GBT 16306-1996.pdf

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1、G B / T 1 6 3 0 6 -1 9 9 6 前言 本标准规定了在产品质量监督时， 1 . 对个别样品的复验; 2对监督总体的复检的方法。 本标准尚无 现成的国际标准可参照; 对个别样品的复验这部分内容参考了I S O 5 7 2 5 -6 K 测试方法和结果的精密度 第6 部分: 用于精确度的估计 ( A c c u r a c y ( t r u e n e s s a n d p r e c i s i o n ) o f m e a s u r e m e n t m e t h o d s a n d r e - s u it s -P a r t 6 : U s e i n

2、 p r a c t i c e o f a c c u r a c y v a l u e s ) ; 对监督总 体的复 检这部分内 容参 考了I S O / C D 1 3 4 4 7 监督抽样 ( A u d i t S a m p l i n g ) . 本标准的附录 A是标准的附录。 本标准由全国统计方法应用标准化技术委员会提出并归口。 本标准由全国统计方法应用标准化技术委员会抽样检查分技术委员会负责起草。 本标准起草单位: 中国标准化与信息分类编码研究所、 中国科学院系统科学研究所、 冶金部金属制 品研究院、 北京工业大学。 本标准主要起草人: 于振凡、 马毅林、 陈志田、 刘文、

3、 楚安静、 几 湃奇、 刘琼。 中华 人 民 共 和 国 国 家 标 准 产品质量监督复查程序及抽样方案G B / r 1 6 3 0 6 一 1 9 9 6 P r o c e d u r e s a n d t h e p l a n o f s a mp l i n g f o r r e p e a t t e s t o r i n s p e c t i o n i n p r o d u c t q u a l i t y a u d i t 1 范围 本标准规定了产品质量监督复查程序及抽样方案。 当对样品复验时， 规定了复验的程序和方法。 当 对监督总体复检时， 规定了以监督总

4、体质量水平( 以每百单位产品不合格( 品) 数表示或以监督总体某质 量特性的均值表示) 为质量指标的产品质量监督复检程序及抽样方案。其相应的错判风险- 0 . 0 5 , 漏 判风险口 = 0 . 1 0 . 当对样品复验时， 本标准适用于被检样品的测试结果的误差服从正态分布( 标准差已 知) 的情形。 当对监督总体复检时， 本标准仅适用于分立个体的情形， 不适用于散料。当以每百单位产品不合格 品数表示监督总体质量水平时， 监督总体量N应大于2 5 0 且总体量与样本量之比应大于1 0 ， 即N/ n 1 0 。 当监督总体量不超过2 5 0 ， 但总体量与样本量之比大于1 0 时， 则由本标

5、准检索出的抽样方案是近似 的， 应慎重使用。也可按G B / T 1 3 2 6 4 中规定的方法确定抽样方案。 2 引用标准 下列标准所包含的条文， 通过在本标准中引用而构成为本标准的条文。本标准出版时， 所示版本均 为有效所有标准都会被修订， 使用本标准的各方应探讨使用下列标准最新版本的可能性。 G B / T 2 2 3 . 3 -1 9 8 1 钢铁及合金中 磷量的测定 G B / T 3 3 5 8 -1 9 9 3 统计学术语 G B / T 6 5 8 3 -1 9 9 4 质量管理与质量保证 术语 G B / T 8 0 5 4 -1 9 9 5 平均值计量标准型一次抽样检验程

6、序及抽样表 G B / T 1 0 1 1 1 -1 9 8 8 利用随机数般子进行随机抽样的方法 G B / T 1 3 2 6 4 -1 9 9 1 不合格品 率的小批计数抽样检查程序及抽样表 3 定义、 符号 为了 制定本标准， 除应用了G B / T 3 3 5 8 -1 9 9 3 中的定义外， 还应用了下列定义。 3 门定义 3 . 1 . 1 复验r e p e a t t e s t 对样品进行重复性或再现性的测试。 3 . 1 . 2 复检r e p e a t i n s p e c t i o n 在原监督总体中 再次抽取样本进行检验， 决定监督总体是否可通过。 3 .

