公式已就位——生成原始记录后,这些公式将变成 Excel 里的活公式,改读数自动重算重判
基本模型4.2.1
x_i = μ + ε_i
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
x_i = μ + ε_i
x_i参加者 i 的能力验证结果
μ被测量的真值
ε_i参加者 i 的测量误差
指定值模型7.2.2
x_{pt} = x_{char} + δ_{hom} + δ_{trans} + δ_{stab}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
x_pt = x_char + δ_hom + δ_trans + δ_stab
x_pt指定值
x_char从定值过程得到的特性值
δ_hom由于能力验证样品之间的差异而产生的误差项
δ_trans由于运输过程的不稳定性而产生的误差项
δ_stab由于能力验证期间的不稳定性而产生的误差项
指定值不确定度模型7.2.2
u(x_{pt}) = \sqrt{u_{char}^2 + u_{hom}^2 + u_{trans}^2 + u_{stab}^2}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u(x_pt) = sqrt(u_char^2 + u_hom^2 + u_trans^2 + u_stab^2)
u(x_pt)指定值的标准不确定度
u_char由定值引入的标准不确定度
u_hom由于能力验证样品之间的差异而引入的标准不确定度
u_trans由于能力验证样品的运输过程而引入的标准不确定度
u_stab由于能力验证期间的不稳定性而引入的标准不确定度
指定值计算(与CRM比对)7.5.2.1
x_{pt} = x_{CRM} + \bar{d}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
x_pt = x_CRM + d_bar
x_pt能力验证样品的指定值
x_CRMCRM的指定值
d_bar差值d_i的平均值
u_char计算(与CRM比对)7.5.2.2
u_{char} = \sqrt{u_{CRM}^2 + u_d^2}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_char = sqrt(u_CRM^2 + u_d^2)
u_char由定值引入的标准不确定度
u_CRMCRM指定值的标准不确定度
u_d差值平均值的标准不确定度
指定值标准不确定度(稳健均值)7.7.3
u(x_{pt}) = 1.25 \cdot (s \cdot / \sqrt{p})
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u(x_pt) = 1.25 * (s* / sqrt(p))
u(x_pt)指定值的标准不确定度
s*能力验证结果的稳健标准差
p参加者数量
差值标准不确定度7.8.1
u_{diff} = \sqrt{u^2(x_{ref}) + u^2(x_{pt})}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_diff = sqrt(u^2(x_ref) + u^2(x_pt))
u_diff差值的标准不确定度
u(x_ref)参照值的不确定度
u(x_pt)指定值的不确定度
霍维茨模型8.4.3
sigma_R = 0.22 \cdot c if c < 1.2e-7; sigma_R = 0.02 \cdot c^0.8495 if 1.2e-7 < = c < = 0.138; sigma_R = 0.01 \cdot c^0.5 if c > 0.138
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
sigma_R = 0.22*c if c < 1.2e-7; sigma_R = 0.02*c^0.8495 if 1.2e-7 <= c <= 0.138; sigma_R = 0.01*c^0.5 if c > 0.138
sigma_R再现性标准差无量纲
c待测化学成分的质量分数无量纲
能力评定标准差计算8.5.1
sigma_{pt} = \sqrt{sigma_R^2 - sigma_r^2 \cdot (1 - 1/m)}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
sigma_pt = sqrt(sigma_R^2 - sigma_r^2 * (1 - 1/m))
sigma_pt能力评定标准差同测量结果单位
sigma_R再现性标准差同测量结果单位
sigma_r重复性标准差同测量结果单位
m在一轮能力验证计划中各参加者的重复测量次数次
指定值不确定度可忽略准则9.2.1
u(x_{pt}) < 0.3 \cdot sigma_{pt} \text{或} u(x_{pt}) < 0.1 \cdot delta_E
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u(x_pt) < 0.3*sigma_pt 或 u(x_pt) < 0.1*delta_E
u(x_pt)指定值的标准不确定度同测量结果单位
sigma_pt能力评定标准差同测量结果单位
delta_E最大允许误差同测量结果单位
差值D_i9.3.1
