hạn tin cậy trên, UCL, trong khoảng tin cậy
(1-a) một phía đối với
phân vị p trong phân bố chuẩn loga dựa trên mẫu n phép đo độc lập
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
là trung bình số
học của logarit n quan trắc;
là độ lệch chuẩn
mẫu tương ứng;
là phân vị của phân bố không
trung tâm với bậc tự do và tham số không
trung tâm
Với ký
hiệu cho phân vị p của phân bố chuẩn chuẩn hóa, được
cho bởi . Phép kiểm nghiệm sự phù hợp một giai
đoạn được thực hiện trên 10 mẫu nước thải hàng ngày; mỗi mẫu được lấy liên tiếp
với khoảng thời gian 14 d. Hàm lượng Cd trong từng mẫu được đo và lượng thải Cd
hàng ngày được ước lượng với giả định về độ đồng nhất của hàm lượng Cd trong
nước thải. Độ không đảm bảo của các kết quả đo riêng lẻ (nghĩa là lượng thải Cd
hàng ngày) là không đáng kể so với biến thiên về lượng thải Cd giữa các ngày
đơn lẻ.
Lượng Cd thải hàng ngày của 10 quan trắc thu
được dưới đây (tính bằng gam):
0,348 6; 0,140 8; 0,089 0; 1,141 7; 0,752 4;
0,626 2; 3,756 0; 0,552 0; 0,230 4; 1,722 6
Trung bình số học và độ lệch chuẩn của
logarit tự nhiên của các quan trắc là:
= 0,624 837 và = 1,143 79
Vì = 0,80, ta có = 0,841 621 và do đó = -2,661 44. Đối với khoảng tin cậy 95
% (nghĩa là = 0,05) cho phân vị 80 %, ta có
...
...
...
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
Do đó, giới hạn trên của khoảng tin cậy 95 %
một phía đối với phân vị 80 % trong phân bố của lượng Cd hàng ngày trong nước
thải là
(-0,624 837 + 1,143
79 x 5,386 87/) = (1,323
58) = 3,756 86
Vì < 5 nên có thể
công bố sự phù hợp với các yêu cầu.
B.5. Ví dụ 4
Đolomit Scandinavi thường chứa một tỷ lệ nhỏ
sợi amiăng có thể gây hại cho sức khỏe của những người phơi nhiễm đolomit. Vì
lý do sức khỏe, giới hạn trên được quy định đối với tỷ lệ khối lượng amiăng
trong đôlômmit Scandinavi dùng trong công nghiệp. Giới hạn quy định trên là tỷ
lệ khối lượng 0,001 % hoặc 0,1 %. Trước khi các lô đôlômit được lưu thông chế
biến, chúng cần qua phép kiểm nghiệm sự phù hợp với quy định này.
Do đó thực thể là lô đolomit và đặc trưng
quan tâm là tỷ lệ khối lượng, , sợi amiăng trong
lô đó, nghĩa là quy định £ 0,1 %.
Để ước lượng tỷ lệ khối lượng, một số mẫu đầu
được chọn từ lô. Từ mỗi số gia, số mẫu thí nghiệm quy định được hình thành và
sử dụng để phân tích. Đối với mỗi mẫu đầu, giá trị trung bình, , của tỷ lệ khối lượng tìm thấy trong
các mẫu thí nghiệm tương ứng được tính toán. Khi số mẫu thí nghiệm lớn, phân bố
(trên các mẫu đầu) của các giá trị trung bình này có thể được tính gần đúng
bằng phân bố chuẩn với trung bình và phương sai . Phương sai chứa
các phân bố từ biến thiên giữa các đầu, biến thiên trong các mẫu đầu và độ
không đảm bảo đo gắn với phép phân tích các mẫu thí nghiệm.
Khi n mẫu đầu được phân tích và cùng
một số lượng mẫu thí nghiệm được hình thành từ mỗi trong số n mẫu đầu,
tỷ lệ khối lượng , sợi amiăng trong lô được
ước lượng bằng trung bình số học, , của các kết quả
từ các mẫu đầu, nghĩa 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
Khoảng tin cậy (1-a) đối với được
cho là
trong đó là
phân vị 1-a/2 của phân bố t
với n-1 bậc tự do[1].
Lô đôlômit Scandinavi được mang đến kiểm
nghiệm sự phù hợp với quy định kỹ thuật về hàm lượng amiăng. Vì quy trình đó
rất tốn thời gian nên phép thử được quyết định theo quy trình hai giai đoạn với
năm mẫu đầu trong giai đoạn thứ nhất và bốn mẫu đầu trong giai đoạn thứ hai. Từ
mỗi mẫu đầu, 10 mẫu thí nghiệm được tạo thành cho phân tích.
Các kết quả sau đã thu được (tỷ lệ khối lượng
amiăng) trong giai đoạn thứ nhất:
0,152%; 0,070 4 %; 0,077 2 %; 0,073 1 %; 0,055
1%
Dựa trên các quan trắc từ giai đoạn thứ nhất
và sử dụng a = 0,05, thu được
khoảng tin cậy sau đây đối với : 0,085 6% ± (2,776 x 0,038 1 %)/= (0,038 %; 0,133 %). Vì giới hạn quy
định, 0,1 %, nằm trong khoảng nên cần tiến hành giai đoạn kiểm nghiệm sự phù
hợp thứ hai và phân tích 10 mẫu thí nghiệm từ mỗi trong số bốn mẫu đầu còn lại.