7、1 . 3 复查r e p e a t t e s t o r i n s p e c t i o n 复检与复验统称为复查。 3 . 1 . 4 重复性条件r e p e a t a b i l i t y c o n d i t i o n s - 立旦二 M l 乙 鱼 n -到 M 塑 述 迥丝 壑 垄 担 旦 丝 逊 或 鱼 ,韭 鱼 型 塑I N X 旦-型 困 鱼V 国 家 技术监 督局1 9 9 6 一 0 4 一 2 6 批准1 9 9 6 一 1 1 一 0 1 实 施 c B / T 1 6 3 0 6 一 1 9 9 6 互独立进行的测试条件。 3 . 1 . 5 再现

8、性条件 r e p r o d u c i b i l i t y c o n d i t i o n s 在进行测试的实验室、 操作者、 测试设备、 测试程序( 方法) 、 测试时间有本质变化的情况下， 对同一 被测对象相互独立进行的测试条件。 3 . 1 . 6 重复性限 r e p e a t a b i l i t y l i m i t 一个数值r ， 在重复性条件下， 两次测试结果之差的绝对值不超过此数的概率为 9 5 %0 3 . 1 . 7 再现性限 r e p r o d u c i b i l i t y l i m i t 一个数值R ， 在再现性条件下， 两次测试结果之

9、差的绝对值不超过此数的概率为9 5 %0 3 . 1 . 8 重复 性临界差 r e p e a t a b i l i t y c r i t i c a l d i f f e r e n c e 一个数值， 在重复性条件下， 两个测试结果或两组测试结果计算结果所得的最后结果( 例如平均数， 中位数等) 之差的绝对值以一个确定的概率不超过此数。 3 . 1 . 9 再现性临界差 r e p r o d u c i b i l i t y c r i t i c a l d i f f e r e n c e 一个数值， 在再现性条件下， 两个测试结果或由两组测试结果计算所得的最后结果( 如

10、平均值、 中位 数等) 之差的绝对值以9 5 %的概率不超过此数。 3 . 1 . 1 0 中位数 m e d i a n 若， 个数值按其代数值大小递增的顺序排列， 并加以编号 1 至n 。当n为奇数时， 则， 个值的中位 数为 其中 第( n + l ) / 2 个数值; 当二 为 偶数时， 则中 位数位于第二 / 2 个数值与第n / 2 +1 个数值之间， 取 这两个数值的算术平均值。 3 . 1 . 1 1 监督总体 a u d i t p o p u l a t i o n 被监督的产品的集合。 3 . 1 . 1 2 监督总体质量 q u a l i t y o f a u d

11、i t p o p u l a t i o n 用 每 百 单 位产 品 不合 格( 品) 数 或 监督 总 体 某 质 量 特 性的 均 值表 示的 产品 怠 体质 量， 称 为 监督 总 体 1W 13. 1. 1 3 监督总体质量水平 q u a l i t y l e v e l o f a u d i t p o p u l a t i o n 监督总 体中 允 许的质量指标( 以 每百单 位产品 不合格( 品) 数表示或以监督总体某质量特性的均值 表示) 的界限值。 3 . 1 . 1 4 监督抽样检验的功效 p o w e r o f a u d i t s a m p l i

12、n g 当监督总体的实际质量水平不合要求时， 监督总体被判为不可通过的概率。 3 . 1 . 1 5 漏判风险 t y p e Q e r r o r p r o b a b il i t y 将实际上不合格的监督总体判为可通过的概率。 3 . 1 . 1 6 错判风险 t y p e I e r r o r p r o b a b i l i t y 将实际上合格的监督总体判为不可通过的概率。 3 . 1 - 1 7 不合格 n o n c o n f o r m i t y 产品或过程的某一特性对规范的不满足。 3 . 1 - 1 8 A类不合格 t y p e A n o n c o n

13、 f o r m i t y 单位产品的极重要质量特性不符合规定， 或者单位产品的质量特性极严重不符合规定， 称为A类 不合格。 3 . 1 . 1 9 B 类不 合格 t y p e B n o n c o n f o r m i t y 单位产品的重要质量特性不符合规定， 或者单位产品的质量特性严重不符合规定， 称为B类不合 格。 3 . 1 . 2 0 C 类不合格 ，t y p e C n o n c o n f o r m i t y 单位产品的一般质量特性不符合规定， 或者单位产品的质量特性轻微不符合规定， 称为C类不合 格 G B / T 1 6 3 0 6 一1 9 9 6 3