D_i = x_i - x_{pt}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
D_i = x_i - x_pt
D_i参加者i的结果与指定值之差与指定值相同的计量单位
x_i参加者i报告的能力验证样品特性的测量结果(或重复测量的均值)与指定值相同的计量单位
x_pt指定值与指定值相同的计量单位
百分相对差D_i%9.3.1
D_i\% = \dfrac{100 \cdot (x_i - x_{pt})}{x_{pt} \%}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
D_i% = 100 * (x_i - x_pt) / x_pt %
D_i%百分相对差%
x_i参加者i报告的能力验证样品特性的测量结果(或重复测量的均值)与指定值相同的计量单位
x_pt指定值与指定值相同的计量单位
允许偏差百分比P_Ai9.3.6
P_{Ai} = (D_i / delta_E) \cdot 100\%
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
P_Ai = (D_i / delta_E) * 100%
P_Ai允许偏差百分比%
D_i参加者i的结果与指定值之差与指定值相同的计量单位
delta_E最大允许测量误差与指定值相同的计量单位
z值9.4.1
z_i = \dfrac{x_i - x_{pt}}{sigma_{pt}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
z_i = (x_i - x_pt) / sigma_pt
z_i能力验证结果x_i的z值无量纲
x_i能力验证结果与指定值相同的计量单位
x_pt指定值与指定值相同的计量单位
sigma_pt能力评定标准差与指定值相同的计量单位
z'值9.5.1
z'_i = \dfrac{x_i - x_{pt}}{\sqrt{sigma_{pt}^2 + u^2(x_{pt})}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
z'_i = (x_i - x_pt) / sqrt(sigma_pt^2 + u^2(x_pt))
z'_i考虑指定值不确定度的z'值无量纲
x_i能力验证结果与指定值相同的计量单位
x_pt指定值与指定值相同的计量单位
sigma_pt能力评定标准差与指定值相同的计量单位
u(x_pt)指定值的标准不确定度与指定值相同的计量单位
扩展的delta_E'9.5.2
delta_E' = \sqrt{delta_E^2 + U^2(x_{pt})}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
delta_E' = sqrt(delta_E^2 + U^2(x_pt))
delta_E'扩展的最大允许测量误差与指定值相同的计量单位
delta_E最大允许测量误差与指定值相同的计量单位
U(x_pt)包含因子k=2时指定值x_pt的扩展不确定度与指定值相同的计量单位
Zeta值9.6.1
zeta_i = \dfrac{x_i - x_{pt}}{\sqrt{u^2(x_i) + u^2(x_{pt})}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
zeta_i = (x_i - x_pt) / sqrt(u^2(x_i) + u^2(x_pt))
zeta_iZeta值无量纲
x_i参加者结果与指定值相同的计量单位
x_pt指定值与指定值相同的计量单位
u(x_i)参加者自身对其结果x_i的标准不确定度的估计值与指定值相同的计量单位
u(x_pt)指定值x_pt的标准不确定度与指定值相同的计量单位
z'与z的比值因子9.5.4
\dfrac{sigma_{pt}}{\sqrt{sigma_{pt}^2 + u^2(x_{pt})}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
sigma_pt / sqrt(sigma_pt^2 + u^2(x_pt))
sigma_pt能力评定标准差与指定值相同的计量单位
u(x_pt)指定值的标准不确定度与指定值相同的计量单位
E_n值9.7.1
\dfrac{x_i - x_{pt}}{\sqrt{U^2(x_i) + U^2(x_{pt})}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
(x_i - x_pt) / sqrt(U^2(x_i) + U^2(x_pt))
x_i参加者结果未给出
x_pt参照实验室确定的指定值未给出
U(x_i)参加者结果x_i的扩展不确定度未给出
U(x_pt)指定值x_pt的扩展不确定度未给出
核密度图绘图位置q_i10.3.2 d)
q_i = \dfrac{q_{min} + (i-1) \cdot (q_{nk} - q_1)}{n_k - 1}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
q_i = q_min + (i-1)*(q_nk - q_1)/(n_k - 1)
q_i绘图位置未给出
q_min绘图区间下限未给出
q_nk绘图区间上限未给出
q_1第一个绘图位置未给出
n_k绘制曲线上的点数个
核密度估计h_i10.3.2 e)
