GBT22555-2010散料验收抽样检验程序和抽样方案.pdf 71页

'lCS03．120．30A41a雪中华人民共和国国家标准GB／T22555—2010散料验收抽样检验程序和抽样方案2010-09—02发布Acceptancesamplingplansandproceduresfortheinspectionofbulkmaterials(ISO10725：2000，MOD)2011—04-01实施宰瞀徽紫瓣警糌瞥星发布中国国家标准化管理委员会“⋯ 标准分享网www.bzfxw.com免费下载目次前言⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯引言⋯⋯⋯···⋯⋯···⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯1范围·⋯⋯⋯⋯⋯··⋯···⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·2规范性引用文件⋯⋯⋯⋯⋯·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯3术语和定义⋯⋯⋯⋯⋯·⋯⋯·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯··4符号与缩略语⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯···⋯⋯··⋯····⋯·····⋯··5抽样方案⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯··⋯·⋯5．1总则⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯··⋯⋯⋯⋯一5．2适用条件⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·5．3标准抽样程序⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·5．4标准差⋯⋯⋯⋯⋯·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯5．5费用⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·5．6接收质量限和不接收质量限⋯⋯⋯⋯⋯··⋯⋯⋯⋯··5．7负责部门⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·6检验程序⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯···⋯·····⋯6．1总则⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯··⋯⋯····．．6．2标准差的评估⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·⋯⋯··⋯··⋯·“6．3样本量的确定⋯⋯⋯⋯⋯··⋯⋯···⋯···⋯⋯⋯⋯⋯⋯6．4样本的抽取与制备⋯··⋯··⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·6．5接收值的确定⋯·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·6．6批接收性的判定⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯”6．7未接收批的处理⋯⋯⋯⋯⋯⋯··⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯7示例⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·⋯·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯7．1具有单侧规范限且标准差未确知的情形···⋯⋯⋯⋯··7．2给定双侧规范限且标准差未确知情形⋯⋯⋯⋯⋯⋯一7．3给定单侧规范限且标准差已知时的可选程序⋯⋯⋯一7．4给定单侧规范限且标准差已知情形的标准程序⋯⋯“7．5给定双侧规范限且标准差已知情形的标准程序⋯⋯··7．6鉴别区间的调整⋯⋯⋯·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·7．7单批检验⋯⋯·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·7．8连续批检验⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯··附录A(规范性附录)对多特性某物料进行检验的特殊程序A．1总则⋯⋯··⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯A．2多种特性检验的一般程序⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯一A．3总风险与特殊程序⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·⋯··⋯⋯⋯··A．4标准差已知时的特定程序⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯一GB／T22555--2010VⅥ11l35m加加¨弛弛弘∞∞∞舛踮∞船”勰∞“札蛆蛆蛇 GB／T22555—2010A．5标准差末确知时的特定程序⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯····⋯⋯⋯⋯⋯⋯·附录B(规范性附录)测量标准差占主导地位时的验收抽样方案和程序B．1引言⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·····⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·⋯··B．2标准差⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯··⋯⋯·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯···⋯··B．3费用⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯··⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯B．4样本量⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·⋯·⋯-⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·····B．5标准差的确认⋯⋯⋯⋯·⋯·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·⋯·⋯⋯⋯·B．6估计值标准差⋯⋯⋯⋯····⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯··⋯·····B．7示例⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯··⋯-⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯··⋯···⋯附录C(资料性附录)理论背景⋯⋯⋯⋯⋯·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·C．1引言⋯⋯⋯⋯⋯·⋯⋯⋯··⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯”C．2基本假定⋯⋯⋯····⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯C．3最简单模型⋯⋯···⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯··C．4m．、m。和接收值之间的关系⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯”C．5两个方差分量的模型⋯⋯⋯⋯⋯⋯·⋯⋯⋯·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯(：．6三个方差分量的模型⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯····⋯⋯⋯⋯⋯·C．7多质量特性情形⋯·⋯··⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯···⋯·⋯⋯⋯⋯·C．8标准差未确知情形的附加信息⋯⋯⋯⋯⋯⋯·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·附录D(资料性附录)操作特性曲线···⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·⋯⋯⋯⋯·D．1引言⋯⋯⋯⋯⋯·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·D．2标准差已知情形⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·D．3把m转换成P。⋯⋯⋯··⋯-·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·⋯⋯⋯⋯D．4将P。转换成m⋯⋯·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·D．5标准差已知时计算OC曲线的例子··⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯D．6标准差未确知⋯⋯⋯⋯⋯⋯···⋯⋯·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·参考文献⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·⋯⋯··⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯··图1散料抽样检验程序图解⋯⋯··⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯··图C．1m“，mn和接收值的关系(孑的分布；下规范限)⋯⋯⋯⋯图C．2m一，mn和接收值的关系(i的分布；上规范限)·⋯⋯⋯··图C．3m一，mn和接收值的关系(i的分布；双侧规范限)⋯⋯⋯图C．4A和D的关系(当A=8×D时)(孑．．的分布；双侧规范限)图D．1例1的OC曲线⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯···⋯·⋯··⋯⋯⋯⋯⋯⋯图D．2例2的OC曲线⋯⋯⋯⋯······⋯···⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯图D．3例3的OC曲线⋯⋯⋯⋯⋯··⋯⋯·⋯一⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯图D．4例4的OC曲线⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·⋯⋯··⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯表1双侧规范限情形下的8值(标准差未确知)⋯⋯⋯····⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯··9表2用于计算UCI．的，u值⋯⋯⋯···⋯⋯··⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯··⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯-·12表3Rc≈o．10(0～0．17)费用比率水平为1时的样本量表(口≈5％。胆10％)⋯⋯⋯·⋯⋯⋯⋯⋯”17表4Rc≈o．32(0．18～O．56)费用比率水平为2时的样本量表(口≈5％，口≈lO％)⋯···⋯⋯⋯⋯⋯18Ⅱ∞蛎∞蛎蝎蟠”钉蛆曲∞∞∞n弭弘％弘卵”盯w铋∞舵诣0昭铊∞弘的∞铊阻 标准分享网www.bzfxw.com免费下载cB／r：r22555m2010表5Rc≈1．0(0．57～1．7)费用比率水平为3时的样本量表(a≈5％，肛10％)⋯⋯⋯⋯⋯-表6Rc≈3．2(1．8～5．6)费用比率水平为4时的样本量表(口≈5％，降10％)---⋯⋯⋯⋯⋯·表7Rc≈10(5．7或更大)费用比率水平为5时的样本量表(a-≈5％，肛10％)⋯⋯⋯⋯⋯·表8R。、≈o．10(o～o．17)费用比率水平为1时的样本量表(口≈5％，口≈5％)⋯·⋯-⋯⋯⋯··表9Rc≈o．32(0．18～0．