14、 门. 2 1 不合格品 n o n c o n f o r m i n g 单位产品， 它带有一个或多个不合格。 按不合格类型一般可分为A类不合格品、 B类不合格品和C 类不合格品。 2 2 A类不合 格品 t y p e A n o n c o n f o r m i n g 有一个或一个以上A类不合格， 也可能还有B类和( 或) C类不合格的单位产品， 称为A类不合格 2 3 B 类不合格品 t y p e B n o n c o n f o r m i n g 有一个或一个以上B类不合格， 也可能还有C类不合格， 但不包含A类不合格的单位产品， 称为B 3品子 类不合格品 3 . 1

15、. 2 4 C 类不合格品 t y p e C n o n c o n f o r m in g 有一个或一个以上C类不合格， 但不包含A类和B类不合格的单位产品， 称为C类不合格品。 3 . 12 5 每百单位产品不合格品数 p e r c e n t n o n c o n f o r m i n g 监督总体中所有不合格品总数除以监督总体量， 再乘以1 0 0 ， 称为每百单位产品不合格品数。即: 每百单位产品不合格品数二监督总体中不合格品总数 监督总体量 X 1 0 0 3 , 1 . 2 6 每百单位产品不合格数 n o n c o n f o r m i t ie s p e r

16、1 0 0 i t e m s 监督总体中所有单位产品不合格总数除以监督总体量， 再乘以1 0 0 . 称为每百单位产品不合格数。 即: 每百单位产品不合格数= 3 . 1 - 2 7不通 过判定 值 r e j e c t io n v a l u e as 9 . “W T 1 FJ粼覆王 宣 鱼 鱼 夔 X 1 0 0 监督总体被判为不可通过时， 样本指标的界限值。 3 . 1 . 2 8 不合格监督总体 u n q u a l i f i e d a u d i t p o p u l a t i o n 监督总体的实际质量水平不合规定时， 该监督总 体称为 不合格监督总体。 3 .

17、1 . 2 9 不可 通过监督总 体 r e j e c t i o n a u d it p o p u l a t io n 在计数检验时， 若在样本中发现的不合格( 品) 数不小于不通过判定数r , ， 即d )r则认为该监督总 体在抽查时不可通过。 在计量检验时， 若质量统计量小于等于不通过判定值， 则 认为该监督总体在抽查时不可通过。 3 . 1 . 3 0 复检抽样方案 s a m p l i n g p l a n o f r e p e a t i n s p e c t i o n 样 本 量 和 不 通 过 判 定 数 ( 值 ) 结 合 在 一 起 ， 称 为 复 检 热

18、 样 方 案 。 3 . 2 符号 。标准差 。重复性标准差 a R再现性标准差 r重复性限 R再现性限 。初始测试次数 C ,R , , ( m )样 本 量 为m 的 重 复 性 临 界 极 差 f ( m )样本量为。的重复性临界极差系数 C , D v s再现性临界差 X m . . , X . .。随机变量测试结果的 极端值 X , X Z . . . . . .测试结果 k最终测试结果 G s / T 1 6 3 0 6 一 1 9 9 6 监督总体中所包含的单位产品的总数， 即监督总体量 样本量 样本中的不合格( 品) 数 监督质量水平 监督总体的实际质量水平 漏判风险质量 计数

19、复检抽样方案 不通过判定数 错判风险 漏判风险 r NndP0pPI伽八a 4 对样品的复验程序及实施 对于非破坏性测试， 当对第一次测试的结果认为异常时， 首先必须查找产生异常的技术原因或物理 原因。若不能找出其原因， 经检验方同意， 可进行重复性条件下或再现性条件下的第二次测试。 对破坏 性测试， 仅当有可靠的依据说明第一次测试有误时， 才允许对备份样品重新测试。 否则， 应以复检情形处 理 。 4 . 1 在重复性条件下所得测试结果可接受性的检查方法和最终测试结果的确定 当 对首次测试结果的准确性有任何疑问并符合第4 章的要求， 由原试验室取得第二次或更多次测 试结果。 4 . 1 .

