Загрузка...
Категории:

Загрузка...

Международная организация по стандартизации (исо) является Всемирной федерацией национальных организаций по стандартизации (комитетов членов исо)

Загрузка...
Поиск по сайту:


Дата22.03.2012
Размер0.6 Mb.
ТипДокументы
Содержание
Часть 2. Основной метод определения повторяемости и воспроизводимости стандартного метода измерений
Часть 4. Основные методы определения правильности стандартного метода измерений
Часть 6. Использование значений точности на практике
2, то тогда должны быть также исключены соответствующие данные для формы С на рисунке 2
Подобный материал:


Введение

Международная организация по стандартизации (ИСО) является Всемирной федерацией национальных организаций по стандартизации (комитетов - членов ИСО). Разработка международных стандартов обычно осуществляется техническими комитетами ИСО. Каждый член ИСО, заинтересованный в деятельности соответствующего технического комитета, имеет право быть представленным в этом комитете. Правительственные и неправительственные международные организации, сотрудничающие с ИСО, также принимают участие в этой работе. ИСО тесно сотрудничает с Международной электротехнической комиссией (МЭК) по всем вопросам стандартизации в области электротехники.

Проекты международных стандартов, принятые техническими комитетами, направляются техническим комитетам - членам ИСО на голосование перед их утверждением Советом ИСО в качестве международных стандартов. Стандарты утверждаются в качестве международных в соответствии с установленными в ИСО требованиями: в случае их одобрения по меньшей мере 75 % комитетов - членов ИСО, принимавших участие в голосовании.

Международный стандарт ИСО 5725-2 был подготовлен Техническим комитетом ИСО/ТК 69 «Применение статистических методов», Подкомитетом ПК 6 «Методы и результаты измерений».

ИСО 5725 состоит из следующих частей под общим заголовком «Точность (правильность и прецизионность) методов и результатов измерений»:

Часть 1. Основные положения и определения

^ Часть 2. Основной метод определения повторяемости и воспроизводимости стандартного метода измерений

Часть 3. Промежуточные показатели прецизионности стандартного метода измерений

^ Часть 4. Основные методы определения правильности стандартного метода измерений

Часть 5. Альтернативные методы определения прецизионности стандартного метода измерений

^ Часть 6. Использование значений точности на практике

ИСО 5725 (части 1-6) в совокупности аннулирует и заменяет ИСО 5725:1986, область распространения которого была расширена включением правильности (в дополнение к прецизионности) и условий промежуточной прецизионности (в дополнение к условиям повторяемости и воспроизводимости).

В данной курсовой работе будет использоваться ГОСТ Р ИСО 5725-2-2002.



  1. Цели и задачи.

Целью разработки государственных стандартов Российской Федерации ГОСТ Р ИСО 5725-1-2002, ГОСТ Р ИСО 5725-2-2002, ГОСТ Р ИСО 5725-3-2002, ГОСТ Р ИСО 5725-4-2002, ГОСТ Р ИСО 5725-5-2002, ГОСТ Р ИСО 5725-6-2002, далее - ГОСТ Р ИСО 5725, является прямое применение в Российской Федерации шести частей основополагающего Международного стандарта ИСО 5725 под общим заголовком «Точность (правильность и прецизионность) методов и результатов измерений» в практической деятельности по метрологии (разработке, аттестации и применению методик выполнения измерений), стандартизации методов контроля (испытаний, измерений, анализа), испытаниям продукции, в том числе для целей подтверждения соответствия, оценке компетентности испытательных лабораторий согласно требованиям ГОСТ Р ИСО/МЭК 17025-2000.

Каждая часть содержит аутентичный перевод предисловия и введения к международному стандарту ИСО 5725.

Пользование частями 2-6 ГОСТ Р ИСО 5725 в отдельности возможно только совместно с частью 1 (ГОСТ Р ИСО 5725-1), в которой установлены основные положения и определения, касающиеся всех частей ГОСТ Р ИСО 5725.

В соответствии с основными положениями ИСО 5725-1 настоящий стандарт распространяется на методы измерений непрерывных (в смысле принимаемых значений в измеряемом диапазоне) величин, дающие в качестве результата измерений единственное значение. При этом это единственное значение может быть и результатом расчета, основанного на ряде измерений одной и той же величины.