56)费用比率水平为2时的样本量表(口≈5％，口≈5％)⋯⋯⋯⋯⋯·表10R。≈1．0(0．57～1．7)费用比率水平为3时的样本量表(a≈5％，肛5％)⋯⋯·⋯⋯⋯表¨R。．≈3．2(1．8～5．6)费用比率水平为4时的样本量表(口≈5％，口≈5％)⋯⋯⋯⋯⋯⋯·表12Rc≈10(5．7或更大)费用比率水平为5时的样本量表(a≈5％，肛5％)⋯⋯⋯⋯⋯·表13”。一1，R。≈o．10(0～o．17)费用比率水平1的样本量(口≈5％，口≈5％)和自由度表⋯·表14nu—l，Rc≈o．32(o．18～0．56)费用比率水平2的样本量(口≈5％，口≈5％)和自由度表表15”m—l，Rc≈1．0(0．57～1．7)费用比率水平3的样本量(a≈5％，肛5％)和自由度表·表16”m一1，Rc≈3．2(1．8～5．6)费用比率水平4的样本量(口≈5％，肛5％)和自由度表····表17nM一1，Rc≈10(5．7或更大)费用比率水平5的样本量(口≈5％，口≈5％)和自由度表·表18”m一2，Rc≈o．10(o～o．17)费用比率水平1的样本量(a≈-5％，肛5％)和自由度表⋯·表19”。一2，R。≈o．32(0．】8～0．56)费用比率水平2的样本量(a≈5％，肛5％)和自由度表表20”。一2，R。，≈1．0(o．57～1．7)费用比率水平3的样本量(a≈5％，肛5％)和自由度表·表21"m=2，R。≈3．2(1．8～5．6)费用比率水平4的样本量(口≈5％，肛5％)和自由度表⋯·表22””一2，Rc≈10(5．7或更大)费用比率水平5的样本量(口≈5％，降5％)和自由度表·表23单批数据⋯⋯⋯⋯⋯·⋯·-···⋯⋯··⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯··表24连续批数据⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯··⋯⋯·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·表A．1标准差已知时J个特性的修正因子，n·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯表A．2对每个特性的生产方风险和使用方风险值(以百分比表示)⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯-表A．3标准差未确知时J个特性的修正因子，。，⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·表B．1特殊程序的样本量(标准差已知；a≈5％，胆10％)⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·表B．2特殊程序的样本量(标准差已知}a≈5％。肛5％)⋯⋯⋯⋯⋯⋯··⋯·⋯⋯··-·⋯⋯-··表B．3特殊程序的样本量(标准差未确知；a一5％，肛5％)⋯⋯⋯··⋯⋯·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯表D．1例l的OC曲线值⋯⋯⋯⋯⋯·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯表D．2例2的OC曲线值⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·⋯⋯⋯·⋯-·⋯·-⋯·表D．3例3的OC曲线值，下侧⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯··⋯⋯·⋯⋯··⋯⋯·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·表D．4例3的OC曲线值，上侧⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·表D．5例4的OC曲线值⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯·⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯Ⅲ均∞趴拢孙趴筋孙盯胛善S勰∞曲∞∞nn勰∞北们¨拍％盯的∞盯甜∞ 前言GB／T22555--2010本标准按照GB／T1．1—2009的起草规则编写。本标准修改采用ISO10725：2000((散料验收抽样检验程序和抽样方案》，对ISO10725：2000．作了如下修改和技术修正：——将6．3．2．2的a)、b)中“口M／aT”改为“口M／aP”；，1——将6．3．6中的“Rc一!笋”改为“R。一CTM”；oI‘1——添加6．3．6中费用比率水平选取准则a)～e)中R。的具体取值范围，方便使用者实际操作；——删除6．4．7和6．4．8．并增加6．7未接收批的处理；——将7．7．2，7．7．3，7．7．4的顺序调整为7．7．3，7．7．4，7．7．2。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。本标准主要起草单位：中国标准化研究院、深圳市华测检测有限公司、北京工业大学、中国科学院数学与系统科学研究院、辽宁工业大学、首都经济贸易大学、北京航空航天大学。本标准主要起草人：丁文兴、张帆、谢田法、冯士雍、姜健、于振凡、白晓明、杨军、陈志民、郭冰、王在彬。V 标准分享网www.bzfxw.com免费下载GB／T22555--2010引言自20世纪40年代后期开始，统计方法在散料抽样检验领域中的应用逐年增多，主要应用于对大量原材料诸如煤炭、铁矿石等的抽样。主要目的是以合理的费用准确地估计批平均质量，并在必要时依此来及时地调节价格和生产过程。近年来，对散料特别是对工业产品，例如粉状化工原材料及塑料颗粒等的验收抽样的要求日益增加。在此情形下，确定批的可接收性比获得批平均质量的准确性更为重要。本标准即是为前一个目的而编制的。Ⅵ 1范围散料验收抽样检验程序和抽样方案GB／T22555—2010本标准通过变量的确定以及散料验收检验程序的使用，对散料验收抽样方案进行了详细的阐述。这些抽样方案均服从合理费用下特定的操作特性曲线。本标准适用于以单一质量特性的批平均值为主要因素的验收检验，也给出了多质量特性时的特定的验收检验程序}本标准可应用于那些在抽样的各阶段标准差已知或未确知的情形。本标准可用于各种散料，但对于诸如铁矿石、煤、原油等物料，估计批质量平均值比确定批的接收性更为重要的情形，本标准并不完全适用。当没有适用的标准测量方法从而使得测量标准差在总标准差中占主要部分时，如液态散料抽样，本标准详细阐述了一些专用的抽样方案和程序。2规范性引用文件下列文件对于本文件的应用是必不可少的。凡是注日期的引用文件，仅注日期的版本适于本文件。凡是不注日期的引用文件，其最新版本(包括所有的修改单)适用于本文件。GB／T2828．1—2003计数抽样检验程序第l部分；按接收质量限(AQL)检索的逐批检验抽样计划(IS02859—1{1999，IDT)GB／T3358．1—2009统计学词汇及符号第1部分；一般统计术语与用于概率的术语(ISO3534-i：2006，IDT)GB／T3358．2—2009统计学词汇及符号第2部分：应用统计(ISO3534—2：2006，IDT)GB／T6379．1—2004测量方法与结果的准确度(正确度与精密度)第1部分：总则与定义(IS05725—1：1994，IDT)ISO11648—1：2003散装物料取样的统计方法第1部分：一般原则(Statisticalaspectsofsamplingfrombulkmaterials—Part1：Generalprinciples)3术语和定义GB／T2828．1，GB／T3358．1，GB／T3358．2，GB／T6379．1界定的以及下列术语和定义适用于本文件。3．1验收抽样acceptancesampling根据从批中抽取的一个或多个样本的检验结果来判定是否接收该批的一种抽样检验。3．2验收检验acceptanceinspection确定批或其他一定数量的产品是否可接收的检验。3．3抽样系统sampllngsystem抽样方案、抽样计划及用于选择适当的抽样方案或抽样计划的准则的组合。】 标准分享网www.bzfxw.com免费下载GB／T22555—20103．4抽样方案samplingplan所使用的样本量及相应批接收准则的组合。3．5样本量samplesize试样或测试单元的总数。注1t在本标准中，样本量有多重含义．例如，样本量可以是集样中份样的数量，或是每批中集样的数量，或是由每个集样得到的试样的数量，或是每个试样的测量值的数量。测量值的数量通常与测试份量的数量相同。注2：本术语应与样本的物理量区分开来，后者表示诸如份样的质量或体积。3．6接收准则acceptabilitycriteria用来判断批接收与否的准则。3．7接收质量限acceptancequalitylimit对连续批的验收抽样，满意的过程(批)平均的最差值。3．8‘不接收质量限non-acceptancequalitylimit对连续批的验收抽样，不满意的过程(批)平均的最优值。3．9单侧规范限one-sidedspecificationlimit批平均的上规范限或下规范限。注：单侧规范限只规定上规范限或下规范限之一。3．10双侧规范限two-sidedspecificationlimits批平均的上规范限和下规范限。注：双侧规范限同时规定上、下规范限。3．11散料bulkmaterial其组成部分在宏观水平上难以区分的材料。注：本标准所指的散料不包括纸卷、线圈、铁板等类似材料．因为很难用规定的抽样程序对其进行检验。3．12份样samplingincrement用抽样装置一次抽取的一定量的散料。3．13集样compositesample从批中按实验抽样抽取的两个或以上份样的集合。3．14试样testsample制备所得的可用于一次或数次测试或分析的样本。3．15测试份量testportion用于一次测试或分析的试样部分。2 GB／T22555—20103．15接收值acceptancevalue在计量抽样方案中，样本均值满足接收常数的限定值。3．17鉴别区间discriminationinterval接收质量限与不接收质量限之间的区间。3．18极跟区间limitinginterval双侧规范限的情形下，极限区间是上规范限的接收质量限与下规范限的接收质量限问的区间。3．19相对标准差relativestandarddeviation标准差与鉴别区间长度的比值。3．20t复性repeatability重复性条件下的精密度。洼：所谓重复性条件是在同一实验室．由同一操作员使用相同的设备．按相同的测试方法，在短时间内对同一被测对象相互独立进行试验得到独立测试结果的条件。3．21中间精密度intermediateprecisionmeasurement在中间精密度条件下的精密度。注：所谓中间精密度条件是在同一实验室，使用相同的测试方法，对同一被测对象，在不周的操作条件(时间、标定、操作者及设备)下获取测试结果的条件。4符号与缩略语——每批的费用——与份样总数成比例的费用总和——与测量总数成比例的费用总和——与试样总数成比例的费用总和——抽取单个份样的费用——单次测量的费用——制备单个试样的费用——处理单个试样的费用(一f．+”。CM)——鉴别区间长度——多质量特性下的最小的鉴别区间长度——份样间的相对标准差(暑)——试样相对标准差(暑)——总相对标准差(普)——多质量特性的修正因子——上控制限因子～一用来重估标准差所需的批数cG‰Gq％听㈨D巩矾出如^^G www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载GB／T22555—2010，一质量特性数KP——标准正态分布的上P分位数(户可以为a。p和P。。当口=0．05s时K。一1．64485。当口一0．10时，Kd一1．28155，等等)I。cI。——下控制限Ls。．——批平均值的下规范限m——批平均值m。——批平均值的接收质量限mn——批平均值的不接收质量限一。——每个集样中的份样数””——每个试样中的测量值数nt——每个集样中的试样数P。——接收概率(h——使用方风险质量QPn——生产方风险质量Rc——费用比率(一!罢)、⋯扎——集样标准差sct——组合样本标准差s”——测量标准差st——试样标准差tr(v)——自由度为∥的t分布的下P分位数usL——批平均值的上规范限UCL——上控制限z“——从第i个集样中抽出的第J个试样的第k个测试单元的测量值i。——样本总平均值i。——下接收值孑u一一上接收值a——生产方风险a。——单个生产方风险口——使用方风险口。——单个使用方风险y——接收值常数△——上、下接收质量限问的距离8——极限区间常数v——标准差的自由度№——估计值标准差的自由度一c——集样标准差一e——批平均值的估计值标准差一”——测量标准差∞一一总标准差6T试样标准差f一；一一}+当1、⋯Md{——份样间的方差分量 www.bzfxw.com一h一一一测量值间的方差分量d}一试样间的方差分量(制备试样所产生的方差)注I：带有下标“r。”和“u”的符号表示它们分别是对下或上规范限而言的注2：符号口用于理论标准差．而符号s用于样本标准差。5抽样方案5．1总则验收抽样前，对大批散料的科学的检验应先确定下述各项。5．2适用条件5．2．1批平均值GB／T22555--2010在确定批是否可接收过程中，当所考察的对象为单一质量特性的批平均值时。可使用本标准。本标准适用于以单一质量特性的批平均值为主要考察目标的验收检验。