h_i = (1/(p \cdot sigma_k)) \cdot \sum_{j=1}^{p} phi((x_j - q_i)/sigma_k)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
h_i = (1/(p*sigma_k)) * sum_{j=1}^{p} phi((x_j - q_i)/sigma_k)
h_i密度估计值未给出
p数据个数个
sigma_k带宽未给出
phi标准正态分布密度函数无量纲
x_j第j个数据点未给出
q_i绘图位置未给出
重复性标准差图统计量10.6.2
(\sqrt{m} \cdot (x_i - x \cdot )/w \cdot )^2 + [\sqrt{2 \cdot (m-1)} \cdot ln(s_i/w \cdot )]^2
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
(sqrt(m)*(x_i - x*)/w*)^2 + [sqrt(2*(m-1))*ln(s_i/w*)]^2
m每个实验室的重复测试次数次
x_i第i个实验室的均值待测特性单位
x*用算法A计算的稳健平均值待测特性单位
w*用算法S计算的稳健联合值待测特性单位
s_i第i个实验室的实验室内标准差待测特性单位
临界区域公式10.6.2
s = w \cdot \cdot exp{±(1/\sqrt{2 \cdot (m-1)}) \cdot \sqrt{chi2_{2:0.99}^2 - (\sqrt{m} \cdot (x - x \cdot )/w \cdot )^2}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s = w* * exp{±(1/sqrt(2*(m-1))) * sqrt(chi2_{2:0.99}^2 - (sqrt(m)*(x - x*)/w*)^2)}
s纵轴标准差待测特性单位
w*用算法S计算的稳健联合值待测特性单位
m每个实验室的重复测试次数次
x横轴平均值待测特性单位
x*用算法A计算的稳健平均值待测特性单位
chi2_{2:0.99}自由度为2的卡方分布0.99分位数无量纲
x的范围公式10.6.2
x \cdot - w \cdot \cdot \sqrt{\dfrac{chi2_{2:0.99}^2}{m}} < = x < = x \cdot + w \cdot \cdot \sqrt{\dfrac{chi2_{2:0.99}^2}{m}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
x* - w* * sqrt(chi2_{2:0.99}^2 / m) <= x <= x* + w* * sqrt(chi2_{2:0.99}^2 / m)
x*用算法A计算的稳健平均值待测特性单位
w*用算法S计算的稳健联合值待测特性单位
chi2_{2:0.99}自由度为2的卡方分布0.99分位数无量纲
m每个实验室的重复测试次数次
x平均值待测特性单位
均匀性检验准则B.1B.2.2
s_s < = 0.3 \cdot sigma_{pt}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s_s <= 0.3 * sigma_pt
s_s样本间标准差同测量值单位
sigma_pt能力评定标准差同测量值单位
均匀性检验准则B.2B.2.2注2
s_s < = 0.1 \cdot delta_E
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s_s <= 0.1 * delta_E
s_s样本间标准差同测量值单位
delta_E允许的测量误差同测量值单位
sigma_allow^2B.2.3 a)
sigma_{allow}^2 = (0.3 \cdot sigma_{pt})^2
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
sigma_allow^2 = (0.3 * sigma_pt)^2
sigma_allow允许的标准差同测量值单位
sigma_pt能力评定标准差同测量值单位
c的计算B.2.3 b)
c = F1 \cdot sigma_{allow}^2 + F2 \cdot s_w^2
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
c = F1 * sigma_allow^2 + F2 * s_w^2
c临界值同测量值单位平方
F1系数,查表B.1无量纲
sigma_allow允许的标准差同测量值单位
F2系数,查表B.1无量纲
s_w样本内标准差同测量值单位
F_m替换F2B.2.3 注
F_m = \dfrac{F_{g-1, g(m-1), 0.95}}{m}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
F_m = F_{g-1, g(m-1), 0.95} / m
F_m替换后的F2系数无量纲
F_{g-1, g(m-1), 0.95}F分布95%分位点,自由度为g-1和g(m-1)无量纲
m重复测量次数次
sigma_pt'计算B.2.5 a)
sigma_{pt}' = \sqrt{sigma_{pt}^2 + s_s^2}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
sigma_pt' = sqrt(sigma_pt^2 + s_s^2)