Стандарты ИСО 5725 могут применяться для оценки точности выполнения измерений различных физических величин, характеризующих измеряемые свойства того или иного объекта, в соответствии со стандартизованной процедурой. ИСО 5725-1 может применяться для оценки точности выполнения измерений состава и свойств очень широкой номенклатуры материалов, включая жидкости, порошкообразные и твердые материалы - продукты материального производства или существующие в природе, при условии, что учитывают любую неоднородность материала.


  1. Область применения.

Область применения ИСО 5725 - точность стандартизованных методов измерений, в том числе предназначенных для целей испытаний продукции, позволяющих количественно оценить характеристики свойств (показателей качества и безопасности) объекта испытаний (продукции). Именно поэтому во всех частях стандарта результаты измерений характеристик образцов, взятых в качестве выборки из партии изделий (или проб, отобранных из партии материала), являются основой для получения результатов испытаний всей партии (объекта испытаний). Когда объектом испытаний является конкретный образец (test speciment, sample), результаты измерений и испытаний могут совпадать. Такой подход имеет место в примерах по определению показателей точности стандартного (стандартизованного) метода измерений, содержащихся в ИСО 5725.

Следует отметить, что в отечественной метрологии точность (accuracy) и погрешность (error) результатов измерений, как правило, определяются сравнением результата измерений с истинным или действительным (условно истинным) значением измеряемой физической величины (являющимися фактически эталонными значениями измеряемых величин, выраженными в узаконенных единицах).

В условиях отсутствия необходимых эталонов, обеспечивающих воспроизведение, хранение и передачу соответствующих значений единиц величин, необходимых для оценки погрешности (точности) результатов измерений, и в отечественной, и в международной практике за действительное значение зачастую принимают общее среднее значение (математическое ожидание) установленной (заданной) совокупности результатов измерений. В ИСО 5725 эта ситуация отражена в термине «принятое опорное значение».


  1. Основные определения.

Результат измерений (test result): Значение характеристики, полученное выполнением регламентированного метода измерений

Базовый элемент (ячейка) в эксперименте по оценке прецизионности (cell in a precision experiment): Совокупность результатов испытаний на одном уровне, полученных одной лабораторией.

Выброс (outlier): Элемент совокупности значений, который несовместим с остальными элементами данной совокупности.

Прецизионность (precision): Степень близости друг к другу независимых результатов измерений, полученных в конкретных регламентированных условиях.

Среднее значение: числовая характеристика множества чисел или функций; — некоторое число, заключённое между наименьшим и наибольшим из их значений.

Дисперсия : мера разброса данной случайной величины, т. е. её отклонения от математического ожидания.



  1. Статистический анализ данных эксперимента по оценке прецизионности.

Анализ данных как статистическая задача, решаемая экспертом по статистике, предусматривает три следующих один за другим этапа:

a) критическое изучение данных с целью обнаружения и обработки выбросов и других нерегулярностей, а также проверки пригодности модели;

b) расчет предварительных оценок прецизионности и средних значений для каждого уровня раздельно;

c) установление окончательных значений прецизионности и средних значений, в том числе аналитическое представление зависимости между прецизионностью и средним значением т для уровня - в случаях, когда анализ показывает, что такая зависимость существует.

При анализе в первую очередь рассчитывают для каждого уровня раздельно оценки:

- дисперсии повторяемости s2r;

- межлабораторной дисперсии s2L;

- дисперсии воспроизводимости ;

- среднего значения т.


    1. Представление результатов.

Каждое сочетание лаборатории и уровня (определенного образца материала) носит название базового элемента (ячейки) эксперимента по оценке прецизионности. В идеальном случае результаты эксперимента с р лабораториями и q уровнями представляют собой таблицу с pq базовыми элементами, каждый из которых содержит n результатов измерений, которые в совокупности могут быть использованы для расчета стандартных отклонений повторяемости и воспроизводимости. Данная идеальная ситуация, однако, не всегда достигается на практике. Отклонения происходят вследствие избыточных данных, недостающих данных и выбросов.