当材料在使用方工厂中经过进一步的加工处理后，均匀性很好时，使用方可能只对批平均值感兴趣。如果对一种材料规定了两个或两个以上质量特性时，则可以使用附录A中的程序。附录A还为多质量特性提供了可供选择的程序，以同时控制生产方风险和使用方风险。本标准基于下面的假定：在对批进行验收抽样过程中批平均值保持不变，或者样本测试值的算术平均值与物理混合后的测试值相等的情形。要特别注意一些不稳定的质量特性，如粒状散料的湿度等。也有一些不符合上述假定的情形。如下例：例：CMC(羟基植物纤维)粉用做水泥添加剂，最重要的特性之一是其水溶液的粘性。若有两个样本，质量相同，一个粘性值高，另一个低，将其混合在一起，则混合后样本的粘性值总是低于原来两个样本的粘性值的算术平均值。本标准不适用于这种情形。5．2．2标准差本标准假定某质量特性值的各类标准差已知且稳定。下面一些准则可以用来判断各类标准差的稳定性：a)在标准程序中，若s。和s。的控制图没有失控点，且没有其他证据表明不稳定，则可以认为所有标准差都是稳定的。若a“很大且不稳定，则可由S，控制图检测到这一情况。若一”足够小，则它的不稳定性可以忽略不计，因为不必对它进行精确估计。b)在附录B的特殊程序中，若s．控制图没有失控点，且没有其他证据表明不稳定，则可以认为所有的标准差是稳定的。在此情况下m和∽的不稳定性可以忽略不计，因为不必对它们进行精确估计。然而，在验收抽样开始时，各类标准差的精确值和／或稳定性也许不完全知道。此外，在应用这个验收抽样系统过程中，可能会稍微或临时偏离上述稳定性准则，在此情况下，应使用标准差未确知时的程序，即使用指定质量特性标准差的假定值。若根本无法获取有关的标准差的值，则本标准不适用。5．2．3检验批本标准中的抽样方案主要用于连续批。然而，若满足对标准差已知的假定，这些抽样方案也可用于孤立批。5 www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载GB／T22555—20105．3标准抽样程序5．3．1总则本标准对单个批的检验包括下列步骤：a)抽取份样；b)合成集样}c)制备试样；d)测量。图1是上述步骤的示意图。为使图1简洁，图中所画出的未使用的试样数及测试份量数可能分90比实际情况少很多(参见C．2．7)。上述每一步均应使用代表性抽样。例如，要求单个集样能够代表整个批。为了得到可靠的结果，应首先制定抽样操作指南或标准程序。建议事先参考ISO11648—1以确定合理的抽样程序。抽取份样合成集样制鲁试样测试份量(涮量)图例：△：奇数号抽取份样o：偶数号抽取份样o；已使用X：未使用图1散料抽样检验程序图解(Ht=2)(riM=2)5．3．2抽取份样(见图1)从批中抽取2”t个份样。建议尽量采用动态抽样，然而，对静态批也允许使用静态抽样。同时建议采用合适的抽样器。当散料中含有大块时，单个份样的体积应足够大，以便获得具有代表性的样本。5．3．3合成集样(见图1)把每”。个份槎混合在一起，形成两个集样。在本标准中以两个集样为例。每个集样都代表整个批。这一要求可以通过采用系统抽样实现。具体操作如下：将2nt个份样顺序编号，把奇数编号(1，3，⋯，2nz一1)的份样混合成集样1，把偶数编号(2，4，⋯，2n。)的份样混合成集样2。5．3．4制备试样(见图1)从每个集样中制备”t个试样。应结合所要检验散料的性能，预先建立试样制备程序。当要检验的散料中包含大块时，应确保试样制备包含以下程序中的一个或多个：样本破碎(如压磨)、材料均匀化(如混合)及样本缩分。该程序中应规定试样的质量或体积。如果需要，还要规定试样6 www.bzfxw.comGB／T22555--2010颗粒的大小。当散料是液态时，可以将集样充分搅拌后直接抽取试样。注：如果试样制备程序选择适当，试样间的方差分量井会比份样间的方差分量斫小得多。另一方面，也要考虑经济因素。例如．将粗粒磨细在降低卉方面是有效的。但要把所有集样中的粗粒都充分磨细通常是非常昂贵的。5．3．5测量(见图1)分别从每个试样中抽取nu个测试份量并进行测量，每批可得到2ntn”个测量值。测量前详细规定测量条件是非常必要的。5．4标准差5．4．1总则在标准差未确知的情形下，要根据6．2．9来确定各阶段的样本标准差。在标准差已知的情形下，应根据6．2．3来确定各阶段的样本标准差。5．4．2及5．4．4中给出了以上两种情况下都需要的信息。如果有以往的检验结果，则由这些结果可以得到标准差的估计值。在各个阶段，若有关标准差的信息不够充分，则需要获取一些与标准差相关的值。建议使用ISO11648—1和ISO11648—2⋯中描述的实验设计方法。嵌套实验设计方法适用于大多数情形。5．4．2份样标准差从一批中抽取的不同份样，其质量特性值可能会因变异来源的不同而不同。份样标准差一-是份样方差分量一}的正平方根。注：若材料是装在同一个容器内的气体或低黏性液体．其份样标准差们可以假定为0。然而，若材料是黏性液体或固体，且装在两个或多个容器内时．则份样方差ai通常由两部分构成，即由容器内份样方差和容器间份样方差构成。5．4．3试样标准差根据规定的试样制备程序，从一个集样中制备的不同试样，其质量特性值可能会由试样制备过程而产生差异。试样标准差一t是试样方差分量a}的正平方根。注：固体的试样标准差at．除非粒度足够小，通常不可忽略。相反的．低黏性液体或气体的试样标准差a，通常可以忽略。5．4．4测量标准差测量结果可能会因测量程序或一个试样的测试份量的不同而产生差异。当测量总次数很小时。通常可认为测量标准差就是重复性标准差。当测量总次数很大时，很难保证重复性条件，此时应使用适当的中间精密度标准差。更多的相关信息见GB／T6379．1、GB／T6379．2⋯和GB／T6379．3E“。注：在本标准中．!旦的近似值要比GM本身更重要。若G—M足够小(如小于0．2)．则无须知道GM的确切值。aTdT5．5费用5．5．1总则为了获得经济的抽样方案，本标准使用下面的费用函数。即使部分单位费用的信息不够充分，也有可能得到一个可行的抽样方案(见5．5．6)。5．5．2费用构成每批的总费用C是由单位份样抽取费用与份样总数的乘积、单位试样制备费用与试样总数的乘积7 www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载GB／T22555--2010及单次测量费用与测量总次数的乘积之和构成，计算公式如下：(：一(：T+CT+CM一2nlCl+2nTCT+2nTnMCMmct和C”分别代表不同阶段的单位费用，用于获取经济的抽样方案。5．5．3抽‘取单个份样的费用抽取份样的总费用C。实际包括如下两部分：a)抽取份样的费用；b)合成集样的费用。抽取单个份样的费用“一般由下式给出：C．CI‘2—2n—t5．5．4制备单个试样的费用制备试样的总费用Ct包括如下两部分：a)样本破碎和样本缩分的费用}b)制备试样的费用。制备单个试样的费用“一般由下式给出：CTCT——12。。—n—T5．5．5单次测量的费用单次测量的费用rm由下面等式给出：CM22—2nT—nM其中测量总费用c。与测量总次数成正比。5．5．6单位费用信息不充分情形下的程序在验收检验开始阶段，有关上述单位费用可能不够清楚。在此情况下，为了得到一个可行的抽样方案，应使用下列程序：a)当上述费用值不清楚时，可先假定近似费用比C。：C，；c。，并且使用比例中每一项的值作为各自的费用值。示例：在验收检验开始阶段，假定近似费用比如下：oI‘oT‘CM一3。1。0．5令C，一3，rt一1，C”一0．5，根据标准程序得到相应抽样方案。在运行了5批后，费用比修改如下：【1。CT。CM一3．5。l0．4使用新的费用值(rt=3．5，ct=1，c。一0．4，)，再一次获得町行的抽样方案。此后费用比和抽样方案均保持不变。b)若很难假定近似费用比，则使用下述比例：fI。fT2fM一1：1：15．6接收质量限和不接收质量限5．6，1总则接收质量限m一和不接收质量限mn应根据下面程序来确定。8 www.bzfxw.comGB／T22555--20105．6．2m。与规范限的间距建议在规定不接收质量限与规范限之间的间距(m。一L。，或U。一，儿一)时应考虑已接收批的实际情况。例如，如果实际中将一个已接收批分成几个子批。则在确定这个间距时应该考虑子批之间的差异。当双侧规范限已规定时，两个间距(mu．一Ls。和Us。一m一，)可以不同。这个间距可以根据所提供材料的质量限进行调整。如果质量限很不令人满意，可以增加这个间距，以降低此规范限使用方的风险。对于如何调整，附录D给出了一些有用的信息。相反，若质量限令人满意，这个间距可以减少到0，甚至可以是负值。5．6．3鉴别区间长度鉴别区间长度D是接收质量限与不接收质量限之间的间距。建议在确定D值时，要考虑标准差m，一。和一。的值。若鉴别区间长度太小。则本标准不能给出任何可行的抽样方案，需重新考虑接收质量限与不接收质量限。当双侧规范限L。，和【，s。已规定时，两个鉴别区间长度mm—m“．和mⅢ一mⅧ将会相等。这个间距可根据所提供的物料的质量限进行调整。如果质量限是令人满意的，可以增加鉴别区间长度，以减少费用。注：鉴别区间长度主要通过技术方法获取。Is()10576⋯给出了确定这个间隔的一些有用信息。5．6．4接收质量限之间的间隔当双侧规范限已规定时，上下接收质量限之间的间隔△应大于或等于极限间隔d×D，即A=mA．u—m^．L≥d×D当标准差已知时，标准程序中8取0．636，备选程序中8取0．566。当标准差未确知时，a的值可以在表1中通过v。检索查得。vz的值将与样本量一同给出。在开始阶段，可以暂时假定ve一8，d—O．566。表1双侧规范限情形下的6值(标准差未确知)艿3．o～3．9o．9294．o～4．9o．7585，o～5．9o．6706．o～6．9o．61770～7．9o．582≥8．oo．566注：艿的值用于判断双侧规范限的适用性。5．7负责部门5．7．1职责负责部门有如下职责：a)认定标准差的值tb)判断标准差的稳定性 www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载GB／T22555—2010c)在标准差未确知和标准差已知两种情形之间进行选择；d)认定mA和?T／R的值；e)决定是否使用备选程序；f)其他一些明确的或默认的职责。负责部门应有足够的知识和能力保持验收抽样系统的中立性，并且保证验收抽样程序的顺利执行。5．7．2合同关系负责部门可能是合同的：a)甲方；b)乙方；c)第三方；d)或对于不同职责，负责部门可以是三方中的任一方。在验收抽样之前应在合同中或任何其他相关的文件中明确规定负责部门。见GB／T2828．1中的3．1．12。6检验程序6．1总则本章给出了如下的程序a)评估标准差；b)确定样本量；c)抽取和制备样本；d)确定接收值；e)判定批是否接收；f)未接收批的处理。6．2标准差的评估6．2．1总则如果有以往的检验结果可以利用，则标准差∞，一t和一。的值可通过下面给出的确认和重估程序获取；若没有以往的检验结果可以利用，可利用6．2．9的方法}经生产方和使用方协商同意，也可使用双方都认可的标准差的值。在下面情况下，宜使用由生产方与使用方协商认定的标准差的值：a)在开始检验阶段，一值的信息不充分；或b)生产方比使用方知道更多关于标准差的信息；或c)在检验期间，当sc或st控制图出现一个失控点时，但随后过程得到改进，并且确信标准差已经减小。6．2．2确认程序当这些程序用于连续系列批时，应逐批检查标准差的稳定性。使用6．2．4中所示的控制图可以很方便地达到这一目的。若检验结果表明标准差不稳定，应采取适当的行动。另一方面，各阶段标准差的值也应定期进行重估。除非另有规定，应根据最近连续10批的检验结果进行重估，然后，每隔5批再进行重估，上述过程不考虑批是否被接收。如果对标准差进行重估，那么10 www.bzfxw.comGB／T22555--2010样本量”。，n。和n，也应重新确定。若重估导致了样本量的改变，那么从下一批开始应执行新的抽样方案。其他的相关信息参见C．2．3。6．2．3标准差估计根据集样平均值，利用如下的简单公式可得集样标准差sc：压=-=i了”一√———r一根据试样平均值，利用如下的公式可得试样标准差st：r=—F_F—————一讣一√寺善蚤旺一ir其中vT一2(nT一1)若nt一2，则可得到下面较为简单的公式：一√丢客罕若n”>1，类似地可得到测量标准差s”：r=—i—耳—石——————一s。一^／上∑∑∑(锄一i。)2IP阳一√一M备备备∽”一粕r其中vM一2nT(nM一1)如果””一2，则可使用下面简单公式计算s”：一√去砉垂掣其中vM一2nT如果测量总次数足够小，可使用计算器来计算上面的值，否则建议使用适当的软件。6．2．4控制田6．2．4．1总则本标准使用的控制图是一类特殊的控制图。它们只有上控制限UCL，而没有下控制限LCL(更多信息见C．2．3)。6．2．4．2s。控制图对每10批(或用于检查批的其他批数)，无论批是否被接收，应用下式计算sc控制图的上控制限：UCI。c一，U×aC式中：，U——表2中给出的因子，它是自由度的函数}和——集样间的标准差。若没有一个样本标准差sc超过相应的UCLc，则由sc控制图可判定标准差受控，否则认为标准差处于失控状态。注1：因为集样数为2，所以UCLc对所有批都相等。洼2：如果没有足够数目的检验结果可以利用．则ac可rh下式计算：ac—V、|直nl+堕nT6．2．4．3断控制圈根据每10批(或用于检查批的其他批数)的数据就可得到5，控制图的上控制限，无论批是否被接11 www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载GB／T22555--2010收，上控制限均由下式计算：UCI。