sigma_pt'调整后的能力评定标准差同测量值单位
sigma_pt能力评定标准差同测量值单位
s_s样本间标准差同测量值单位
样本均值B.3
\bar{x}_{t} = (1/m) \cdot \sum_{k=1}^{m} x_{t,k}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
x_t_bar = (1/m) * sum_{k=1}^{m} x_{t,k}
x_t_bar第t个样品的均值测量值单位
m重复测量次数次
x_{t,k}第t个样品第k次测量值测量值单位
样本方差B.3
s_t^2 = (1/m) \cdot \sum_{k=1}^{m} (x_{t,k} - \bar{x}_{t})^2
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s_t^2 = (1/m) * sum_{k=1}^{m} (x_{t,k} - x_t_bar)^2
s_t^2第t个样品的方差测量值单位平方
m重复测量次数次
x_{t,k}第t个样品第k次测量值测量值单位
x_t_bar第t个样品的均值测量值单位
测试份量间方差B.3
w_t^2 = (1/(m-1)) \cdot \sum_{k=1}^{m} (x_{t,k} - \bar{x}_{t})^2
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
w_t^2 = (1/(m-1)) * sum_{k=1}^{m} (x_{t,k} - x_t_bar)^2
w_t^2第t个样品的测试份量间方差测量值单位平方
m重复测量次数次
x_{t,k}第t个样品第k次测量值测量值单位
x_t_bar第t个样品的均值测量值单位
总平均值B.3
\bar{x} = (1/g) \cdot \sum_{t=1}^{g} \bar{x}_{t}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
x_bar = (1/g) * sum_{t=1}^{g} x_t_bar
x_bar总平均值测量值单位
g样品数量个
x_t_bar第t个样品的均值测量值单位
样本均值的方差B.3
\bar{s}_{x}^2 = (1/(g-1)) \cdot \sum_{t=1}^{g} (\bar{x}_{t} - \bar{x})^2
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s_x_bar^2 = (1/(g-1)) * sum_{t=1}^{g} (x_t_bar - x_bar)^2
s_x_bar^2样本均值的方差测量值单位平方
g样品数量个
x_t_bar第t个样品的均值测量值单位
x_bar总平均值测量值单位
样本内方差B.3
s_w^2 = (1/g) \cdot \sum_{t=1}^{g} w_t^2
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s_w^2 = (1/g) * sum_{t=1}^{g} w_t^2
s_w^2样本内方差测量值单位平方
g样品数量个
w_t^2第t个样品的测试份量间方差测量值单位平方
联合方差B.3
s_{s,w}^2 = (1/(g-1)) \cdot \sum_{t=1}^{g} (\bar{x}_{t} - \bar{x})^2 + (1 - 1/m) \cdot s_w^2
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s_{s,w}^2 = (1/(g-1)) * sum_{t=1}^{g} (x_t_bar - x_bar)^2 + (1 - 1/m) * s_w^2
s_{s,w}^2样本间和样本内的联合方差测量值单位平方
g样品数量个
x_t_bar第t个样品的均值测量值单位
x_bar总平均值测量值单位
m重复测量次数次
s_w^2样本内方差测量值单位平方
样本间方差B.3
s_s^2 = s_{s,w}^2 - s_w^2
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s_s^2 = s_{s,w}^2 - s_w^2
s_s^2样本间方差测量值单位平方
s_{s,w}^2联合方差测量值单位平方
s_w^2样本内方差测量值单位平方
m=2时样本均值B.3
\bar{x}_{t} = \dfrac{x_{t,1} + x_{t,2}}{2}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
x_t_bar = (x_{t,1} + x_{t,2}) / 2
x_t_bar第t个样品的均值测量值单位
x_{t,1}第t个样品第一次测量值测量值单位
x_{t,2}第t个样品第二次测量值测量值单位
m=2时测试份量间极差B.3
w_t = |x_{t,1} - x_{t,2}|
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
w_t = |x_{t,1} - x_{t,2}|
w_t第t个样品的极差测量值单位
x_{t,1}第t个样品第一次测量值测量值单位
x_{t,2}第t个样品第二次测量值测量值单位
m=2时总平均值B.3
\bar{x} = (1/g) \cdot \sum_{i=1}^{g} \bar{x}_{i}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