Идеальный случай представляет собой р лабораторий с номерами i (i = 1, 2, ..., р), каждая из которых проводит измерения на q уровнях с номерами j (j = 1, 2, ..., q), осуществляя n параллельных определений на каждом уровне (каждая ij комбинация). В итоге представляются pqn результатов измерений. Рекомендуемые формы для статистического анализа представлены на рисунке 2. Для удобства они будут упоминаться просто как формы А, В и С.



Рисунок 1 - Рекомендуемые формы для сопоставления результатов с целью их анализа


Исходные результаты измерений

См. форму А на рисунке 1,

где nij - количество результатов измерений в базовом элементе (ячейке) для лаборатории i на уровне j;

yijk - любой из этих результатов измерений (k= 1, 2, ..., nij);

pj - количество лабораторий, отчитавшихся по крайней мере одним результатом измерений для уровня j (после исключения результатов, признанных выбросами или ошибочными).

Средние значения в базовых элементах (форма В на рисунке 1)

Рассчитывают по данным формы А следующим образом

.                                                        (1)

Средние значения для базовых элементов необходимо фиксировать с точностью, на одну значащую цифру большей, чем результаты испытаний в форме А.


4.1.2. Показатели разброса (расхождения) в базовых элементах.

Рассчитывают по данным форм А и В следующим образом. В общем случае в качестве таких показателей используют значения внутриэлементных стандартных отклонений, рассчитываемые на основе данных форм А и В по формуле

                                                (2)

или по эквивалентной формуле

.                                  (3)

При использовании формул (2) и (3) необходимо сохранять достаточное количество значащих цифр при расчетах, а именно каждое промежуточное значение должно рассчитываться с количеством значащих цифр, по крайней мере вдвое большим по сравнению с количеством цифр в исходных данных.


Исправленные или исключенные данные

Поскольку некоторые из данных могут быть исправлены или исключены на основании тестов, значения yijk, nij и pj - используемые для окончательного определения прецизионности и общего среднего, могут отличаться от значений, соответствующих исходным результатам измерений, зафиксированным в формах А, В и С (рисунок 1). Следовательно, при представлении в отчете (докладе) окончательных значений прецизионности и правильности необходимо всегда точно определять, какие данные, если таковые имеются, были исправлены или исключены.



  1. Анализ данных на совместимость и наличие выбросов.

Исходя из данных, собранных на различных уровнях, нужно оценить стандартные отклонения повторяемости и воспроизводимости. Наличие отдельных лабораторий или значений, которые представляются несовместимыми со всеми остальными лабораториями или значениями, может изменить оценки, так что решения об исключении данных нужно принимать только после тщательного анализа. Вводят два подхода к принятию таких решений:

a) графический анализ совместимости;

b) статистическое тестирование выбросов.


    1. Графический анализ совместимости.

Используют две меры, носящие названия статистик Манделя h и k. Можно отметить, что помимо отображения вариабельности (непостоянства результатов) метода измерений, они помогают оценить лаборатории.

Сначала для каждой лаборатории рассчитывают статистики межлабораторной совместимости h посредством деления средних различий в базовых элементах (среднее значение для базового элемента минус общее среднее значение для данного уровня) на стандартные отклонения средних значений в базовых элементах (для данного уровня)

,                                               (4)

где  определены по формуле 1, a  - в 7.4.4.

Затем значения hij для каждого базового элемента наносят на диаграмму в последовательности увеличения индекса i, так чтобы каждому номеру лаборатории соответствовала группа значений hij, относящихся к разным уровням.

Далее рассчитывают статистики внутрилабораторной совместимости k путем вычисления внутриэлементного стандартного отклонения



для каждого уровня и последующего вычисления значений

                                                            (5)

для каждой лаборатории в пределах каждого уровня.

Наконец значения kij для каждого базового элемента наносят на диаграмму в последовательности увеличения индекса i, так чтобы каждому номеру лаборатории соответствовала группа значений kij, относящихся к разным уровням.