Các kết quả sau đã thu được từ các mẫu này:
0,082 8 %; 0,067 1 %; 0,074 3 %; 0,056 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
0,078 7 % ±
2,306 x 0,029 0/% = (0,056 %; 0,101 %).
Vì khoảng cách này cũng chứa giới hạn quy
định nên sự phù hợp với yêu cầu không được chứng minh.
THƯ
MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO
[1] TCVN ISO 9000 (ISO 9000), Hệ thống quản
lý chất lượng – Cơ sở và từ vựng
[2] ISO 2602:980, Statistical
interpretation of test results – Estimation of the mean – Confidence interval
(Giải thích thống kê kết quả thử - Ước lượng trung bình – Khoảng tin cậy)
[3] ISO 2854:1976, Statistical
interpretation of data – Techniques of estimation and tests relating to means
and variances (Giải thích dữ liệu thống kê – Kỹ thuật ước lượng và kiểm
nghiệm liên quan đến trung bình và phương sai)
[4] ISO/TS 14253-1:1999, Geometrical
Product Specification (GPS) – Inspection by measurement of workpieces and measuring
equipment – Part 2: Guide to the estimation of uncertainty in GPS measurement,
in calibration of measuring equipment and in product verification (Quy định
sản phẩm hình học (GPS) – Kiểm tra bằng phép đo của phương tiện đo và vật gia
công – Phần 2: Hướng dẫn ước lượng độ không đảm bảo của phép đo GPS, trong hiệu
chuẩn phương tiện đo và kiểm định sản phẩm)
[5] ISO Guide 2: 19964), Standardization
and related activities – General vocabulary (Tiêu chuẩn hóa và hoạt động
liên quan – Từ vựng 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] CHRISTENSEN, J.M., POULSEN, O.M và
ANGLOV, T., Protocol for the design and interpretation of method evaluation in
AAS analysis. Application to the determination of lead and manganese in blood. Journal
of analytical atomic spectroscopy, 1992, vol. 7, pp 329-334 (Giao thức
thiết kế và giải thích đánh giá phương pháp trong phân tích AAS. Áp dụng cho
việc xác định chì và mangan trong máu. Tạp chí quang phổ nguyên tử phân tích).
[8] CHRISTENSEN, J.M., Human exposure to
toxic metals, factors influencing interpretation of biomonitoring results, Science
of the total environment, 1995, vol. 166, pp 89-135 (Phơi nhiễm của người
với kim loại độc, các yếu tố ảnh hưởng tới việc giải thích các kết quả theo dõi
sinh học, Khoa học môi trường tổng thể).
[9] HOST, E., THYREGOD, P. và WILRICH,
P.-TH., On conformity testing and the use of two-stage procedures, International
statistical review, 2001, vol. 69 (3) (Về phép kiểm nghiệm sự phù hợp và sử
dụng quy trình hai giai đoạn, Xem xét thống kê quốc tế)
[10] KRISTIANSEN, J., CHRISTENSEN, J.M và
NIELSEN, J.L., Uncertainty of atomic absorption spectrometry: Applications to
the determination of lead in blood. Mikrochimica Acta, 1996, vol. 123,
pp 241-249 (Độ không đảm bảo của phép đo phổ hấp thụ nguyên tử. Áp dụng cho
việc xác định lượng chì trong máu).
[11] KRISTIANSEN, J. và CHRISTENSEN, J.M.,
Traceability and uncertainty in analytical measurements, Annals of clinical
biochemistry, 1998, vol.35, pp. 371-379 (Tính liên kết chuẩn và độ không
đảm bảo trong phép đo phân tích. Biên niên sử về hóa sinh lâm sàng).
MỤC LỤC
Lời nói đầu
Lời giới thiệu
...
...
...
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
2. Tài liệu viện dẫn
3. Thuật ngữ và định nghĩa
4. Quy định các yêu cầu
4.1. Yêu cầu về xác định giá trị giới hạn
4.2. Báo cáo giá trị giới hạn
5. Độ không đảm bảo của kết quả
5.1. Khái quát
5.2. Báo cáo độ không đảm bảo của kết quả đo
6. Đánh giá sự phù hợp với 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
6.2. Kiểm nghiệm sự phù hợp theo hai giai
đoạn
6.3. Kiểm nghiệm sự phù hợp theo một giai
đoạn
6.4. Khoảng không đảm bảo cho dưới dạng
khoảng tin cậy
6.5. Kết quả không xác định của phép kiểm
nghiệm sự phù hợp
7. Báo cáo kết quả đánh giá sự phù hợp
7.1. Khái quát
7.2. Đảm bảo sự phù hợp
7.3. Đảm bảo sự không phù hợp
7.4. Kết quả không xác 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
Phụ lục B (tham khảo), Các ví dụ
Thư mục tài liệu tham khảo
1) Tiêu chuẩn này hiện đã được thay thế
bằng ISO 3534-1:2006 và được chấp nhận thành TCVN 8244-1:2010.
2) Tiêu chuẩn này hiện đã được thay thế
bằng ISO 3534-2:2006 và được chấp nhận thành TCVN 8244-2:2010.
3)
Tiêu chuẩn này hiện đã được thay thế bằng ISO/IEC Guide 98-3:2008 và được chấp
nhận thành TCVN 9595-3:2013.
4) Tiêu chuẩn này hiện đã được thay thế
bằng ISO/IEC Guide 2:2004 và được chấp nhận thành TCVN 6450:2007.
5)
Tiêu chuẩn này hiện đã được thay thế bằng ISO/IEC Guide 99:2007 và được chấp
nhận thành TCVN 6165:2009.