x_bar = (1/g) * sum_{i=1}^{g} x_i_bar
x_bar总平均值测量值单位
g样品数量个
x_i_bar第i个样品的均值测量值单位
m=2时样本均值的标准差B.3
s_x = \sqrt{\dfrac{\sum_{i=1}^{g} (\bar{x}_{i} - \bar{x})^2}{g-1}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s_x = sqrt( sum_{i=1}^{g} (x_i_bar - x_bar)^2 / (g-1) )
s_x样本均值的标准差测量值单位
g样品数量个
x_i_bar第i个样品的均值测量值单位
x_bar总平均值测量值单位
m=2时样本内标准差B.3
s_w = \sqrt{\dfrac{\sum_{i=1}^{g} w_i^2}{2g}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s_w = sqrt( sum_{i=1}^{g} w_i^2 / (2g) )
s_w样本内标准差测量值单位
g样品数量个
w_i第i个样品的极差测量值单位
m=2时样本间标准差B.3
s_s = max(0, \sqrt{s_x^2 - (s_w^2 / 2)})
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s_s = max(0, sqrt( s_x^2 - (s_w^2 / 2) ))
s_s样本间标准差测量值单位
s_x样本均值的标准差测量值单位
s_w样本内标准差测量值单位
稳定性检验准则公式B.5.1
abs(y1_{bar} - y2_{bar}) < = 0.3 \cdot sigma_{pt} \text{或} < = 0.1 \cdot delta_E
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
abs(y1_bar - y2_bar) <= 0.3 * sigma_pt 或 <= 0.1 * delta_E
y1_bar样品分发之前的测量结果的总平均值未明确
y2_bar稳定性检验中测量结果的总平均值未明确
sigma_pt能力评定标准差未明确
delta_E允许的测量误差未明确
调整后的稳定性检验准则公式B.5.2 c)
abs(y1_{bar} - y2_{bar}) < = 0.3 \cdot sigma_{pt} + 2 \cdot \sqrt{u^2(y1_{bar}) + u^2(y2_{bar})}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
abs(y1_bar - y2_bar) <= 0.3 * sigma_pt + 2 * sqrt(u^2(y1_bar) + u^2(y2_bar))
y1_bar样品分发之前的测量结果的总平均值未明确
y2_bar稳定性检验中测量结果的总平均值未明确
sigma_pt能力评定标准差未明确
u(y1_bar)y1_bar的标准不确定度未明确
u(y2_bar)y2_bar的标准不确定度未明确
中位数公式C.2.1
med(x) = { x((p+1)/2) if p odd; (x(p/2)+x(p/2+1))/2 if p even }
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
med(x) = { x((p+1)/2) if p odd; (x(p/2)+x(p/2+1))/2 if p even }
中位绝对离差 MADe 公式C.2.2
MADe(x) = 1.483 \cdot med(d)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
MADe(x) = 1.483 * med(d)
d绝对偏差向量,d_i = |x_i - med(x)|未明确
x数据向量未明确
标准化四分位距 nIQR 公式C.2.3
nIQR(x) = 0.7413 \cdot (Q3(x) - Q1(x))
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
nIQR(x) = 0.7413 * (Q3(x) - Q1(x))
Q1(x)x的25%分位数未明确
Q3(x)x的75%分位数未明确
算法A初始稳健平均值公式C.3.1
x \cdot = med{x_i}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
x* = med{x_i}
算法A初始稳健标准差公式C.3.1
s \cdot = 1.483 \cdot med{|x_i - x \cdot |}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s* = 1.483 * med{|x_i - x*|}
算法A更新公式C.3.1
delta = 1.5 \cdot s \cdot ; x_i \cdot = { x \cdot - delta if x_i < x \cdot - delta; x \cdot + delta if x_i > x \cdot + delta; x_i otherwise }; x \cdot = \dfrac{sum(x_i \cdot )}{p; s \cdot } = 1.134 \cdot \sqrt{\dfrac{sum((x_i \cdot - x \cdot )^2)}{p-1}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