T—fu×口T式中；，。——表2中给出的因子．它是试样自由度vt的函数；一，——试样间的标准差。若没有一个样本标准差st超过相应的UCL，，则st控制图可以认为处于受控状态，否则认为处于失控状态。注1：若nr为常数，则UCI．t对所有批都相同。注2：如果没有足够数目的检验结果可以利用。则一t可由下式计算：■_-忑”一V4+石衰2用于计算UCL的，。值。fu扎}ufv12．800311．331611．2351041．18022．297321．326621．233108117632．065331．321631．2311121．1734l924341．316641．2301161．17051827351．311651．2281201．1676l755361．307661．2261241．16571．700371．303671．224128116281654381．299681．2231321．15991617391．295691．2211361．】57101．585401．291701-2191401．155111．5584l1．287711．2181441．】53121．534421．284721．2161481．150131．513431．281731．215152l148141．494441．277741．2131561．147151477451．274751．2121601．145】61462461271761．2111641．143171448471．268771．2091681．14l18I435481．265781．2081721．140191．424491．263791．2061761．138201413501．260801．2051801．1362l1．403511257821．2031841．13522l_393521．255841．2001881．133231．385531．252861．1981921．132241．377541．250881．1961961．131251．359551．248901．1932001．129261．362561246921．1912201．123271355571．2439411892401．11828l34858l24l961．1872601．113291．342591．239981．1852801．109301．336601．2371001．1833001．105注：如果v未给出，可使用线性插值法。 www.bzfxw.com6．2．4．4sM控制图GB／T22555--2010若nu>1，则sm控制图的上控制限UCL”可由下式求出：UCLM—f¨×口M式中：，u——表2中给出的一个因子，它是测量值自由度v”的函数；d。——测量值标准差。若在Sm控制图中没有样本标准差5u超出UCLm，则可以认为测试过程处于统计受控状态，否则认为处于失控状态。注；若样本量nt和”m均保持不变．则UCI，”对所有批都相同。6．2．5标准差的重估6．2．5．1总则标准差应根据紧接着的G批结果进行重估。除非另有规定，一般G取为10。建议在以后的序列批中每增加5批后对标准差进行一次重估。注：即新增的5批与之前的5批合为10批。G．2．5．2样本量相同的情形若对所有批样本量均相同，标准差一c和at就应根据标准差(样本值托和样本值St)进行估计。计算公式如下：式中：G——用于重估的批数。若n。>1，则测量值标准差d。可类似估计如6．2．5．3样本■不同的情形当样本量对G个批不全相同时，标准差“和口t就应根据样本标准差即和s。进行估计。计算公式如下：厍厍n摩 www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载GB／T22555--2010此处G是用于重估的批数。若n。>l，则测量值标准差口。可类似估计如下6．2．6方差分量的重估6．2．6．1总则当样本量”。，”，或”，发生变化时，标准差@和口t会因此而改变，而m和。不受样本量变化的影响。份样间的方差分量口{和试样间的方差分量a；与通常的方差有所不同。方差分量虽不能直接获得，但可以通过其他方差分量的差值获得。6．2．6．2份样间方差分量份样间方差分量一}可由下式求出：a2_nt(一。一堕nT)若用上式计算的di1．则试样间方差分量口；可由下式求出：d；一d}一盟月M若用上式计算的d}<0．则取J；一o。若””=1，则无法对口；与靠进行分离。6．2．7估计值的标准差估计值的标准差口。也就是批平均估计值的标准差，可用于得到OC曲线。该标准差由下式给出：同■—F■ir一厨——矿～2”I’2”T2nTT／M～2nl’2nT6．2．8失控后应采取的行动在对连续系列批进行检验的过程中。如果5c或st控制图中出现一个或多个失控点(甚至在重估一和UCL后)，则应采取一些必要的行动。若已查明失控原因并且可采取适当的改正措施，应实施这些改进措施。否则，若生产方和使用方双方同意，且经负责部门批准，也可采用下面的行动：a)规定适当的标准差的值；b)把检验量增加到另一挡。若负责部门判定标准差已不稳定，则标准差已知情形的检验程序不再适用。6．2．9标准差未确知情形标准差∞，却和d。的值应该参照近期可用的相关数据进行设定，且所使用的标准差的值应得到生产方与使用方的共同认可。注：若任一标准差值不稳定，则应该参照近期可用的相关数据将标准差的值定的大一些。14 www.bzfxw.com6．3样本量的确定6．3．1确定样本量的程序因为很难同时得到每一阶的样本量，应遵循下列程序来确定样本量a)确定经济可行的测量次数””；b)确定试样标准差口T；c)确定相对标准差dz和dT}d)确定处理单个试样的费用Ctu#e)确定费用比率Rc以及费用比率水平}f)选择一张合适的表来确定经济可行的nz和斯值。GB／T22555--20106．3．2n。的计算6．3．2．1标准差已知的情形当标准差已知时，为了要确定每个试样经济可行的测量次数n。，第一步就是要计算一个过渡值6，其公式如下：扣盟O"p√三MVCnu是将b按下面的规则取整得到：a)若b<1．5，则”M=1；b)若1．5≤b<2．5，则nM一2}c)若6≥2．5，则”M一3。洼1：上面的等式在取整之前的值b为n”的最经济值，此6值能使ct达到极小值。注2：上面等式可能给出一个非常大的b值。实际上nm值不希望取得很大，因为通常操作者不希望对同一试样作很多次测量．并且由于人为等因素，测量次数多时测试结果可靠性可能会降低。故n“的最大值设为3。若人为因素可以忽略，并且大的n”值可接受，用上述等式计算的6值可以被取整成最接近的整数。6．3．2．2标准羞未确知的情形当标准差未确知时，每个试样测量次数n“应由下列桃{JlIl确定：a)如果!旦1(即1．8～5．6)，则取R。=3．2；e)水平5：若Rct>>l(即5．7以上)，则取R。一i0．O。6．3．7"l和HT的确定6．3．7．1表的结构表3～表7给出了标准差已知情况下每个集样的份样数n。及试样数nt的值。这些值均可通过费用比率水平进行检索。表中的每一格均有两项，分别表示d-的优先值(相对试样标准差)和d。的优先值(相对份样标准差)。d-的实际取值区间在d。的优先值列旁边。d，的实际取值区间与d。的区间完全相同。表8～表12给出了使用方风险水平口为5％时可选择程序对应的n-和”t值，其结构与表3～表7相同。表13～表22对标准差未确知且使用方风险水平口为5％的情形，分别给出了n。一1和””一2时n，和nt的值。这些表的结构基本上与表3～表7相同，只是它们还包括了自由度№的值。6．3．7．2表的选择根据适当的费用比率水平或其与nm的组合，即可选取一张合适的表。6．3．7．3表中nt和nt的值的读取在选定的表中，n，和n一的值按下列方法选择：a)找出一个dt的优先值行，其区间(在相邻列中)包括实际的d。值。b)找出一个dt的优先值列，其区间包括实际的dt值。对c，。的优先值来说，它对应的每个区间分别与同样取值的d-优先值对应区间相同。c)c，。的优先值行与c，t的优先值列的交叉处就是"。和n，的值。若下列任一个情况发生，表明n-或nt的值太大，此表中无法查到，应转至6．3．7．4：——d，的优先值行不存在；——d。的优先值列不存在；一若表格中n，和nt的值为“*”，则或直接转到6．3．7．4，或查找其他的样本量表；如果(前或后)紧邻的样本量表在相应的单元格处可查到”-和”-的值，尽管费用比率水平不同，仍可以使用这些样本量，否则转到6．3．7．4。6．3．7．4重新设定鉴别区间如果不能查到n-、”t，或n-、”t的值太大，则应转至5．6．3，重新设定鉴别区间。16 GB／T22555—201017甘Ln}十卜2。西=窝。2S望∞o=品岛=譬。∞2品^卜oo2=趔∞。。竺宝米gv飞山∞望2卜。竺2呐∞望兰∞o。∞望蛊。神僻罂咖帅h2兰倒*靛址喇蛊厘旺∞h2兰凶蛔鼍蓝要时甘h。=塞|蓁熏n卜=竺～时匣帅厘罂旆凶虾恻。。鬲∞卜=兰∞卜=兰蘸雾厘2导昌高oLo耄蚕銎墨j。0LnH一“耐凶?f?姆卜gg雕趔求茎丑釜矗H呻∞N0。g相0玉枇“趔州州州求g^更oP∞导更∞∞3琳●幡#雹富一状降*脚盖匪取^釜．o00—o一．o≈。《m噼www.bzfxw.com GB／T22555—201018囟=2蓦o。譬2葛卜2=葛卜岛2卜2=2器。=譬=趔∞囟=￡米gu∞o。凸=飞∞=蠹∞=2∞2∞。。2∞呻岍。。望2∞卜竺兰∞卜篁兰呐卜2竺叵譬3磊高o∞n一“o一划凶?f?m趔夏2；蛊～∞槲盛“婀{●●d一迥求g一更oP∞警装∞≈e懈●博婪雹茁N状牛*褂盘匠槲^o兮-008【．0。科．o∞。譬口懈www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载 GB／T22555—2010呻∞曲}。。。2∞coo。!吲∞卜=。∞2=曲2=要。。2篓蓦∞卜o。2一理。。=譬高求基v。。2飞卜2：2窝nLn卜。=封。由=￡∞。譬￡m00=昌巾卜2∞卜譬望扈譬导星葛oLo∞In一“o一划凶?}?f}?}∽恻虿竺；晶～∞僻釜d“捌{●_d一__一捌求基19^更。一o&．更∞∞§v僻●*鞋霉菌m状牛*褂：H匪积^h．P0禽．ovo．P口u《m鬃www.bzfxw.com GB／T22555--2010∞=兽卜。=2∞卜∞竺吲∞。。=^捌米蜢v飞∞=2器卜2=窝∞。=器L。∞=昌∞002品∞2要厘2导昌葛o∞∞LnH一“一捌凶?}f?f?∞趔量=；磊门∞懈醛“州崮●●dH一一_趔求斌^更。一∞粤更日∞≈v琳●幡#譬富_状睁*褂：H匠赧^∞．m08．1)N．m∞。《∞僻www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载 GB／T22555—2010h。=心卜o=。2=品∞o曲=o。。望2o卜=一趔∞卜∞=求gv飞岛2罱N～。e2=葛⋯Nh一0=黜㈩～吣2譬舞¨N～N心。=昌唇譬导昌葛㈨㈣。叫一“o矗嫡凶f{?(?}?∽埋夏2；磊帕∞悄盛o直●●趔州求g2】^瀑。一女导装∞∞e懈■*#露蓄∞甙睁*褂羞匠职^K毗懈h．s)o一≈。譬h僻www.bzfxw.com GB／T22555--201022甘々4∞竺占_≈。。=2嚣00o。曲宝卜=器00=譬=^卜2=莴理求∞h∞=斌∞2竺矗≈口2骂高∞2∞。譬器窨。咕卜∞=稚僻罂删啦。=黯理幡智壮喇窖叵暖凶暗∞西昌≈害-釜嚣t。。=≈塞垂季匾柙唇霹辐凶∞囟=裂瓣厘篁导品葛∞增卜88譬一d“凶}27ifif?2f趔景譬；磊N盛“飞求墨丑SH一彗辩03椭趔州划州米拭^文∞盐．文m≈3懈●幡鞋蛊笛一状睁繁褂越旺赧^釜．o00voI_．o#。《∞懈www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载 GB／T22555--201辽23⑦2￡昌∞望窖器∞卜-o。2^∞=兽器捌米∞2=g卜=蓦飞。卜o=h三=品卜2竺莴N∞2竺葛。2譬葛c。。：2器∞由竺器厘譬导昌葛o∞__一“o凶?f?理量要；磊～盛“捌dH00梢画蝤●-米州g^更∞∞鼍装n∞e鬃●幡#譬富N状牛*褂越旺积^∞∞．00∞P．ov科．o≈u笔∞群www.bzfxw.com GB／T22555—201024∞。。=∞卜。型。200。2譬一趔求gv。。竺2器飞。。2兰蓦00=霉蓦卜2=器卜三=⋯N。2=品⋯“啦。=葛厦譬导磊高。。凶o捌?{?f?}盛吕__呻。。N。“州o。懈曛趔●●采州g^泛∞∞号装∞∞≈v怅●幡#譬莒m甙牛*褂篁旺程^一一0盎．ovo．一∞。《ol_辩www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载 GB／T22555—201025。=2h。篁竺。2to卜2=⋯o。。。。2=∽∞o：^甘曲卜2遥嘏g、，飞00望昌器卜=高卜2竺葛∞2=品扈譬导盆磊。。一。“凶?}?兰三{捌苫__寸00N簦“州d—H一oO懈直趔●-求州g^装∞”警装m∞3僻■博鞋窖苗口状睁*褂越匠积^∞．日0∞．【)■m口。篙=懈www.bzfxw.com GB／T22555--201026卜o=∞ho=∞2o。2=^。o=趔嘏蛔∞。。竺飞砷∞卜!N相⑦竺￡昌∞譬2器00=兰器厘2导星葛∞凶-_一“趔?姜三二三?盛高H呻。。N“划∞懈凰捌●●嵌捌g^更日∞导更∞∞e懈■幡妾}譬茁∞状睁*褂筮匠职一K眦镫一§)oP∞。笔型僻www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载 GB／T22555--201027=2昌譬+HN掣高磊曼￡罱嚣兰卜。。2望=￡是凸昌等∽o∞N器导譬{型od。；一求g∞2兰一≈o。兰S∞oo掣卤d曲一__∽。。￡∞o。=#。。2器卜=器譬器芝⋯卜=蓦厘2盆星凶?；；：{型d一一懈盛坦售{●●求州g僻埘忸皿犀^装∞≈哗装n∞3■幡站窖N牛*褂越旺穰^。