20、1 最终测试结果的确定 4 . 1 . 1 . 1 规定重复性限r 4 . 1 . 1 . 2 最终测试结果的 确定方法 当 两 个 测 试 结 果 之 差 的 绝 对 值 不 大 于: 时， 即l x , - X 2 1 镇 二 时， 这 两 个 结 果 都 可 以 接 受， 最 终 测 试 结果户 等于两结果的 算术平 均值。 如 果两结 果之差的绝对 值大于， 值， 应再取二个 测 试结果。 如果3 个结果的 极差等于 或小 于临 界极差C ,R v s ( 3 ) ,则最终测试结果户 等子3 个 结果的 平均值， 如 果3 个结果的极差大于临界差C . 凡s ( 3 ) ， 则取中位数

21、作为最终测试结果户 . 此过程可用图1 表示。 乡 = 2 个 结 果 的 平 均 值 乡 二 3 个 结 果 的 平 均 值 图 1 G B / T 1 6 3 0 6 一 1 9 9 6 其H p 临界差C , R 9 5 ( 3 ) 的一般表达式为: C,: .: 4 .2 9 : 4 . 9 3 4 . 3 9 :.: :.: 4 门. 2 报告最终测试结果 报告最终 测试结果f t 时应 说明: a ? 测试次数; b ) 取平均值还是中位数。 4 . 2 在重复 性和再 现 性条件下 所得测试结果 可接 受性的 检查方 法和最终测 试结果的 确定 本方 法应用于 两个实验室 参加实

22、 验， 其测 试结果或结果的 平 均值有差 异的情形， 此时应当 象 重复性 一 样， 用 给 定 的 再 现 性 标 准 差 做 统 计 检 验。、L 各 种 情 况 下 均 应 保 证 有 足 够 鲍 m 试 样 品 以 得 到 测 试 结 果 : 包 括 保 存 一 部 分 备 用 样 品 便 于 在 有 必 要 重新测试时使用。备 用样品的多少取决于测试方法和实脸的复杂程度， 应妥普保存备用样品， 防止损坏 和变质。 样品应当一致， 即两个实验室共同使用最后制备阶段的样品。 4 . 2 - 1 两实验室测试结果一致性统计检验 4 . 2 . 11 每 个实验室取得一个测试结果的检验_

23、当每个实验室只取得一个测试结果时， 两结果之差的绝对值用再现性限来检验 如果差的绝对值小 于或等于R ， 两结果即为一 致， 取其 平均值作为最终测 试结果a 0 如果两 结果之差的绝对 值大于R ， 必须找出 差异的原因是否由 于测试设备有故障、 测试方法的精度 低和( 或) 测试样品 有差别。 各实 验室 应按4 . 1 条的 规定在重复 性条件下 徐验精密度。 : 2 . 1 . 2 每个实 验室取得一 个以 上测试结果的 检验 2 . 1 . 2 . 1 受性即可。 如下 假 设 各 实 验 室已 按 第4 . 1 的 规 定 步 麟 取 得了 最终 测 试 结 果， 只 要 考 虑

24、两 个 最 终 结 果 的 可 接 用 两结果之差的绝对 值与临 界差C ,D 。 相比 较， 以 耸验 两实 验室的结 果是否一 致。 检验 方法 a ) 两结果均为平均值( 重复次数分别为m “ M O， 临界差C , D , s 表达式为 C , D , : 一、 ( R 一r 卜_ 1 2 m , 一 _ 12m i . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . ( 1 ) b ) 两结果一为平均值， 一为中位数( 重复次数分别为二 1 ， 二 : ) 时， 临界差C , D 。 表达式为 C ,D 9s 一 V

25、 R z 一! 1C(-0 ),2 m , ，. 。 二 。 . ， ， 一 . . . . . . . ( 2 ) 2 m, G s / T 1 6 3 0 6 一1 9 9 6 C ( m ) 为中位数标准差与平均值标准差之比， 其值见表2 . c ) 两结果为中位数( 重复次数分别为m , ， 二 ， ) 时， 临界差C , D 。 表达式为: C ,D ss 一 了 R 一 卜 W( -M 2 m,(C (m z) )z l2m z 。 . . . 。 二。 . . . . . . . . ( 3 ) 式中的C ( m; ) ( i =1 , 2 ) 值见表2 . 表 2 测试结果次数