delta = 1.5 * s*; x_i* = { x* - delta if x_i < x* - delta; x* + delta if x_i > x* + delta; x_i otherwise }; x* = sum(x_i*)/p; s* = 1.134 * sqrt(sum((x_i* - x*)^2)/(p-1))
delta阈值未明确
s*稳健标准差未明确
x_i第i个数据未明确
x*稳健平均值未明确
x_i*调整后的数据未明确
p数据个数未明确
算法S初始值C.4
w \cdot = med{w_i}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
w* = med{w_i}
算法S更新ψC.4
ψ = η × w \cdot
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
ψ = η × w*
算法S截断值C.4
w_i \cdot = ψ (\text{若} w_i > ψ) \text{否则} w_i
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
w_i* = ψ (若 w_i > ψ) 否则 w_i
w_i*截断后的第i个值
ψ限值
w_i第i个标准差或极差
算法S更新w*C.4
w \cdot = ξ \cdot \sqrt{\dfrac{\sum_{j=1}^{p} (w_j \cdot )^2}{p}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
w* = ξ * sqrt( sum_{j=1}^{p} (w_j*)^2 / p )
w*稳健联合值
ξ修正系数
w_j*截断后的第j个值
p参加者数量
Qn方法绝对差值C.5.2.1
d_{ij} = |x_i - x_j|
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
d_ij = |x_i - x_j|
d_ij绝对差值
x_i第i个报告结果
x_j第j个报告结果
Qn方法k值C.5.2.1
k = \dfrac{h(h-1)}{2}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
k = h(h-1)/2
Qn方法h值C.5.2.1
h = \dfrac{p}{\dfrac{2 (p\text{为偶数}) \text{或} (p-1)}{2 (p\text{为奇数})}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
h = p/2 (p为偶数) 或 (p-1)/2 (p为奇数)
Qn计算C.5.2.1
Q_n = 2.2219 \cdot d_(k) \cdot b_p
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
Q_n = 2.2219 * d_(k) * b_p
Q_n稳健标准差估计量
d_(k)排序后的第k个绝对差值
b_p校正系数
b_p计算C.5.2.1
b_p = \dfrac{1}{r_p + 1}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
b_p = 1/(r_p + 1)
r_p计算(奇数)C.5.2.1
r_p = (1/p) \cdot [1.6019 + (1/p) \cdot (-2.128 - 5.172/p)]
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
r_p = (1/p) * [1.6019 + (1/p)*(-2.128 - 5.172/p)]
r_p计算(偶数)C.5.2.1
r_p = (1/p) \cdot {3.6756 + (1/p) \cdot [1.965 + (1/p) \cdot (6.987 - 77/p)]}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
r_p = (1/p) * {3.6756 + (1/p)*[1.965 + (1/p)*(6.987 - 77/p)]}
Q方法累积分布函数C.5.2.2
H_1(x) = (2/(p(p-1))) \cdot \sum_{1≤i<j≤p} (1/(n_i n_j)) \cdot \sum_{k=1}^{n_i} \sum_{m=1}^{n_j} I(|y_{ik} - y_{jm}| ≤ x)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
H_1(x) = (2/(p(p-1))) * sum_{1≤i<j≤p} (1/(n_i n_j)) * sum_{k=1}^{n_i} sum_{m=1}^{n_j} I(|y_ik - y_jm| ≤ x)
H_1(x)累积分布函数
p实验室数量
n_i实验室i的测量次数
n_j实验室j的测量次数
y_ik实验室i的第k个测量结果
y_jm实验室j的第m个测量结果
I示性函数
Q方法G1计算C.5.2.2