Изучая диаграммы для h и k, можно отметить, что наглядные представления результатов для отдельных лабораторий заметно отличаются от других. Это выражается в последовательно высокой или низкой внутриэлементной вариации и/или в последовательно высоких или низких средних значениях для базовых элементов по многим уровням. С такими лабораториями нужно установить контакт, чтобы постараться выяснить причину расхождений.

На основании полученных сведений эксперт по статистике может:

a) сохранить на данный момент результаты лаборатории;

b) попросить лабораторию выполнить измерение заново (если это возможно);

c) исключить данные лаборатории из анализа.

В диаграммах для h можно увидеть различные проявления. В одном случае все лаборатории могут иметь как положительные, так и отрицательные значения h на различных уровнях эксперимента. В другом случае отдельные лаборатории могут иметь тенденцию к представлению либо только положительных, либо только отрицательных значений h, и количество лабораторий, дающих отрицательные значения, приблизительно равно количеству лабораторий, дающих положительные значения. Ни одно из этих проявлений не является необычным или требующим изучения, хотя во втором случае может возникнуть мысль о существовании в лаборатории некоего общего источника систематической погрешности. Однако если все значения h для одной лаборатории имеют один знак, а для прочих лабораторий - другой, то в этом случае необходимо попытаться найти причину. Также нужно искать причины расхождений, если значения h для лаборатории, во-первых, являются сравнительно большими и, во-вторых, неким систематическим образом зависят от уровня эксперимента. На диаграммах для h проводят линии, соответствующие индикаторам, представленным в таблицах статистик Манделя h и k. Эти индикаторные линии служат ориентирами при анализе диаграмм.

Если одна из лабораторий выделяется по статистике k, имея при этом много больших значений, то должна быть установлена причина этого, указывающая на худшую повторяемость по сравнению с другими лабораториями. Например, лаборатория могла бы иметь последовательно меньшие значения k, если бы не влияли такие факторы, как завышение при округлении своих данных или недостаточная чувствительность в диапазоне измерений. На диаграммах для k также проводятся линии в соответствии с индикаторами, служащие ориентирами при анализе диаграмм.

Когда из части диаграммы для h или k, относящейся к некоей лаборатории, видно, что некоторые значения близки к критическим, т.е. соответствующим индикаторным линиям, нужно рассмотреть всю диаграмму для уровня. Нередко значение, представляющееся большим в части диаграммы, относящейся к лаборатории, оказывается в разумных пределах совместимым со значениями для других лабораторий на том же уровне. Однако если обнаруживается, что оно сильно отличается от значений для других лабораторий, то необходимо попытаться выяснить причину.

В дополнение к диаграммам h и k гистограммы средних значений и расхождений для базовых элементов могут показать наличие, например, двух несовпадающих подмножеств результатов измерений. Такой случай потребовал бы специального подхода, поскольку общий основной принцип, лежащий в основе методов, предполагает единственное множество с унимодальным распределением.


5.2. Статистическое тестирование выбросов.

Для анализа данных на наличие выбросов рекомендуется следующая методика.

a) Для идентификации выбросов применяют критерии, Кохрана и Граббса:

- если значение меры, определяемой статистическим критерием (значением тестовой статистики), меньше (или равно) 5 %-ного критического значения тестовой статистики (критического значения при 5 %-ном уровне значимости), то тестируемую позицию признают корректной;

- если значение тестовой статистики больше 5 %-ного критического значения и меньше (или равно) 1 %-ного критического значения, то тестируемую позицию называют квазивыбросом и отмечают одной звездочкой;

- если значение тестовой статистики больше 1 %-ного критического значения, то тестируемую позицию называют статистическим выбросом и отмечают двумя звездочками.

b) Далее проводят исследование с целью выяснения, могут ли квазивыбросы и/или статистические выбросы быть объяснены какой-либо технической ошибкой, например:

- ошибкой при выполнении измерения;

- ошибкой в расчетах;

- элементарной опиской при переписывании результата измерений;

- анализом не той пробы (образца).