26、 舰 C( m) C( m) 值 11测 试 结 果 次 数二 C( 舰) :; 1 . 2 2 8 3 3 1 . 1 8 7 5 2 1 . 1 6 0 1 8 1 . 0 9 2 1 5: 1 . 2 3 2 2 3 1 .1 9 5 9 7 1 . 1 9 7 5 7 1 . 1 3 5 1 0: 1 . 2 3 5 0 8 1 . 2 0 2 5 0 1 . 2 1 3 72 1 . 1 59 9 3:; 1 . 2 3 7 2 5 1 . 2 0 7 6 9 19加 1 . 2 2 2 6 7 1 . 1 7 6 1 2 1 . 2 3 8 9 6 1 . 2 1 1 9 2 4

27、. 2 . 1 - 2 . 2 如果 差的 绝对值小于临 界差， 则两个实 验室的 最终 侧试结果 均可接受， 取两结果的加权平 均值户 -( m , F z - F m z /h ) f ( m i + 二 : ) 作为最终测试结果。 如果两结果之差的绝对值大于临界差， 则需采用 4 . 2 2 条 规 定 的 步 骤 。、 4 . 2 . 2 两实验室测试结果不一致的解决办法 两实验室结果不一致的原因可能来自 系统误差或样品不一致。 各实 验室 都应当用另 外的 样品 进 行测 试， 以 判断系 统误差的 存在与否 及其偏离 程度。 可能条件下 应 采用 标定 过的 基准 材料。 如无 此

28、可能， 应当 对普遍 试样( 最好是已 知值的) 加以 侧试。 其优点 在于可找出 某个实验室或两个实验室的系 统误差。 如果用这种方法也不能发现系统 误差， 两实验室应参考第三个实 验室的结果达成协议。 当差异来自 样品不一致时， 两实验室应当 共同制作试样或委托第三方制作试样。 4 . 3 应用实例 例1 : 用G B 2 2 3 . 3 中 锑 磷 铝 兰 光 度 法 测 定 钢 铁中 麟 的 含 量 ， 规 定 理 论 磷 含 量 为0 . 0 1 7 4 时 ， r 一 。 . 0 0 1 8 ， 已 测 得 同 一 样 品 的 两 个 数 据 为。 . 0 1 7 0 , 0 .

29、0 1 7 9 ， 求 最 终 侧 试 结 果 。 解: 极 差 X,-X21二1 0 . 0 1 7 0 - 0 . 0 1 7 9 1 一 0 . 0 0 0 9 因为! X , -X , I r ， 还需再测试一次， 得到第三个数据为。0 1 6 4 ， 因此有X =0 . 0 1 7 9 5 , X . ; = 0 . 0 1 6 ， I X . 。一X . . I 一 0 . 0 1 7 9 5 一 0 . 0 1 6 一 0 . 0 0 1 8 5 , U 界 极 差 C R os ( 3 ， 一 f ( 3 ) 击 一 3 . 3 1 X 0 . 0 0 1 8 z . 7 7

30、0 . 0 0 2 1, 由 于 X .- X . , I =0 . 0 1 7 9 5 , X m ,n =0 . 0 1 5 8 , I X . 。 二 一 X . . =0 . 0 1 7 9 5 一0 . 0 1 5 8 =0 . 0 2 1 5 临界极差C , R , 6 ( 3 ) = 0 . 0 0 2 1 ， 由于 X m . 二 一X 二 二 C , R s s ( 3 ) ， 所以最终测试结果取这三个数据的中位数 为: 产一0 . 0 1 61 例 4 : 用G B 2 2 3 . 3中锑磷钥兰光度法测定钢铁中磷的含量。规定理论磷含量为。 . 0 5 5 时， r = 0

31、. 0 0 2 0 , R=0 . 0 0 3 5 。现有两个实验室对同一样品测得以下结果: 实验室 1 测得结果为 。 . 0 5 8 0 , 0 . 0 5 5 9 , 0 . 0 5 5 8 ， 实验室2 测得结果依次为0 . 0 5 6 5 , 0 . 0 5 3 8 , 0 . 0 5 3 2 ， 试比 较实验室结果差异如何， 求 最终测试结果 解: 实验室1 : 由 于I X , - X , I =1 0 . 0 5 8 0 - 0 . 0 5 5 9 1 = 0 . 0 0 2 1 r , 所以还需测试一次， 得数据为。 . 0 5 5 8 ， 因此有: 极差 X. . 二 一X