G_1(x_i) = 0.5 \cdot (H_1(x_i)+H_1(x_{i-1})) (\text{若}i≥2) \text{或} 0.5 \cdot H_1(x_1) (\text{若}i=1\text{且}x_1>0)
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
G_1(x_i) = 0.5*(H_1(x_i)+H_1(x_{i-1})) (若i≥2) 或 0.5*H_1(x_1) (若i=1且x_1>0)
G_1(x_i)修正累积分布函数
H_1累积分布函数
x_i间断点
Q方法稳健标准差C.5.2.2
s \cdot = \dfrac{G_1^{-1}[0.25+0.75 \cdot H_1(0)]}{\sqrt{2} \cdot Φ^{-1}[0.625+0.375 \cdot H_1(0)]}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s* = G_1^{-1}[0.25+0.75*H_1(0)] / (sqrt(2)*Φ^{-1}[0.625+0.375*H_1(0)])
s*稳健标准差
G_1^{-1}G_1的反函数
H_1(0)H_1在0处的值
Φ^{-1}标准正态分布分位数函数
Hampel估计的权重函数C.5.3.2 e)
w_i = \dfrac{0 if |q_i| > 4.5; (4.5 - q_i)}{q_i if 3 < |q_i| <} = \dfrac{4.5; 1.5}{q_i if 1.5 < |q_i| <} = 3.0; 1 if |q_i| < = 1.5
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
w_i = 0 if |q_i| > 4.5; (4.5 - q_i)/q_i if 3 < |q_i| <= 4.5; 1.5/q_i if 1.5 < |q_i| <= 3.0; 1 if |q_i| <= 1.5
Hampel估计的均值更新公式C.5.3.2 f)
x \cdot = \dfrac{sum(w_i \cdot x_i)}{sum(w_i)}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
x* = sum(w_i * x_i) / sum(w_i)
x*稳健均值同测量结果
w_i权重无量纲
x_i第i个数据点同测量结果
Hampel估计的收敛准则C.5.3.2 g)
|x \cdot _{new} - x \cdot _{old}| < 0.01 \cdot s \cdot \cdot \sqrt{p}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
|x*_new - x*_old| < 0.01 * s* * sqrt(p)
x*_new新迭代的稳健均值同测量结果
x*_old上一次迭代的稳健均值同测量结果
s*稳健标准差同测量结果
p数据点个数个
Hampel估计的一般权函数C.5.3.2 注3
w_t = \dfrac{0 if |q| > c; a \cdot (c - q)}{(q \cdot (c - b)) if b < |q| <} = \dfrac{c; a}{q if a < |q| <} = b; 1 if |q| < = a
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
w_t = 0 if |q| > c; a*(c - q)/(q*(c - b)) if b < |q| <= c; a/q if a < |q| <= b; 1 if |q| <= a
w_t权重无量纲
q标准化残差无量纲
a调节参数无量纲
b调节参数无量纲
c调节参数无量纲
Hampel估计的有限步算法方程C.5.3.3
\sum_{i=1}^{p} psi((y_i - x \cdot )/s \cdot ) = 0
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
sum_{i=1}^{p} psi((y_i - x*)/s*) = 0
y_i第i个实验室的算术均值同测量结果
x*稳健均值同测量结果
s*稳健标准差同测量结果
psipsi函数无量纲
psi函数C.5.3.3
psi(q) = 0 if q < = -4.5; -4.5 - q if -4.5 < q < = -3; -1.5 if -3 < q < = -1.5; q if -1.5 < q < = 1.5; 1.5 if 1.5 < q < = 3; 4.5 - q if 3 < q < = 4.5; 0 if q > 4.5
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
psi(q) = 0 if q <= -4.5; -4.5 - q if -4.5 < q <= -3; -1.5 if -3 < q <= -1.5; q if -1.5 < q <= 1.5; 1.5 if 1.5 < q <= 3; 4.5 - q if 3 < q <= 4.5; 0 if q > 4.5
插值节点计算C.5.3.3
d_{6(i-1)+j} = y_i + c_j \cdot s \cdot \text{其中} c_j \text{为} -4.5, -3, -1.5, 1.5, 3, 4.5
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