岬。0∞一．。v科．o∞。《．一i；≈=噼望_≈f掣罱2#等2+￡。2g#卜。。2=#∞兰3^o甜dH越求g古∞=瓮篁=磊竺≈o。22#卜：2嚣雹。}拈梢窭咖理幡∞∞竺靛世Z喇g照旺￡卜’=罱基。銎菇耱雏窿抑厘聋罂妪凶删卜=器盏器葙葙蓊墓●翟磊磊嚣||||厘d一一絮I鲞"-8：霎瘩凶???趔釜、i8枢03枇gj型求蜘燃婀燃g懈世忸皿冥^更no逡．更∞口3●幡啦gP睁*褂盘匠稚^譬．o00vo一．o∞。薯．一j；≈m一群www.bzfxw.com GB／T22555—2010=暑-_一等导+砷呻=兰∞In譬蓦量￡斜器m∞CO竺￡导昌掣需罱兰#∞=￡兰昌望∽ooN避o曲一一米蝗≈、，飞g掣t≈望=高芝ZN～∞Z∞箸导g=罱2#⋯《卜=器厘2昌磊凶d一』摧。趔?罄呵趔匡●●啦捌g琳埘忸皿廿圭^更日#警装∞≈e●*#雹口降*褂越旺穰^∞．∞08．1)■n∞。《．ri毒∞一僻甘岛。簧g≈呻吲卜竺2墨量瓮器器=器器望；2互≈望no囟∞高高墨o耐。；__趔罐卜∞望g#。≈。￡等#望≈00竺2卜=器量⋯≈⋯≈卜=嚣鲢譬昌星凶?；!!划d一一口醛州∞H梢埋直__啦州蝗帐龆忸皿犀^装∞≈警装∞∞3●幡鞋譬n牛*姗盘旺职^h．P0盛．ovo．一∞。《．一i毒霉琳www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载 CB／T22555—201029兰尊蛊罱高g等暑*。2器导害卜o。2c二嗣器尊。。竺要oN∞oj高导器矗__一H蚓啦g2￡是v飞∞=器H西。砷⋯∞型2卜=嚣=器芝∞∞竺卜兰器⋯卜2器厘譬星磊凶?f?；；：=l璺6一一懈盛=f粤吲-●米州g僻世忸皿冥^装∞o＆．更n∞e■博鞋譬一睁*褂越匠职^全．000—o一．o口。《．Ni毒∞一僻拳2十$h譬2昌兽掣叫∞兰宝t≈∞∞譬￡粕o∞咕∞Ⅷ竺趔oc：口；一求斌u飞望“G面__≈2掣≈《。。蠹荨2罱翟⋯卜兰昌厘2盆赛凶?f；!!趔s一』懈。盛撄崮●-州g僻世忸皿辱^装∞∞警文∞∞≈v■幡妻I￡∞睁*褂越匣假^K眦懈一巴oP#啻．一i毒譬懈www.bzfxw.com GB／T22555--2010掣≈∞吲卜竺}≈￡望高昌墨P≈兰o曲甘。昌器三趔矗矗一N米一OO譬牲￡v飞≈击￡霉掣d“o__N甘。≈⋯≈o。要3掣r#卜=器g⋯h#NN呻#卜=罱厘譬磊磊■一“凶?i；；j型盛d一一飞划∞一僻画趔8星8●●米燃g僻憾忸皿廿圭^装∞鱼．更∞拈e一幡#譬m牛*褂筮匠嚣^卜．广0高．ovo．严拧u鼍Ni毒oN僻望兰三富兰=岛H≈昌譬+≈2器望墓拳曼Z≈掣器蛊兰≈卜∞三譬：2蠹昌#∞￡罄^望oN畸∽蛔矗一__一琪8≈岛竺兰≮飞∞兰导≈一oo￡导嚣g“d一一Z∞。。=#o。=篇⋯卜=罱望￡≈卜：2器匡2盆品凶d一一。理?荽划∞一懈趔罾●-嘏燃g懈世忸皿冥^装巾鱼．更啦拧尊v●*棼雹N睁*褂基匠积^o岬00∞产．o一科．o拧。《．Ni：≈∞一僻www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载 GB／T22555—20103l堂竺__≈导{}#h22昌吲望品兰Z=宝十≈岫o。譬品葛器型t≈砷．∞。。竺。曲o。；d—N趔米gv飞一oho望一一。一#望2高翟≈NN相≈。。￡荨g#Z卜=暑叵2品赛凶?f；i：理g一一槲盛趔目●●米划g僻埘忸皿廿圭^更∞∞警文∞∞3●埒#譬∞睁*褂：H匠帮^K瞰懈h．巴。一∞。《．Ni毒≈琳兽蓦霉一N≈等等+#甘o。=兰昌器望雾三蚤≈2窝罱≈呻吣∞竺窝导昌掣葛嚣至#由=2#竺昌器兰o∞卜o器g墨。；d__Nj型求∞c。卜g≈v飞譬葛昌t__o卜。掣一do一#《2器葛NN∞∞驾3兰譬甓譬≈N舳N#卜譬器厘譬磊星凶?f?；靼趔d一一。釜8霉器嚣划∞一懈捌区●_求制8琳埘忸皿品^更mo＆．装日∞3■*#雹q睁*姗篁旺积^∞．∞0∞．PvN．n∞。笔．Ni毒PN僻www.bzfxw.com www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载GB／T22555--20106．4样本的抽取与制备6．4．1总则对单批的检验，应遵循以下程序(见图1)。6．4．2检验批的确定一次提交或交付的卡产批散料应该作为一个枪验批。6．4．3抽取份样根据5．3．2中规定的程序，从一个批中抽取2”z个份样。6．4．4合成集样根据5．3．3中规定的程婷，将每”-个份样合并成一个集样，共得到两个集样。6．4．5制备试样根据5．3．4中规定的试样制备程序，分别在两个集样中各抽取nt个试样。6．4．6测量根据5．3．5中的测量程序。分别从2nt个试样中各抽取”u个测试单元，并分别对测试单元进行测量，每批将得到2Ⅵn。个测量值。6．5接收值的确定6．5．1标准程序6．5．1．1单侧规范限当给定了下规范限Ln时．使用下式来确定下接收值：it．一”^y×D一⋯^一0．562×D当给定了上规范限u。。．时，使用下式来确定上接收值：iLJ一771A+y×D—mA+0．562×D6．5．1．2双侧规范限当给定j-双侧规范限Ln和【，。时，使用下列等式来确定下、上接收值：i1一”A．1～y×D一”AI一0．562×Diu一,"r／A，u+7×D—m^IJ+0．562×D6．5．2风险值为5％情形下的可供选择程序以及标准差未确知情形下的程序a)设定7和d的值如下：y一0．500，8—0．566b)设定下接收值和(或)上接收值如下：il．一0．5(t,q^．I+7nK．【)jL】=0．5(⋯A．u十”R．u)32 www.bzfxw.comGB／T22555--20106．6批接收性的判定6．6．1样本平均值的计算6．6．1．1试样平均值利用下式，分别根据≈。个测量值可以得到2口t个试样平均值孑¨毛=去孙其中z。。是第i个集样中第j个试样的第k个测量值。6．6．1．2集样平均值利用下式，分别根据每”，个试样平均值得到1个集样平均值，共计得到两个集样平均值瓦=去客瓦6．6．1．3样本总平均值利用下式，根据两个集样平均值就可得到样本总平均值数；j；百1∑zi⋯6．6．2批接收性判定准则根据下面的接收准则确定批是否接收ta)当给定了单侧下规范限LsL时：若j≥i。则接收该批}若i．i。，则不接收该批。c)当给定了双侧规范限Ls。和usL时：若i-．≤i≤i。。则接收该批‘若孑5-。，则不接收该批。6．7未接收批的处理根据单个批验收检验前的协定，处理未接收的批。7示例7．1具有单侧规范限且标准差未确知的情形一种细小颗粒的化工品将定期作为包装散料交付，或在每次提交时将其储存在一个大的容器内进行交付。这些散料将会进一步进行处理，包括匀质化处理。因此希望制定一个经济可行的抽样方案，以保证批平均质量的准确推断。33 www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载GB／T22555—2010用于检验批接收性的特性是一种物理特性。规定批平均值的下规范限为Lm．=90。根据以往的试验结果，各不同阶段的标准差值可假定为：ai=4．4，口p2各阶段单个费用如下∽一25，cT=20，c。=60。未确知情形的程序，可得到如下抽样方案：a)下规范限LsL为90．0；b)接收质量限／7／^为96．0；c)不接收质量限mn为92．0}d)鉴别区间长度D为4；1．0，口M一3．0给定质量限为；m一一96．0，mn一92．0。根据标准差e)下接收值孑L：il．一0．5(mA+mR)一0．5(96．0+92．0)一94．0；f)份样标准差∞为4．4；g)试样标准差d，为1．0；h)测量值标准差J”为3．0；i)集样数为2；j)抽取单个份样的费用c。为25；k)制备单个试样的费用n为20；1)单次测量的费用c”为60}m)每个试样的测量数"M：dM／aP一3．0／1．o一3一”M一2；n)试样标准粝一一历享一孵一瓜乇ss；o)处理单个试样的费用cTM：fTM—fT+”MfM一20+2×60—140；P)费用比率：Rc=fTM／fI=140／25—5．60；q)份样相对标准差d-：dI—m／m=4．40／4．0一l_10，r)试样相对标准差d，：d，一dT／D=2．35／4．0—0．588；s)表的选择：选定表21(n”一2，费用比率水平为4)；t)样本量nI和nT：根据dI一1．10一1．oo；dT一0．588—0．630检索得到HI一12，nT一5；注I：每批的费用C计算如下zc一2(nIfl+”TfTM)一2(12×25+5X140)=2000注2：估计值标准差一c的近似值计算如下：一艇一～、／焉4．40Fz2焉．352一厕乩·，7．2给定双侧规范限且标准差未确知情形除了对批平均值多规定了上规范限u。为110．0，其他条件与7．1相同。在此情形下，从技术上讲，下规范限比上规范限更重要。因此规定质量限m。一106．0，m。一110．0。根据标准差未确知情形的程序，可得到如下抽样方案：a)下规范限Lsl为90．o；b)上规范限usL为110．0；c)下接收质量限为mA1．96．0；d)下不接收质量限mm为92．0；e)上接收质量限为mn．u为106．0；f)上不接收质量限为mⅢ为li0．0；g)鉴别区间长度D为4．0；h)下接收值jI．：孑L一0．5(m¨，+mR．L)=0．5(96．0+92．0)一94．0； www.bzfxw.com上接收值iu：ju一0．5(m^．u+mR．u)=0．5(106．0+110．0)一108．0上下接收质量限间距△：△=矾W—m¨一106．0—96．0=10．0；极限区间d×D(初值)：d×D一0．566×4．0—2．26<10．0；份样标准差们为4．4；试样标准差dr为1．0；测量值标准差a”为3．0；集样数为2；抽取单个份样的费用ct为25；制备单个试样的费用ct为20；单次测量的费用fm为60；每个试样的测量值数nM：13"M／oP=3．o／1．0—3一”M一2；GB／T22555—2010t，试样标准孙一一扛毛一僻一师吃ss；U)处理单个试样的费用cTM：fTM—fT+”MCM一20+2×60—140；v)费用比率尺c：Rc—cTM／cI一140／25—5．60；W)份样相对标准差dl：dI—dI／D--4．40／4．0—1．10；x)试样相对标准差dT：dT—dT／D=2．35／4．0—0．588；y)表的选择：选择表21(nu一2，费用比率水平为4)；z)确定抽样方案：——样本量nI和”T：由表21中d】一1．10一1．00，dT一0．588—0．630查得”I=12，”T一5vE一35；——vE和d：由表1查得8—0．566；——再次确定极限区间8×D：8×D一0．566×4．0—2．26<10．0注；费用和估计值标准差与7．1相同，即：——费用C=2000；——估计值标准差的近似值为口e—1．17。7．3给定单侧规范限且标准差已知时的可选程序除各阶段标准差是稳定且已知外，即∞一4．4m，一1．0，／3"M一3．0，所给条件与7．1相同。a)下规范限LsI为90．0；b)接收质量限m。为96．0；c)不接收质量限mx为92．0；d)鉴别区间长度D为4；e)下接收值iL：iL一0．5(mA+矾t)一0．5(96．0+92．0)=94．0；f)份样标准差d。为4．4；g)试样标准差dP为1．o；h)测量值标准差d”为3．0；i)集样数为2；j)抽取单个份样的费用“为25；k)制备单个试样的费用ft为20；1)单次测量的费用c“为60；m)每个试样的测量数n。：6=唑／盟=口PVCM35Dp¨Dm曲神一曲一曲 www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载GB／T22555—2010n)试样标准差口T为2．35；o)处理单个试样的费用cT。为140；p)费用比率Rc为5．60；q)份样相对标准差d。为1．10；r)试样相对标准差dT为0．588；S)表的选择：选择表11(费用比率水平为4)；t)样本量nl和"：由表11中dI—1．10一1．00，dT=0．588—0．630查得NI一12，”T一4。注1：费用C计算如下：C-2(nI“+”T‘TM)=2(12×25+4×140)一1720注2：估计值的标准差一c计算如下：dF一．肛,+立2nr=～24．×4012222．×3542=兀面一1．227．4给定单侧规范限且标准差已知情形的标准程序除对应于m。的使用方风险约为10％外，所给条件与7．3相同。各阶段标准差稳定且已知，即m一4．4，dP一1．0，JM一3．0。各费用如下：“一25，fT一20，cM一60。给定质量限：mA一96．0，mR一92．0。根据标准差已知时的程序，可得到如下抽样方案：a)下规范限LsL为90．0；b)接收质量限mA为96．0}c)不接收质量限m。为92．0}d)鉴别区间长度D为4；e)下接收值i¨il—mA—yxD一96．00．562×4．0—93．75；f)份样标准差∞为4．4；g)试样标准差口P为1．0；h)测量值标准差口m为3．0；i)集样数为2；j)抽取单个份样的费用c-为25}k)制备单个试样的费用钾为20；1)单次测量的费用cm为60；m)每个试样的测量值数nw：6一：√毒一}刮器一1．73呻nM=2；n)试样标准差口t为2．35；o)处理单个试样的费用fTM：fTM—fT+nMcM=20+2×60一140；P)费用比率Rc：Rc—cTM／o一140／25—5．60；q)份样相对标准差dI：d，一口。／D=4．40／4．0—1．10；r)试样相对标准差dT：dT=口T／D一2．35／4．0—0．588；s)表的选择：选择表6(费用比率水平为4)；t)样本量"I和m：由表6中d1一1．10一1．00，dT一0．588一O．630查得”J一10．nT一3。注1：费用c计算如下：(、=2(n㈣+”¨TM)=2(10×25+3×140)一1340。