32、m , =0 . 0 5 8 0 一0 . 0 5 5 8 =0 . 0 0 2 2 ， 界 差 C ,R ( 3 ， 一 ， ( 3 ) X 旦 撰 黔一 。 0 0 2 3 9 极差小于临界差， 故取平均值为: 户 : 二( 0 . 0 5 8 0 +0 . 0 5 5 9 + 0 . 0 5 5 8 ) / 3 =0 . 0 5 6 6 实验室 2 : 由 于 X , - X 2 1 = 1 0 . 0 5 6 5 - 0 . 0 5 3 8 1 = 0 . 0 0 2 7 r 所以 还需测试一次， 得数据为0 . 0 5 3 2 ， 因此有 极差I X. . ， 一X ;, I =0

33、. 0 5 6 5 -0 . 0 5 3 2 =0 . 0 0 3 3 临界差C , R , , ( 3 ) 极差大于临界差 ，_ 、 、 0 . 0 0 2 0 J k s l 入下 不 厂= 0 . 0 0 2 3 9 ， 故取中位数为: 八= 0 . 0 5 3 8 两 实 验 室 的 最 终 结 果 之 差1 p - r l 一 0 . 0 5 6 6 - 0 . 0 5 3 8 = .0 . 0 0 2 8 再现性临界差为: C ,D ,。 一 扮 ra 1 一 12m , 一 C (m Y)2m , 一 / 0 - 0 0 3 5 : 一。 . 0 0 2 0 F 1 一二 1 .

34、 N L 砂 气 a = 0 . 0 0 3 1 ( 1 . 1 6 0 1 8 ) 2 X 3 由 于 1a , - fh I p ， 相交栏读取抽样方案， 栏中 左侧的数值为样本量， ， 右侧的数值为不通过 判定数r , 0 注: 按上述检索方法， 如果样本量， 超过监督总体量， 应进行全数检验. 6 . 5 . 2 计量的情形 6 . 5 - 2 . 1 规定漏判风险质量水平 根据对判断精度的要求和能够承受的样本量由监督方与被监督方协商确定漏判风险质量水平值。 6 . 5 . 2 . 2 检索复检抽样方案 根据确定的( 0 / O L f / I O U ) 和II I ( P I L

35、1 ( 1 1 U 值) ， 从G B / T 8 0 5 4 中 查出 复检抽样方案， 若读出的复检抽样 方案的样本量比 前面所用抽样方案的样本量小， 则复检时仍使用释本量大的抽样方案。 6 . 6 应用示例 例1 : 规定p 。 为1 . 0 5 %, p ， 为3 . 0 0 %时， 求以每百单位产品不合格品数为质量指标的复检抽样方 案。 在表3 中以p 。 为1 . 0 5 所在的行和p ， 为3 . 0 0 % 所在的列的相交栏中查到4 3 5 , 9 。即样本量为 4 3 5 ， 不通过判定数为9 e 例2 : 规定p 。 为1 . 5 %, p ， 为5 . 5 %， 求以每百单

36、位产品不合格数为质量指标的复检抽样方案。 在表4 中以p 。 为1 . 5 %， 所在的行和P , =5 - 5 %所在的列的相交栏中 查到1 7 5 , 6 。 即样本量为1 7 5 , 不通过判定数为6 0 G s / T 1 6 3 0 6 一1 9 9 6 表 4 以每百单位产品不合格数为质量指标的复检抽样方案表 1 .52. 54 . 06 . 51 01 52 54 06 51 0 01 5 02 5 04 0 0 0 . 12 8 0 , 21 8 5 , 25 7 , 13 5, 12 4 , 1 0 . 1 52 5 0 , 21 8 0, 21 0 5, 23 3, 12

37、3 , 1 0 . 2 53 5 0 , 31 6 0, 22 2 0, 36 4 , 22 1 , 1 0. 4 06 4 0 , 62 0 0, 31 9 5, 36 2, 24 0 , 2 0. 6 54 0 5 , 51 2 5, 35 6 , 23 9, 22 7 , 2 1 . 02 2 5, 58 2 , 33 6 , 22 6, 2 1 . 51 2 4 , 55 4 , 32 5 , 2 2 57 9, 53 4 , 3 1 5 , 2 4 . 0 1 5 0. 1 1 6 2 , 62 0 , 3 6 . 51 2 0 , 1 3 3 1 , 51 3 , 3 1 05 6