d_{6(i-1)+j} = y_i + c_j * s* 其中 c_j 为 -4.5, -3, -1.5, 1.5, 3, 4.5
d插值节点同测量结果
y_i第i个实验室的算术均值同测量结果
s*稳健标准差同测量结果
P_m计算C.5.3.3
P_m = \sum_{i=1}^{p} psi((y_i - d_{(m)})/s \cdot )
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
P_m = sum_{i=1}^{p} psi((y_i - d_{(m)})/s*)
P_m中间量无量纲
y_i第i个实验室的算术均值同测量结果
d_{(m)}排序后的插值节点同测量结果
s*稳健标准差同测量结果
解x_m计算C.5.3.3
x_m = \dfrac{d_{(m)} - P_m}{\dfrac{P_{m+1} - P_m}{d_{(m+1)} - d_{(m)}}}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
x_m = d_{(m)} - P_m / ((P_{m+1} - P_m)/(d_{(m+1)} - d_{(m)}))
x_m方程的解同测量结果
d_{(m)}排序后的插值节点同测量结果
P_m中间量无量纲
d_{(m+1)}下一个排序后的插值节点同测量结果
P_{m+1}下一个中间量无量纲
选择最接近中位数的解C.5.3.3
|x \cdot - med(y_1,...,y_p)| = min{|x - med(y_1,...,y_p)|; x in S}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
|x* - med(y_1,...,y_p)| = min{|x - med(y_1,...,y_p)|; x in S}
x*稳健均值同测量结果
med中位数同测量结果
y_i第i个实验室的算术均值同测量结果
S所有解的集合无量纲
标准差估计(基于中位数绝对距离)D.1.4.2 注4
s \cdot = (1/(0.798 \cdot p)) \cdot \sum_{i=1}^{p} |x_i - med(x)|
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
s* = (1/(0.798 * p)) * sum_{i=1}^{p} |x_i - med(x)|
s*稳健标准差同测量结果
p数据点个数个
x_i第i个数据点同测量结果
med(x)数据的中位数同测量结果
参照值计算E.5
x_{pt} = 21.62 + 1.73
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
x_pt = 21.62 + 1.73
x_pt能力验证样品的参照值LA
21.62CRM有证特性值LA
1.73差的平均值LA
参照值不确定度计算E.5
u(x_{pt}) = \sqrt{0.26^2 + 0.24^2}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u(x_pt) = sqrt(0.26^2 + 0.24^2)
u(x_pt)参照值的标准不确定度LA
0.26CRM有证值的标准不确定度LA
0.24差的平均值标准不确定度LA
稳健均值不确定度计算E.7
u(x \cdot ) = 1.25 \cdot (s \cdot / \sqrt{n})
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u(x*) = 1.25 * (s* / sqrt(n))
u(x*)稳健均值的不确定度
s*稳健标准差
n样本数
差值不确定度计算E.7
u_{diff} = \sqrt{u^2(x_{ref}) + u^2(x \cdot )}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
u_diff = sqrt(u^2(x_ref) + u^2(x*))
u_diff差值的不确定度
u(x_ref)参照值的不确定度
u(x*)稳健均值的不确定度
差值计算E.7
x_{diff} = x_{ref} - x \cdot
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
x_diff = x_ref - x*
x_diff参照值与稳健均值的差值
x_ref参照值
x*稳健均值
霍维茨方程E.9
0.02 \cdot c^0.8495
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
0.02 * c^0.8495
σ_R再现性标准差质量分数%
c待测化学成分的质量分数%
能力评定标准差公式E.10
\sqrt{σ_R^2 - σ_r^2 \cdot (1 - 1/m)}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
sqrt(σ_R^2 - σ_r^2 * (1 - 1/m))
σ_pt能力评定标准差kg/m^3
σ_R再现性标准差kg/m^3
σ_r重复性标准差kg/m^3
m重复测量次数次
实验室间标准差公式E.10
\sqrt{σ_R^2 - σ_r^2}
计算表达式(可直接用于 Excel/程序)
sqrt(σ_R^2 - σ_r^2)
σ_L实验室间标准差kg/m^3
σ_R再现性标准差kg/m^3
σ_r重复性标准差kg/m^3