В случае, когда ошибка появилась при расчетах или переписывании, сомнительный результат должен быть заменен правильным значением; когда ошибка являлась следствием анализа не той пробы, результат должен быть помещен в соответствующий ему базовый элемент. После того, как такого рода коррекция будет произведена, исследование на предмет квазивыбросов или выбросов должно быть повторено. В случае, если объяснение технической ошибки таково, что оно свидетельствует о невозможности замены сомнительного результата измерений, он должен быть исключен как «подлинный» выброс, не имеющий отношения к правильно проводимому эксперименту.

c) Когда какие-либо квазивыбросы и/или статистические выбросы остаются необъясненными или исключенными в качестве принадлежащих к выпадающей лаборатории, квазивыбросы сохраняют в качестве корректных позиций, а статистические выбросы исключают, если только эксперт по статистике не решит оставить их, имея на это соответствующие основания.

d) В случае, когда после вышеописанной процедуры данные для базового элемента были исключены для формы В на рисунке ^ 2, то тогда должны быть также исключены соответствующие данные для формы С на рисунке 2 и наоборот.

Критерий Кохрена предназначен для обработки внутрилабораторных расхождений результатов измерений и должен применяться в первую очередь, после чего должны быть приняты корректирующие меры, в случае необходимости, с повторением измерений (испытаний). Другой критерий (Граббса) главным образом предназначен для обработки межлабораторных расхождений, а также может использоваться (если п > 2) в случаях, когда проверка с применением критерия Кохрена вызвала подозрение в том, что высокая внутрилабораторная вариация обусловлена только одним из результатов измерений в базовом элементе.


5.2.1. Критерий Кохрана.

Для совокупности из р стандартных отклонений si, рассчитанных исходя из одного и того же количества (n) результатов испытаний в базовых элементах, тестовая статистика Кохрена имеет вид

,                                                               (6)

где smax - наивысшее значение стандартного отклонения в совокупности.

a) В случае, если значение тестовой статистики меньше (или равно) 5 %-ного критического значения, тестируемую позицию признают корректной.

b) В случае, если значение тестовой статистики больше 5 %-ного критического значения и меньше (или равно) 1 %-ного значения, тестируемую позицию называют квазивыбросом и отмечают одной звездочкой.

c) В случае, если значение тестовой статистики больше 1 %-ного критического значения, тестируемую позицию называют статистическим выбросом и отмечают двумя звездочками.

Критические значения для критерия Кохрена представлены в таблице «Критические значения для критерия Кохрана».

Критерий Кохрена должен применяться для формы С (рисунок 1) на каждом уровне раздельно.

При помощи данного критерия проверяют только наивысшее значение в совокупности стандартных отклонений, и поэтому такая проверка является односторонней. Разброс в дисперсиях может также, разумеется, проявляться в наинизших значениях стандартных отклонений. Однако на малые значения стандартного отклонения может оказывать очень сильное влияние степень округления исходных данных, и поэтому они не очень надежны. Кроме того, представляется нецелесообразным отвергать данные лаборатории из-за того, что ею достигнута более высокая прецизионность в результатах измерений по сравнению с другими лабораториями. Поэтому критерий Кохрена считают адекватным.

Если наивысшее значение стандартного отклонения классифицировано как выброс, то оно должно быть исключено, а проверка с использованием критерия Кохрена может быть повторена на оставшихся значениях. Следует заметить, что процедура повторения может привести к излишним исключениям данных в случаях, когда нормальное распределение, принятое за основу, не является достаточно хорошей аппроксимацией. Повторное применение критерия Кохрена предлагается здесь лишь в качестве полезного средства ввиду отсутствия статистического критерия, разработанного для проверки нескольких выбросов вместе. Критерий Кохрена не разрабатывался для данной цели, и выводы при его повторном применении необходимо делать с большой осторожностью. Так же осторожно нужно использовать критерий Кохрена в случаях, когда результаты, характеризующиеся высокими значениями стандартных отклонений (в особенности если они имеют место в пределах лишь одного из уровней), представлены двумя или тремя лабораториями. С другой стороны, если на различных уровнях в пределах одной лаборатории обнаруживается несколько квазивыбросов и/или статистических выбросов, то это может быть веским указанием на то, что внутрилабораторная дисперсия слишком высока, и данные этой лаборатории должны быть полностью исключены.


5.2.2. Критерий Граббса.