38、 , 1 02 01 5 1 5 3 2 , , 92 0. 8 2 5 2 0 , 91 3 , 8 4 0 1 2 . 98 , 8 6 5 2 0 , 2 24 , 6 1 0 0 1 3 . 2 28 , 1 5 2 斗 2 G B / T 1 6 3 0 6 一1 9 9 6 附录A ( 标准的附录) 质f监督抽样检验的综合O C曲线 设原监督抽样方案为( n v r , ) 或( n k , ) ， 复检抽样方案为( n i , r z ) 或( 二 : , k z ) 。原监督抽样方案的 O C函数为L , 印)或L , 伽) ， 复检方案的O C函数为L , ( p ) 或L

39、, ( 川 。 复检抽样方案与原方案结合在 一起， 实际上是一个特殊的二次抽样方案， 我们称它为“ 综合二次抽样方案” ， 并用符号( n r , ) * ( n p , r a ) 或( nk , ) * ( n i , k O 表示。 这一特殊的二次抽样方案的O C函数( 不妨称它为综合O C函数) 为: L ( p ) = L , ( P ) + 1 一L , ( p ) L 2 ( P ) 或L 伽) = L , ( f ) + 1 一L , ( S ) L z ( p ) 如果监督抽样方案适合当P = p 。 时， L , ( p ) =1 一a , , 当p=P ， 时， L ,

40、( P ) =a ， 而复检抽样方案适 合当p=P 。 时， L 2 ( P ) =1 一a 2 ， 当p一P 、 时， L 2 ( P ) =R P ， 则综合接收概率为: L( p o ) =1一a , + a , ( 1 一a , ) = 1一 a , a 2 1一 a i L ( p , ) =R , +( 1 一# I ) 几 A 这表明， 采用复检抽样 方案再判定后， 实际上错判风险由 原监督抽样方案的。 ， 降低到a , a , 、 而漏判 风险则由原监督抽样方案的N : 增大为p , +( 1 -两) 风o 例: 设p o =0 . 6 5 ， 监督抽样方案为( n =8 ,

41、r =1 ) s 复检抽样时设p u =0 . 6 5 , p i -6 . 5 ; 其抽样方案为( n -5 0 , r =2 )一 _ L , ( p o ) = 1 一 0 . 0 5 1 =0 . 9 4 9 L , ( p , ) ，0 . 5 8 4 即a , =0 . 0 5 1月 , =0 . 5 8 4 L z ( p o ) = 1 一0 . 0 4 2=0 . 9 5 8 L . ( p , ) =0 . 1 5 5 即 a x =0 . 0 4 2凡 =0 . 1 5 5 L ( p a ) =1一0 . 0 5 1 X 0 . 0 4 2“1 一0 . 0 0 2 1

42、 =0 . 9 9 7 9 L ( p l )=0 . 5 8 4 + ( 1一0 . 5 8 4 ) X 0 . 1 5 5=0 . 6 4 8 5 可见， 综合二次抽样方案的错判风险由。 . 0 5 1 降低到。 . 0 0 2 1 ， 而漏判风险则由。 . 5 8 4 增大到 0 . 6 4 8 5 0 *草庐一苇草庐一苇*提供优质文档， 如果 你下载的文档有缺页、 模糊等现象或 者遇到找不到的稀缺文件， 请发站内 信和我联系！我一定帮你解决！ 提供优质文档， 如果 你下载的文档有缺页、 模糊等现象或 者遇到找不到的稀缺文件， 请发站内 信和我联系！我一定帮你解决！ 本人有各种国内外标准 20 余万个， 包括全系 列 GB 国标国标及国内行业行业及部门标准部门标准，全系列 BSI EN DIN JIS NF AS NZS GOST ASTM ISO ASME SSPC ANSI IEC IEEE ANSI UL AASHTO ABS ACI AREMA AWS ML NACE GM FAA TBR RCC 各国船级 社 船级 社 等大量其他国际标准。豆丁下载网址：豆丁下载网址： http:/