注2：估计值的标准差ar计算如下：a。一√嘉+丢；一√丽4．402+丽2,352一厕=·．。，。7．5给定双侧规范限且标准差已知情形的标准程序除对批平均值增加了一个上规范限Un—110．0的条件外，所给条件与7．4相同。在此情况下，从36 www.bzfxw.comGB／T22555—2010技术上讲，下规范限比上规范限更重要。因此规定质量限m。=106．0，mn一110．0。根据标准差已知情形的程序，可得到如下抽样方案：a)下规范限L“为90．0；b)上规范限un为110．0；c)下接收质量限171¨为96．0；d)下不接收质量限17／n．L为92．0；e)上接收质量限Ⅲ。．。为106．0；f)上不接收质量限m⋯为110．0；g)鉴别区间长度D为4；h)下接收值iL：彳I—m¨．一y×D=96．0—0．562×4．0—93．75；i)上接收值iu：iu一优A，u+y×D一106．0+0．562×4．0=108．25；j)上下接收质量限间的间距△：△一17／n．u—m一，一106．096．0=10．0；k)极限区间3×D：占×D=0．636×4．0—2．54<10．0；1)份样标准差∞为4．4；m)试样标准差∞为1．0；n)测量值标准差d”为3．0；。)集样数为2；p)抽取单个份样的费用ct为25；q)制备单个试样的费用ct为20；r)单次测量的费用C”为60；s)每个试样的测量值数(见7．4)nm为2；t)试样标准差(见7．2)dt为2．35；u)处理单个试样的费用CTM：cTM一听+”MCM一20+2×60—140；v)费用比率Rc：R。一一frM／fl一140／25—5．60；w)份样相对标准差dI：dI—m／D：4．40／4．0—1．10fx)试样相对标准差dr：dT一口T／D=2．35／4．o一0．588；y)表的选择：选择表6(费用比率水平为4)；z)样本量nl和"T：由表6中dI一1．10—1．00，dT=0．588一o．630查得7／[一12，nW23。注：费用和估计值的标准差与7．4相同，即：费用c=l340；——估计值的标准差dE—1．37。7．6鉴别区间的调整为了使抽样方案更经济，可应用下面程序调整鉴别区间。在7．5中，已连续地接收了5批。现在对鉴别区间进行调整以便得到更经济的抽样方案。程序如下：a)下规范限Ls一．为90．0；b)上规范限usL为110．0；c)下接收质量限m¨，为97．0；d)下不接收质量限mM为91．0；e)上接收质量限mA．u为104．0；f)上不接收质量限m*．u为110．0；g)鉴别区间长度D为6．0；37 www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载GB／Ir22555—2010下接收值iL：iL—mA．L—y×D一97．0一o．562×6．0=93．63，上接收值ju：ju—mA．u+y×D一104．0+0．562×6．0—107．37；上下接收质量限间的间隔△：△一mn．u—mm=7．0}极限区间占×D：a×D一0．636×6．o一3．82<7．0；份样标准差d-为4．4f试样标准差∞为1．0，测量值标准差d”为3．0；集样数为2；抽取单个份样的费用旬为25；制备单个试样的费用ft为20；单次测量的费用c“为60；单个试样的测量数(见7．4)nm为2；试样标准差(见7．2)口T为2．35；处理单个试样的费用ctM：cTM—cT十nMcM一20+2×60=140}费用比率Rc：Rc—fTM／cT一140／25—5．60}份样间相对标准差dI：dI—dI／D一4．40／6．0—0．733}试样间相对标准差dT：dT—dt／D=2．35／6．0—0．392I表的选择：选择表6(费用比率水平为4)，样本量”1和”T：dl一0．733一O．800；dT一0．392—0．400}"I一5，nT=2。费用可计算如下：C一2(nln+nT‘TM)=2(5×25+2×140)=810。鉴别区间长度由4．0变成6．o(增加到1．5倍)后，预计可使费用减少到原来的i—旨(≈o．44)。本例中，实际费用从l340减少到810．即原来的60．4％。用下列等式可得到估计值的标准差一et一厩一蹶=,／Z317=1．8z。鉴别区间长度增加到1．5倍可能使r7e增加到1．5倍。本例中，估计值的标准差实际上也从1．39变成了182，即增加为1．31倍。7．7单批检验7．7．1批接收性的判定根据7．4中给定的程序，对第一批提交进行验收检验。表23给出了”z一10，nt=3，”“一2时的测量结果和样本平均值。根据表中结果计算出了各阶段样本标准差，并与UCI。进行比较，判定该批接收与否。衰23单批数据i一1i一2一^=1^一2^一1女一2Zi，Z2，J篁1103．7106．1104．90102599．0100．75J一2101．999．3100．6097．3102．9100．10J一397．9108．7103．30101_5101．5101．50102．93100．78101．86舢DpDD神们∞"啦D曲D曲订¨曲”幻引黜∽耕 www.bzfxw.com7．7．2样本标准差的计算GB／T22555--2010样本标准差通过测量结果和样本平均值来计算。样本自由度和标准差确定如下vc=2—1一IvT一2(”T一1)一2×2—4vM一2nT(”M—I)一2X3×1—6SC盅ST乒孚．(102．93--100．78)z一1．52～6‘。／．z”T√去蚤蕃汀一ir一．／堡堂一1．61～4(彳。一i。)2一(104．90—102．93)2+(100．60—102．93)2+⋯=10．43⋯。2，"；T掣=．障卫兽写茅至巫亚7．7．3与UCL的比较UCL用下面的标准差获得口M一3．00口T一2．35[见7．4n)]a一"、，臣7／I歪nT、用10霹3乩。t～⋯‘UCL的值及其比较结果如下：UCLc—fu×dc一2．800x1．94—5．432>1．52UCI，T—fvXJT一1．924×2．35—4．521>1．61UCI。M=fu×JM一1．755×3．00—5．265>3．797．7．4批接收性3．79i—101．86>iI．一93．75所以接收该批。7．8连续批检验7．8．1批接收性的判定7．7中检验了该批后，又提交了另外9个批进行验收抽样检验。表24中给出了连续10批的样本标准差。7．8．2与UCL的比较UCLc一5．432，UCLT一4．521(见7．7．4)，没有一个sc超过UCLc，且没有一个5，超过UCI，t。因此，集样数2仍将保持不变。39。∑M。∑Ⅲ中其 www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载GB／T22555--2010表24连续批数据批编号1l52l_6】3．7922．942．3633832163．22302405211121．8651．oil．523．4462．602352457o．84336l2．5381．802163．3291．751．022．85lO1．461．832．17∑s233．2949．7086．46，的平均值3，3294．9708．6461．8252．2292．9407．8．3重估标准差口【．=1．825，口T一2．229，口M一2．940√”t(as一套)一√，。(-．s。s2一生警)“一扛毛=—2．229—2--半～=o．s。a7．8．4nM一一纠嚣一磬嚣剽器一z．，，一””一z6一百√i—F百副丽一2‘¨一“一27．8．5dl和dr4．09护∞／D=篙乩02dT=dT／D=而2．23一o．5587．8．6一I和nr根据表6(费用比率水平为4)，dI一1．02—1．00，dT一0．558一o．500㈣一9，”T一2。7．8．7新的抽样方案对接下来的批，将使用新的抽样方案(”。一9，”，一2，”。一2)。 www.bzfxw.comA．1总则附录A(规范性附录)对多特性某物料进行检验的特殊程序GB／T22555--2010一种物料通常有两种或两种以上的特性需要进行检验。本附录对这种情况给出了如下检验程序a)一般程序；b)对总风险进行控制的可选择的特殊程序。A．2多种特性检验的一般程序A．2．1集样除另有规定外，对所有的特性均使用同一套集样。如果按本标准给出的程序，对不同特性，构成每个集样的份样数n-不同，则可选取最大的一个(札⋯)作为共同的nt。A．2．2试样在很多情况下，对所有的特性均可使用同一套试样。如果按本标准中的程序，每个集样对不同的特性有不同的试样数nt，则试样制备时应使用nt中最大的一个，即nt⋯。，然后对每个特性在”t，。。个试样中随机选取”-个试样。有时，对不同的特性可能需要不同套的试样，例如，用于检验颗粒大小所使用的试样与化学分析所使用的试样不同。在这种情况下，应该针对不同特性分别制备试样。若试样制备程序非常简单，也可分别制备试样。A．2．3分别制备试样除了集样和试样外的所有其他样本．应针对每个特性，分别制备样本，为了分别检验单个特性，应遵循一些样本的准备程序。除非下面的可选择程序适用。A．3总风险与特殊程序本标准的抽样方案假定要检验的是单个质量特性。若散料有两个或多个特性要检验，那么生产方风险与使用方风险都会增加。对于两个特性而言，总的生产方风险与使用方风险有可能加倍。若有5个质量特性，生产方风险与使用方风险有可能会增大到约5倍，从而使得风险增加令人难以接受。A．4中给出了标准差已知时的抽样检验程序，A．5中给出了标准差未确知时的程序。通过使用较小的鉴别区问，这些程序提供了一种简便方法，使检验多个特性时的总风险降到与检验单个特性时的风险水平相当。值得注意的是，若对不同的特性使用了相同的集样，有时增加风险的代价是町以容忍的。如果检验两种特性各自所需的n。不同，则应使用两个”-中较大的那个作为检验两种特性的”t，这将会降低检验另一个特性的风险。 www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载GB／T22555--2010A．4标准差已知时的特定程序A．4．1适用于每一特性的一般程序每个特性可选择的特定程序几乎与单个特性时使用的程序完全相同，主要区别如下：a)在确定样本量之前，根据特性个数J在表A．1中找出修正因子^。表A．1中第一行的值用于标准程序(a一5％，肛10％)，而第二行的值用于可选择的程序(a一萨5％)。表A．1标准差已知时．，个特性的修正因子，o，234568101520牌10％0．8160．7430．7010．672065lO6210．6000．5670．546腑5％0．8420．7750．7360．709O689O．66l0．6410．6080．588注1t第一行的值用于标准程序(口≈5％，口≈10％)I注2：第二行的值用于可选择的程序(a≈5％，口≈5％)。b)用修正因子，。乘以鉴别区间长度D，可以把每个鉴别区间转换成较小的鉴别区间Dw：DN一，D×Dc)对每个特性使用Dw，可以得到相对标准差d，，dt；d)对每个特性检索出样本量n，，”t。其他值如n”，口t，f，，R。，接收值及费用比率水平应保持不变。为简单起见，极限区间长度8×D也应保持不变。较小的鉴别区间长度D。使样本量n-和nt更大。将每个鉴别区间长度变小这一方法也可用于附录B中给定的程序。A．4．2整体调整初步确定抽样方案后．要考虑每个特性后进行整体调整。对每个特性重新确定构成集样的份样数n。，取其中最大的一个记为7／l,max作为共同的7／-。依照上述程序，若对某个特性n。异常大，那么就应减少试样数7／t作为调整。程序如下：a)转到下一张对应较高费用比率水平的表}b)检索出与dt和d，相对应的样本量”t和”t；c)若"T>札⋯，则不能使用检索出的n，而使用7／1,max对应的"一；d)若”l一”1．⋯，则应使用"T；e)若／"1一<”-．⋯，则可使用”t，但也可使用更小的”t值(返回到a))。A．4．3单一质■特性风险与0(2曲线表A．2中给出了每个特性的生产方风险与使用方风险的值。调整后抽样方案的OC曲线的信息在C．7．2中给出。42 www.bzfxw.comGB／T22555--2010表A．2对每个特性的生产方风险和使用方风险值(以百分比表示)8lO15肛10％l5．13肛5％l2．533．45I．702．601272．091．021．74o．851．310．641．05o．5lo．70o．34o．53o．26单个生产方风险为n。(见C．7)I单个使用方风险为母。(见C．7)。洼1：第一行为口≈10％时的风险值。注2：第二行为a≈5％时的风险值．同样适用于口≈5％的情况。A．4．4示例A．4．4．1三个质■特性的检验除散料有3个质量特性要检验外，所给条件几乎与7．4相同。主要差别如下：a)修正因子fD一0．743(表A．1第一行中，J一3对应的值)；b)较小的鉴别区间长度D一：D一一，D×D一0．743×4．0；2．97；c)相对标准差dI一们／DN一4．40／2．97—1．48，dT—dT／DN一2．35／2．97=0．791d)样本量月1和nT(表6)：dI一1．48一1．60，dT一0．791—0．800；7／I=20，nT一6。注1}共同费用{2nIfJ一2×20×25—1000专项费用l2”TfTM一2X6×140=1680注2，估计值标准差一z用下式进行计算：一厩一锈需2．352一一一。啪A．4．4．2所需的nI．～所给条件几乎与A．4．4．1相同，只是另一个特性要求札⋯一32。主要差别如下a)查下一张表：表7；b)dI一1．60，dT一0．800时的样本量："I一30，"T一4；c)因为nI1时，a。一√／鼍≯一}+””a；+一k；b)当”，一l(且n。一1)时衙，一／而磊丽。在初始阶段m，可假定为1．2口”。B．2．3相对总标准差将总标准差除以D，可以将其转化为相对总标准差do=∞／DB．