Проверка на один выброс

Для проверки, не является ли выбросом наибольшая величина из х расположенных в порядке возрастания совокупности данных xi (i = 1, 2, ..., р), вычисляют статистику Граббса Gp по формуле

,                                                       (7)

;                                (8)

.                                                 (9)

Для проверки значимости наименьшего результата наблюдения вычисляют тестовую статистику

.

a) В случае, если значение тестовой статистики меньше (или равно) 5 %-ного критического значения, тестируемую позицию признают корректной.

b) В случае, если значение тестовой статистики больше 5 %-ного критического значения и меньше (или равно) 1 %-ного критического значения, тестируемую позицию называют квазивыбросом и отмечают одной звездочкой.

c) В случае, если значение тестовой статистики больше 1 %-ного критического значения, тестируемую позицию называют статистическим выбросом и отмечают двумя звездочками.


Проверка на два выброса

Чтобы проверить, могут ли два наибольших результата наблюдений быть выбросами, вычисляют статистику Граббса

, (10)

;     (11)


,   (12)

.    (13)                             

Соответственно, чтобы проверить два наименьших результата наблюдений, вычисляют статистику Граббса

,     (14)

;   (15)

.                                (16)

Критические значения для критерия Граббса представлены в.таблице «Критические значения для критерия Граббса».


5.2.2.1. Применение критерия Граббса.

При анализе эксперимента по оценке прецизионности критерий Граббса может быть применен к следующим случаям.

a) Анализ средних значений базовых элементов (форма В на рисунке 2) для заданного уровня j, при этом



и

р = рj.

Сначала к средним значениям базовых элементов уровня j применяют критерий Граббса для одного выброса. Если обнаруживается, что среднее значение базового элемента является выбросом, необходимо исключить его и повторить проверку для другого экстремального среднего значения базового элемента (например, если наивысшее значение является выбросом, то тогда следует проверить наинизшее значение, а наивысшее значение при этом исключить), однако при этом не следует применять критерий Граббса для двух выбросов. Этот последний критерий нужно применить в случае, если при проверке с использованием критерия Граббса для одного выброса обнаруживается, что средние значения базовых элементов не имеют выбросов.

b) Анализ исходных данных в пределах базового элемента, для которого в результате проверки с использованием критерия Кохрена обнаруживается сомнительность значения стандартного отклонения.



  1. Расчет общего среднего значения и дисперсий.

Метод анализа

Метод анализа, принятый в настоящем стандарте, включает в себя нахождение оценки общего среднего т и прецизионности для каждого уровня отдельно. Результаты расчета представляют в виде таблицы для каждого значения j.

Исходные данные

Исходные данные, необходимые для расчетов, должны быть представлены в трех таблицах (рисунок 1), соответствующих формам:

- таблице А, содержащей результаты измерений;

- таблице В, содержащей средние значения в базовых элементах;

- таблице С, содержащей показатели разброса (расхождений) в базовых элементах.

Расчет общего среднего значения

Для уровня j общее среднее значение равно

.                                                      (17)

Расчет дисперсий

Для каждого уровня рассчитывают три дисперсии: повторяемости, межлабораторную и воспроизводимости.

Дисперсия повторяемости равна

.                                                     (18)

Межлабораторная дисперсия равна

,                                                            (19)

где

;                                (20)

.                                            (21)

Для частного случая, когда все nij = п = 2, приведенные формулы упрощаются и имеют вид

,

.

Когда вследствие случайных эффектов (вызванных ограниченностью выборки) из данных расчетов для s2Lj получается отрицательное значение, его следует принять равным нулю.

Дисперсия воспроизводимости составит

.                                                          (22)

Зависимость дисперсий от m

Далее необходимо определить, зависит ли прецизионность от общего среднего значения т для уровня, и если зависит, то найти соответствующее функциональное соотношение.



  1. Расчёты.

Исходные данные Таблица 7.1


Лаборатория

Уровень

1

1 (n=16)

0,7; 0,4; 0,9; 1,5; 1,2; 1; 1,2; 1,4; 1,1; 1,2; 0,8; 1,3; 1,2; 0,45; 1,4.

2 (n=28)

1,3; 1,4; 0,5; 0,7; 0,7; 0,4; 1,3; 1,4; 0,1; 0,8; 0,7; 0,3; 0,4; 0,2; 0,4; 0,1; 0,7; 0,6; 0,1; 0,6; 0,7; 0,1; 0,7; 0,5; 1,1; 1,1; 0,1; 0,1.

3 (n=27)

1,3; 0,9; 1,1; 1,2; 1,1; 1,7; 0,6; 1; 1,6; 0,6; 0,4; 0,4; 0,8; 0,1; 0,5; 0,4; 0,6; 1; 1,3; 0,9; 1; 0,8; 0,2; 0,6; 1; 0,8; 1.



Рассчитаем средние значение в базовых элементов по формуле:




Для лаборатории 1:

0,7 + 0,4 + 0,9 + 1,5 + 1,2 + 1 + 1,2 + 1,4 + 1,1 + 1,2 + 0,8 + 1,3 + 1,2 + 0,45+1,4) = =1,034375


Для лаборатории 2:

 + 1,4 + 0,5 + 0,7 + 0,7 + 0,4 + 1,3 + 1,4 + 0,1 + 0,8 + 0,7 + 0,3 + 0,4 + 0,2 + 0,4 + 0,1+0,7+0,6+0,1+0,6+0,7+0,1+0,7+0,5+1,1+1,1+0,1+0,1) = 0,610714


Для лаборатории 3:

(1,3 + 0,9 + 1,1 + 1,2 + 1,1 + 1,7 + 0,6 + 1 + 1,6 + 0,6 + 0,4 + 0,4 + 0,8 + 0,1 + 0,5 + 0,4 + 0,6 + 1 + 1,3 + 0,9 + 1 + 0,8 + 0,2 + 0,6 + 1 + 0,8 + 1) = 0,848148


Составим таблицу средних значений базовых элементов


Средние значения в базовых элементах Таблица 7.2


Лаборатория

Уровень

1

1

1,034375

2

0,610714

3

0,848148



Рассчитаем показатели разброса (расхождения) в базовых элементах по формуле:


 ;


Для лаборатории 1:

 = 0,332023


Для лаборатории 2:

 = 0,419293


Для лаборатории 3:

= 0,393574


Составим таблицу разброса (расхождения) в базовых элементах


Разброс (расхождение) в базовых элементах Таблица 7.3


Лаборатория

Уровень

1

1

0,332023

2

0,419293

3

0,393574



Анализ данных на совместимость и наличие выбросов

Статистка Менделя h и k

Рассчитаем межлабораторную совместимость h по формуле:




где , а  - известно.


Для лаборатории 1







Для лаборатории 2








Для лаборатории 3








Затем значения , для каждого базового элемента нанесём на диаграмму в последовательности увеличения индекса i , так что бы каждому номеру лаборатории соответствовала группа значения , относящихся к разным уровням.



Рис 7.1.


Далее рассчитаем статистику внутрилабораторной совместимости k по формуле :





Для лаборатории 1





Для лаборатории 2




Для лаборатории 3





Затем значения  для каждого базового элемента нанесём на диаграмму в последовательности увилечения индекса i, так что каждому номеру лаборатории соответствовала группа значения  , относящихся к разным уровням.



Рис 7.2.


Критерий Кохрана.







Критические значение при α=0,001 равно 0,65 при α=0,005 равно 0,56.

Так как 0,39001 < 0,56 можно сделать вывод, что наша тестируемая позиция является корректной.


Критерий Бартлетта.

Статистика критерия Бартлетта вычисляется в соответствии с соотношением:


.

где

,

,





где  и – суммарная оценка дисперсий.

















Критические значение при α=0,010 равно 9,21034 при α=0,005 равно 10,59663.

Так как 0,9834 < 10,59663 можно сделать вывод, что наша тестируемая позиция является корректной.


Критерий Граббса.


Для наибольшего значения




где






Для наименьшего значения





Для лаборатории 1


Наибольшее значение






Наименьшее значение







Для лаборатории 2


Наибольшее значение







Наименьшее значение




Для лаборатории 3


Наибольшее значение







Наименьшее значение




Расчёт общего и среднего значения и дисперсий.