3费用费用问题可不予考虑。B．4样本■B．4．1集样数集样数为2。45 www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载GB／T22555--2010B．4．2nT和nM的确定根据表B1，通过查找d。值对应的行，可以得到每个集样的试样数n，和对每个试样的测量次数”。。衰B．1特殊程序的样本■(标准差已知；口≈5％，口≈10％)doo．683o．ooo～o．76012o．837o．761～o．90113o．967o．902～1．075241_1841．076～1．3162361．4501．317～1．561391．6741．562～1．77243121．8721．773～l-96053152．0501．961～2．13263182．2152．133～2．29173212．3672．292～2．43983242．5112．440～2．57993272．6472．580～2．711lO330若表中无优先值d。行，则返回到5．6．3，因测量总次数2nTn”太大而不可行，则有必要重新调整鉴别区间长度。注：表B．1给出了经济可行的”tnu值。考虑到实际原因，并不希望”“值很大。本附录假定””的最大值为3。然而。对于允许””值较大的情况．可使用另一个”t”“取等同值的抽样方案。当a一口一5％时，对于可选择的程序，用表B．2代替表B．1。在此情形下，设定y和8的值如下：y=0．500，d一0．566此时，把下或上质量接收限的值修改如下：iL一0．5(”A，L+tnR，L)iu一0．5(”^．u+”R．u)寰B．2特殊程序的样本量(标准差已知；口≈5％，口≈5％)d【Jo．608o．ooo～o．67612o．745o．677～o．80213o．860o．803～o．956241．053o．957～1．1712361．2901．172～1．389391_4891．390～1．5774312l6651．578～1．74453151．8241．745～1．89663181．9701．897～2．03873212．1062．039～216983242．2342．170～2．29493272．3552．295～2．41210330当a≈口≈5％且标准差未确知时，可选择程序采用表B．3。注：表B．3也给出了双侧规范限情形所需的ve值。46 www.bzfxw.com衰B．3特殊程序的样本■(标准差未确知；口≈5％，声一5％)GB／T22555--2010do0．4250．000～0．4701230．6080．471～0．6421350．7460．643～0．8002470．9640．80l～1．028236111．2191．029～1．27139171．4291．272～1．474431223l-6121．475～1．6525315291．7761653～1．8136318351．9251．814～1．960732l412．0651．961～2．0978324472．1952．098～2．2259327532．3182．226～2．34610330592．4342．347～2．46211333652．5462．463～2．5721233671注tvz的值用于双侧规范限，多质量特性情形或OC曲线计算。每个集样中的份样数研通常为2。若”t一1，则"r=1。B．5标准差的确认B．5．1总则若Ht一1(且n一=1)，则应使用下面的特殊条款。B．5．2组合样本标准差若n，一1，则不能区分s。和5，。此时应根据6．2．3中给出的试样平均值，用下列简单的公式(对n，一1m一1及v。，一1)计算组合样本标准差(样本值跚)t斯一卢≯B．5．3控制图若nt一1，则应使用札t控制图代替SC和st控制图。B．5．4试样的组合方差若”，一1，则试样间的组合方差一‰可由下式给出：db—d§T一堕nMB．6估计值标准差估计值标准差ae由下式给出 www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载GB／T22555--2010B．7示例口E一_==、／2”TnMB．7．1标准差已知情形某种化工品成批生产且定期交货。已知批内的变异可忽略不计，且测量标准差d”相对很大。每次交付一个牛产批。规定批平均值的上规范限U。=90．0。已知总标准差dr。，=3．50且稳定。规定接收质量限mn一86．0，不接收质量限tTI。一90．0。根据本附录的程序，可得到一个抽样方案：a)E规范限U。为90．0；b)接收质量限m．为86．0；c)不接收质量限蛐；为90．0；d)鉴别区间长度D为4．0；e)上接收值孑u：孑u=mA+y×D一86．0+0．562×4．0—88．25#f)总标准差dr。，为3．50；g)相对总标准差d¨：d。，一dr。，／D=3．50／4．0—0．875，h)集样数为2；i)表的选择：选择表B．1；j)样本量”1"和nM：“一0．875一O．837；nT=1，nM一3；k)份样数n。为l。注：估计值标准差一e由下式给出：口。=—：坚一—三兰兰一1．43√2nT”M√2x】x3B．7．2标准差未确知情形除测量值标准差未确知外，所给条件与B．7．1相同：a)I：规范限U。为90．0；b)接收质量限∽、为86．0；c)不接收质量限Ⅲk为90．0；d)鉴别区间长度上)为4．0；e)上接收值iu：iu一0．5(ⅢA+ⅢR)一0．5(86．0+90．0)一88．0；f)总标准差㈨为3．50；g)相对总标准差do：dn—dt，／D--3．50／4．0—0．875；h)集样数为2；i)表的选择：选择表B．3；j)样本量HT和HM：d【)一0．875斗o．964；”T=2，nM一3；k)份样数nI为2。注：估计值标准差一。由F式给出：。f_竺=—兰：些=l-01 www.bzfxw.comC．1引言附录C(资料性附录)理论背景GB／T22555--2010本附录对标准差已知情形下批检验程序的理论背景进行了描述。在c．8中给出_厂标准差未确知情形下检验程序的附加信息。C．2基本假定C．2．1概述标准差已知时的检验程序基于以下假定：a)规定的质量特性值37是可用连续尺度度量的变量b)z的每个标准差已知且稳定；c)物理平均的期望值与算术平均相等}d)z的平均值服从正态分布；e)每个集样均能代表检验批；f)所有测量在一个实验室内进行；g)无限总体；h)简单总体；i)每次只考察一个质量特性。以下各条将进一步解释这些假定。C．2．2“已知”标准差标准程序的抽样方案基于标准差“已知”的假定，孤立批很难满足该假定。然而，采购方要检验的孤立批可能来自生产方连续生产的产品批。在此情形下，若生产方可以为采购方提供包括控制图在内的足够信息，就可假定标准差“已知”且“稳定”。C．2．3控制图利用特定类型的控制图可判断标准差已知情形下的程序是否适用。这些控制图有上控制限UCI．，但却没有下控制限LCL。原因如下：希望尽量减小标准差，尤其当给了双侧规范限时更是如此，为此，在本标准中采用单侧检验。即用F检验对下面假设进行检验。Ho：矿稳定H-：扩不稳定(方差的最大值超出了随机变异的范围)由于许多用户并不熟悉方差的F检验，因此，将此F检验转化成了控制图类型的等价检验，以便可以使用标准差。设定每个控制图的风险水平为5％，此处的风险是指在连续10批中，出现一个或多个失控点的概率。因子，。可由下式计算：f。一刀可五面了⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯(C．1)49 www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载GB／T22555--2010p一等百丽=o．99488⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯”(C．2)其中F。(¨，№)是自由度为v-，№的F分布的下P分位点。C．2．4正态性本标准抽样方案是基于正态性假定的。由于大样本情形下，样本平均值的分布通常非常接近正态分布，除非样本量非常小，本标准使用者一般不必太多关注是否满足正态性假定。这是本抽样方案与诸如GB／T6378E53中以不合格品百分数为质量指标的计量型抽样方案的主要差异。偏离正态分布有可能使得抽样方案的生产方风险或使用方风险增加或减少，所以正态性假定在实际中是很重要的。C．2．5代表性抽样本标准抽样方案要求样本具有代表性。尽管最简单的代表性抽样是简单随机抽样，但本标准中使用系统抽样。图1上半部分所示的系统抽样产生的集样方差要比简单随机抽样的相应方差小。然而，如果相对于抽样方案的经济性，得到一个一z2的无偏估计更重要，则应使用简单随机抽样。当集样数大于3时，可使用重复抽样。然而，本标准基于经济易行的考虑．仅给出集样数为2的重复抽样(即成对抽样)的样本量表。C．2．6实验窒本标准假定测量在同一实验室中进行，因此测量标准差比再现性标准差小。如果使用方的实验室结果与供方实验室的结果差异很大，则应从偏倚(而不是从方差)角度考虑用两者之间的差异(见ISO11648-1)。C．2．7无限总体本标准抽样方案是基于无限总体假定的。该假定通常能够满足，因为：a)份样是批中很小的一部分Ib)试样是集样中很小的一部分Ic)测试单元是试样中很小的一部分。即使无限总体的假定得不到满足，使用者一般也可忽视这一情况，因为有限总体的估计值标准差dz及两个风险a和口通常要分别比无限总体情形稍小些。c．2．8筒单总体本标准抽样方案是基于简单总体假定的。换言之，份样可以直接从一个批中抽取。该假设通常可以满足。然而，也存在不满足该假定的情形，例如，散料存放于两个或多个容器中。如果份样方差分量∞2是由容器间的方差分量口＆和容器内的方差分量a‰构成的，且这两个方差分量都不能忽略不计，此情形下本标准不适用。c．2．9单一质量特性生产方和使用方风险都是对单一质量特性计算的。对多质量特性情形，两类总风险都会增加。C．3量简单模型C．3．1概述本标准目的是获得经济可行的抽样方案，但所用模型相当复杂。为了便于理解，最简单的模型基于50 www.bzfxw.com如下假定：a)从批中抽取n个份样；b)不合成集样；c)每个份样制备一个试样；d)每个份样进行一次测量；e)d，和口w可以忽略不计。c．3．2估计值标准差估计值标准差Ge是批平均估计值方差的正平方根。式得到：／万“一√i其中”既是份样数也是测量次数。c．3．3样本■GB／T22555--2010在最简单模型的假定下，估计值标准差可由下在最简单模型下，样本量n由下式给出：n--仁丝!±丝目!!112、n／n的计算值应该取不小于且最接近该值的整数。C．4m．、m。和接收值之间的关系C．4．1概述对上述最简单模型，本条给出了m。、m。和接收值之间的关系。更复杂的模型。C．4．2单侧下规范限情形(见图C．1)当规定了单侧下规范限时．可以得到下面等式：．72】．一⋯A—K。GE一”H+K目。E进而可以得到下面的等式：(C．3)(C．4)该关系也可适用于C5和C．6中D一”A一”R一(K。+K口)。Ei。=m“一面了等≈‘D因为在标准程序中假定a=0．05和口一0．10，所以常数7由下式给出r一彘=丽揲‰对于可选择的程序，假定a一口，则常数y由下式给出：。一丝!=上。K。+K口2(C．5)(C．6)(C．7)(C．9) www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载GB／T22555--2010／＼＼<＼．里∑／＼图C．1m．，mt和接收值的关系(i⋯的分布；下规范限)C．4．3单侧上规范限情形(见图C．2)当规定了单侧上规范限时，有下面等式进而可以得到下面等式孑u一”^+K—E一”R—K—ED一”R—DIA一(K。+K口)。Eiu一埘n+蟊：等≈iD同样的常数y可由式((：．8)求出。⋯⋯⋯⋯⋯⋯(C．11)⋯⋯⋯⋯⋯⋯(C．12)／∑／，＼．!∑，＼＼图c．2m一，m。和接收值的关系(i的分布；上规范限)C．4．4双侧上规范限情形当给定了双侧上规范限时，只要满足下面条件，上面的等式对上、下限均可用52 www.bzfxw.com△一mA,U—mA．L≥d×DGB／T22555—2010图C．3和图C．4给出了一种△一占×D(亦可见图(：．1和图c．2，的极端情形。在此情形下，当肌0．5(m一．u+m“，)时，最大接收概率是0．99，并且可以得到下面的等式：常数d由下式给出8×D一”A，u一“A．I=2(Ku㈨K。)dE一瞥2(2．575831．64485)1．64485+1．28l55假设a=口一0．05，对于可选择的程序，常数8由下式给出a一鸳氧#丛呈生!!!!二!．!!!!!12×1．64485D△f)0．636⋯⋯···⋯⋯⋯(C．15)一0．566⋯⋯⋯⋯⋯⋯(C．16)／、／×＼．r＼／。—一，＼、mA．1mA．1Ji1”k．图c．3m．，m。和接收值的关系(i．的分布；双侧规范限)‰oHK“o81)／2么X＼＼＼企／图C．4A和D的关系(当A=6×D时)(i的分布；双侧规范限) www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载GB／T22555--2010C．5两个方差分■的模型C．5．1概述在实际中，一”通常不能忽略不计。此时，估计值标准差一。是由两个分量组成的。因此对该实际模型有如下假定：a)从批中抽出"。个份样}b)不合成集样；c)每个份样制备一个试样；d)每个份样进行nz次测量；e)o可忽略不计。C．5．2估计值标准差在这个模型下，由式(c．6)，估计值标准差d。由下式给出：／矸．口罱D晚一^／i十而一K—．-t—-K月C．5．3样本■n一和n：可以有很多种组合满足式(c．17)，每个份样最经济可行的测量次数nz可以由下式给出：”z2堕√尝⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯(C·18ap)Vf2式中：c。——抽取一个份样和制备一个试样的费用；c：——一次测量的费用(对批均值而言)。根据式(C．17)和式(C．18)，n。可由下式给出}一(针粤)(学)2⋯⋯⋯⋯⋯cC．19，、n，，、U，C．6三个方差分■的模型本标准中标准程序所用的模型是将上述两个方差分量的情形推广到三个方差分量的情形。因此，本处不再详述细节，只给出设计程序。式(c．20)和式(c．21)联立求解即可得到标准程序所需的”一和"t。前者给出了两个样本量的最优比(经济上)，后者对应于所要求的0c曲线。生一生／堕"TdT～CI压。丛一!～nl’nTK。+K4下面的等式给出了"一和nt的解：”z一凼pz+dt√詈)cK。+K一，2”t。dt(dt+函√导)(K。+K一)2 www.bzfxw.comGB／T22555--2010若"t或"t太小，式(C．22)和式(C．23)不能总是给出令人满意的结果。此时，表3到表12中"。和nt的值可以由下面的程序得到：a)获得nI和"T的中间值，b)固定较小的一个值(如果n-Ⅷ如z2商嘉一√矗+焘+彘⋯⋯⋯⋯⋯co·2，b)当nt一1(并且m=1)时眈=击一√譬+矗⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯．(n3)口Tp见．B．5．4。D．3把m转换成P．D．3．1单侧规范限对于任意批平均值m，下式给出了相应的标准正态分布的LP。分位数a)当给定下规范限L。。时，K，一旦i二竺。口Eb)当给定上规范限us。时，K一．=里；≯(D．4)(D．5) www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载GB／T22555--2010利用正态分布表，能够很容易地将不接收概率1P。所对应的上P。分位数转化成接收概率P。。D．3．2双侧规范限D．3．2．1概述在许多同时规定了上、下规范限的情形，式(D．4)和式(D．5)可以分别单独使用。如果两个mn值之间的间隔,fl=m。．。一77l。接近于极限间隔d×D，那么就应考虑下面的修正。D．3．2．2最大接收概率在m一0．5(m。．。+m。)处，接收概率最大。与批平均值m相应的标准正态分布的(1一P。．u)分位数可由下式得到：‰。2气产⋯⋯⋯⋯⋯(DD6)所得的(1一P。，。，)分位数可以通过使用正态分布表转化成不接收概率(1一P一)。接收概率值可Eh下式得到：P。一1一[1—2(1一P。．U)]⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯(D．7)如果最大的P。接近于1．000(100．0％)，则无须再进行修正。如果A—a×D，那么最大的P。是0．990(99．0％)。D．3．2．3一般m值的接收概率对于一般的m值，可以使用下面的方法：a)在ⅢAL和ⅢA．u之间只选几个m值；b)与批平均值m相对应的标准正态分布的1一P“分位数可由下式给出：c)相应于m的1一P。分位数可由式(D．6)给出；d)根据标准正态分布表查出的1一P。分位数可以分别转换成不接收概率l—P一和1一P一。接收概率值可由下式给出：P。一1一(1一P。．L)一(1一P。．u)⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯(D．9)D．4将P。转换成mD．4．1单侧规范限相应于给定的接收概率，批平均值m由下式给出：a)当给定下规范限时，m—il—KP×dE⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯(D．10)b)当给定上规范限时，m—i。+K，Xd。⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯(D．11)注：在下面给出的实际例子中．9个P。值足以能够画出粗略的OC曲线。在GB／T2828．1和GB／T6378Ⅱ3中也用9个P．值得到OC值表。D．4．2双侧规范限在许多情形，同时规定了上、下规范限，式(D．10)和式(D．11)可以分别单独使用。如果两个mn值的间隔m。，。m。接近极限区间dxD，那么就应该考虑使用D．3．2．3中给出的修正方法。58 www.bzfxw.comD．5标准差已知时计算OC曲线的例子D．5．1例1：下规范限GB／T22555--2010当规定下规范限时，对7．4中给出的例子计算OC曲线。主要参数如下；a)接收质量限mA为96．0；b)不接收质量限mR为92．0；c)下接收值孑。．为93．75；d)估计值标准差a。为1．37。图D．1给出了OC曲线的结果，而表D．1则给出了计算程序和结果。在本例中，生产方风险a和使用方风险口如下：——在m—mA=96．0时，a一5．03％；——在m—mR=92．0时，口一10．1％。表D．1例1的OC曲线值P．KJJ。Kp。XaE％1．02．32631990．565．01．64522591．5010．01．2821．76919925．00．6740．9292．8350．O0．0000．OO93．7575．0—0．674一0．9294．6790．0—1．282一1．7695．5195．0—1．6452．2596．0099．0—2．326—3．1996．94×／图D．1例1的OC曲线 www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载GB／T22555--2010D．5．2例2：观测值的标准差已知且很大本例是对B．7．1中给出的例子计算OC曲线，考虑上规范限。主要参数如下：a)接收质量限Ⅲ。为86．0；b)不接收质量限mx为90．0；c)上接收值彳。为88．25；d)估计值标准差dc为1．43。图D．2给出了OC曲线的结果，而表D．2则给出了计算程序和结果。在本例中，生产方风险a和使用方风险口如下：——在m=mA一86．0时，口一5．78％；一在M—mR一90．0时，口一11．1％。＼图D．2例2的OC曲线表D．2例2的OC曲线值P。K”KP。×dE％●99．0—2．326—3．3384．9295．0—1．645—2．3585．9090．0一1．282一1．8386．4275．00．674—0．9687．2950．00．0000．0088．2525．00．6740．9689．2110．01．2821．8390．08501．6452．3590．601．02．3263．3391S8∞蚰柏0ms：9∞f‰鲫盼盯{gf‰嘶¨ www.bzfxw.comGB／T22555--2010D，5．3例3：双侧规范限用7．6中例子计算OC曲线，并且考虑双侧规范限。主要参数如下：a)下接收质量限m^．I为97．o}b)下不接收质量限mRL为91．0；c)上接收质量限mA．u为104．0；d)上不接收质量限m⋯为110．0}e)下可接收值孑L为93．63；f)上可接收值iu为107．37；g)估计值标准差口e为1．82。图D．3给出了这个例子OC曲线的结果，而表D．3和表D．4则给出了计算程序和结果。在本例中，生产方风险a、使用方风险口和接收概率最大值如下：——在m一?／7^，L一97．0，或m—mA．u一104．0时，口=3．20oA；——在m—mR．I．一91．0，或7／"1一mR．u一110．0时，口=7．42％；——在m一0．5(m¨+Ⅲn．u)一100．50时，P。的最大值为99．98％。裹D．3例3的OC曲线僵，下侧只KP．KP。×口E％】o2．3264．2389．405．o1．6452．9990．6410．o1．2822．3391．3025．oo．6741．2392．4050．oo．oooo．oo93．6375．o—o．674一1．2394．8690．o一1．282—2．3395．9695．o—1．645—2．99966299．o—2．326—4．2397．86表D．4例3的OC曲线值，上侧P。m。KP．×。F％99．o——2．326—4．23103．1495．o一l64S—2．99104．3890．o一1．2822．33105．0475．o—o．6741．23】06．】450．oo．oooo．oo107．3725．oo．674l23108．60lO．o1．2822．33109．705．o1．6452．991lo361．o2．3264．23111．60 www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载GB／T22555--2010X／＼，、／‘II．f‘I．．I}‘II．／＼．／、～890929496fD．6标准差未确知D．6．1标准差的估计图D．3例3的OC曲线在使用标准差未确知时的方法计算OC曲线值之前，首先有必要得到标准差的近似估计值一e。在标准程序下，标准差的近似估计值cre可由下式得到t一庀压璃=庀陌⋯⋯⋯⋯仙．⋯式(D．12)用于标准差未确知这种方法的程序中。在附录A中，对于标准差未确知的特殊程序，标准差的近似估计值一e也可由下式得到：口E一_=a=o√2”T"M(D．13)D．6．2把tit转换成P．D．6．2．1单侧规范限．任意与批平均值tit相对应的t分布的上、下P。分位数的近似值由下式给出：a)当规定下规范限LST时tp(VE)一竺i丑⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯(D．14)b)当规定上规范限UsT时，“．(VE)一兰—：产⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯(D．15)注：根据式(D．14)和式(D．15)得到的t分布的上、下P．分位数与接收概率P．近似相等，但是需要用专用的软件进行转换。D．6．2．2双侧规范限在许多同时规定了上下接收值的情况下，式(D．14)和式(D．15)可以分别单独使用。如果两个m一62 www.bzfxw.comGB／T22555—2010值之间的间隔接近于极限间隔d×D，那么不可避免的会产生一些偏差。如果A—a×D，那么P。的最大值大约为0．98(98％)。D．6．3P．转换成mD．6．3．1单侧规范限根据规定的接收概率P．，批平均值m的近似值由下式给出：a)当规定下规范限时，m一孑L+tP(vE)dEb)当规定上规范限时，m—ju—t，(v。)口。洼1，t，(ve)的值在t分布表中给出。其他值在文献附录的参考文献[7]中给出注2t实际上．例4中给出的9个P。值足以能够画出OC曲线。D．6．3．2双侧规范限⋯⋯⋯⋯⋯⋯(D．16)⋯⋯⋯⋯⋯⋯(D．17)在许多同时规定了上下接收值的情况下，式(D．16)和式(D．17)可以分别单独使用。如果两个m“值之间的间隔△接近于极限间隔d×D，那么不可避免的会产生一些偏差。D．6．4例4：使用估计值标准差计算OC曲线对7．1中给出的例子计算OC曲线。主要参数如下：a)接收质量限mn为96．0；b)不接收质量限mR为92．0；c)下接收值ilJ为94．0；d)估计值标准差口E为1．17te)估计值标准差的自由度ve为35。图D．4给出了7．1的OC曲线的结果，而表D．5给出了计算程序和结果。在本例中，生产方风险的近似值a和使用方风险近似值口如下：——在m—m^一96．0时，口一4．81％；——在m—mR=92．0时，口一4．81％。衰D．5例4的OC曲线值P．％Kp．K‘×口E1．0—2．438—28591．155．0—1．690—1．9892．0210．0—1306—1．5392．4725．0—0．682—0．8093．2050．00．0000．0094．0075．00．6820．8094．8090．01．3061．5395．5395．01．6901．9895．9899．02．4382．8596．85 www.bzfxw.com标准分享网www.bzfxw.com免费下载GB／T22555--2010／／，，一／，／909l92039495田D．4例4的OC曲线96f‰ www.bzfxw.com参考文献GB／T22555—2010[1]Is()11648—2：2001StatisticalaspectsofsamplingfrombulkmaterialsPart2：Samplingofparticulatematerials．E23GB／T6379．22005测量方法与结果的准确度(正确度与精密度)第2部分：确定标准测量方法重复性与再现性的基本方法．[3]ISO57253：2003测量方法与结果的准确度(正确度与精密度)第3部分：标准测量方法精密度的中间度量．[43ISO10576(allparts)Statisticalmethods--Guidelinesfortheevaluationofconformitywithspecifiedrequirements．[53GB／T6378--2002不合格品率的计量抽样检验程序及图表(适用于连续批的检验)．r6]SNEDECORGW，COCHRANWG．StatisticalMethods．IowaStateUniversityPress，8thedn．，1989：97．[7]GB／T4889—2008数据的统计处理和解释：正态分布均值和方差的估计与检验．[8]GB／T179892000控制图：通则和导引．[93ISO9000—2：1997Qualitymanagementandqualityassurancestandards--Part2：GenericguidelinesfortheapplicationofIS09001，IS09002andIS09003．65'