Расчёт общего среднего значения 







Расчёт дисперсий.

Дисперсия повторяемости:







Межлабораторная дисперсия равна



где













Дисперсия воспроизводимости






Заключение

В данной работе была выполнена проверка прецизионности, а так же был проведён анализ данных на совместимость и наличие выбросов.

Сначала все исходные данные были объединены в одну таблицу (таблица 7.1). Данная таблица имеет р строк с индексами i = 1, 2, ..., р (представляющих р лабораторий, которые сообщили данные) и q столбцов с индексами j = 1, 2, ..., q (представляющих q уровней в возрастающей последовательности). В нашем случае 3 лаборатории и 1 уровень.

Далее были рассчитаны средние значения для базовых элементов и показатели разброса данных в базовых элементах и составлены соответствующие таблицы (таблица 7.2 и 7.3).

Построены диаграммы для статистик Манделя h и k (рисунок 7.1 и 7.2) . Анализируя данные диаграммы можно сделать вывод, что исходные данные совместны и пригодны для дальнейшего анализа.

Проведена проверка на наличие выбросов с помощью критерия Кохрена и Граббса.

По расчётам критерия Кохрена был сделан вывод, что наша тестируемая позиция является корректной. Так как наша тестовая статистика меньше 5% - ного критического значения

( 0,39001 < 0,56). Но данный вывод может быть ошибочным, так как критерий Кохрена используют при трёх и более выборок с одинаковым числом измерений n, а у нас число измерений равно 16, 28, 27. В нашем случае можно применить критерий Бартлетта.

После применения критерия Бартлетта был сделан вывод, что наша тестируемая позиция является корректной. Так как наша тестовая статистика меньше 5% - ного критического значения (< 10,59663).

По расчетам критерия Граббса можно сделать вывод, что наши наибольшие значение из каждой выборки (1,5; 1,4 и 1.7) является выбросами и их нужно исключить из выборки, так как статистика Граббса Gлр1 = 1,40, Gлр2 = 1,88, Gлр3 = 2,16 больше 1%-ного уровня критического значения (1,155) для критерия Граббса, и наименьшие значение из каждой выборки (0,4; 0.1 и 0,2) тоже являются выбросами, так как статистика Граббса

G1= 1,910, G2=1,2180, G3= 1,6468 больше 1%-ного уровня критического значения (1,155) для критерия Граббса.

Далее определяются общие среднего значения и дисперсии для каждого уровня отдельно. По результатам расчётов необходимо определить, зависит ли прецинзионность от общего значения m для уровня, если зависит, то найти соответствующее функциональное соотношение. Но данная курсовая ограничивается только нахождением общего среднего значения и дисперсий.

По полученным расчётам можно сделать вывод, что наши исходные данные являются совместными и имеют выбросы.


Список используемой литературы.

1. ГОСТ Р ИСО 5725-1-2002.Разработан Федеральным государственным унитарным предприятием «Всероссийский научно-исследовательский институт метрологической службы» Госстандарта России (ВНИИМС), Всероссийским научно-исследовательским институтом стандартизации (ВНИИСтандарт), Всероссийским научно-исследовательским институтом классификации, терминологии и информации по стандартизации и качеству (ВНИИКИ) Госстандарта России. . Принят и введён в действие Постановлением Госстандарта России от 23 апреля 2002 г. № 161-ст

2. ГОСТ Р ИСО 5725-2-2002. Разработан Федеральным государственным унитарным предприятием «Всероссийский научно-исследовательский институт метрологической службы» Госстандарта России (ВНИИМС), Всероссийским научно-исследовательским институтом стандартизации (ВНИИСтандарт), Всероссийским научно-исследовательским институтом классификации, терминологии и информации по стандартизации и качеству (ВНИИКИ) Госстандарта России. Принят и введён в действие Постановлением Госстандарта России от 23 апреля 2002 г. № 161-ст

Скачать, 588.8kb.
Поиск по сайту:

Добавить текст на свой сайт
Загрузка...


База данных защищена авторским правом ©ДуГендокс 2000-2014
При копировании материала укажите ссылку
наши контакты
DoGendocs.ru
Рейтинг@Mail.ru