GB T 16306-1996 产品质量监督复查程序及抽样方案.pdf

1、GB/T 16306-1996 前言本标准规定了在产品质量监督时.1.对个别样品的复验;2.对监督总体的复检的方法。本标准尚无现成的国际标准可参照川、T个别样品的复验这部分内容参考了ISO5725-6100当监督总体量不超过250，但总体量与样本量之比大于10时，则由本标准检索出的抽样方案是近似的，应慎重使用。也可按GB/T13264中规定的方法确定抽样方案。2 引用标准下列标准所包含的条文，通过在本标准中引用而构成为本标准的条文。本标准出版时，所示版本均为有效。所有标准都会被修订，使用本标准的各方应探讨使用下列标准最新版本的可能性。GB/T 223.3-1981 钢铁及合金中磷量的测定GB/

2、T 3358一1993统计学术语GB/T 6583-1994质量管理与质量保证术语GB/T 8054-1995 平均值计量标准型一次抽样检验程序及抽样表GB/T 10111-1988 利用随机数般子进行随机抽样的方法GB/T 13264-1991 不合格品率的小批计数抽样检查程序及抽样表3 定义、符号为了制定本标准，除应用了GB/T3358-1993中的定义外，还应用了下列定义。3. 1 定义3. 1. 1 复验repeat t凹t对样品进行重复性或再现性的测试。3. 1. 2 复检repeat mspectlOn 在原监督总体中再次抽取样本进行检验，决定监督总体是否可通过。3. 1. 3复查

3、repeat test or inspectn 复检与复验统称为复查。3. 1. 4 重复性条件repeatability conditions 在同一实验室，由同一操作者使用相同设备，按相同的测试程序，并在短时间内对同一被测对象相国家技术监督局1996-04-26批准1996-11-01实施23 GB/T 16306-1996 互独立进行的测试条件。3. 1. 5 再现性条件reproducibility conditions 在进行测试的实验室、操作者、测试设备、测试程序(方法)、测试时间有本质变化的情况下，对同一被测对象相互独立进行的测试条件。3. 1. 6 重复性限repeatabil

4、ity limit 个数值r.在重复性条件下，两次测试结果之差的绝对僵不超过此数的概率为95%。3. 1- 7 再现性限reproducibility limit 一个数值R.在再现性条件下，两次测试结果之差的绝对值不超过此数的概率为95%。3. 1. 8 重复性临界差repeatab山tycritical difference 一个数值，在重复性条件下，两个测试结果或两组测试结果计算结果所得的最后结果(例如平均数，中位数等)之差的绝对值以一个确定的概率不超过此数。3. 1. 9 再现性临界差reproducibility critical difference 一个数值，在再现性条件下，两个

5、测试结果或由两组测试结果计算所得的最后结果(如平均值、中位数等)之差的绝对值以95%的概率不超过此数。3. 1.10 中位数median 若n个数值按其代数值大小递增的顺序排列，并加以编号1至。当n为奇数时，则n个值的中位数为其中第+1)/2个数值，当n为偶数时，则中位数位于第n/2个数值与第n/2+1个数值之间，取这两个数值的算术平均值。3. 1. 11 监督总体audit p6pulation 被监督的产品的集合。3. 1. 12 监督总体质量quality 01 audit population 用每百单位产品不合格(晶)数或监督总体某质量特性的均值表示的产品总体质量，称为监督总体质量。

6、3. 1. 13 监督总体质量水平qualitylevel of audu popdmon 监督总体中允许的质量指标以每百单位产品不合格(品)数表示或以监督总体某质量特性的均值表示)的界限值。3. 1. 14 监督抽样检验的功效power of audit sampling 当监督总体的实际质量水平不合要求时，监督总体被判为不可通过的概率。3. 1-15漏判风险type n error probability 将实际上不合格的监督总体判为可通过的概率.3. 1. 16 错判风险type 1 error probability 将实际上合格的监督总体判为不可通过的概率。3.1.17 不合格non

7、conformity 产品或过程的某一特性对规范的不满足。3. 1.18 A类不合格type A nonconformity 单位产品的极重要质量特性不符合规定，或者单位产品的质量特性极严重不符合规定，称为A类不合格。3.1.19 B类不合格type B nonconformity 单位产品的重要质量特性不符合规定，或者单位产品的质量特性严重不符合规定，称为B类不合恪。3. 1. 20 c类不合格句peC nonconformity 单位产品的一般质量特性不符合规定，或者单位产品的质量特性轻微不符合规定，称为C类不合恪。235 GB/T 16306-1996 3. 1. 21 不合格品nonc

8、onforming 单位产品，它带有4个或多个不合格。按不合格类型一般可分为A类不合格品、B类不合格品和C类不合格品。3. 1. 22 A类不合格品t印yp肝eA noncon时fo町r口mmg有一个或一个以上A类不合格，也可能还有B类和(或)C类不合格的单位产品，称为A类不合格口口抖。3. 1. 23 B类不合格品type B nonconforming 有一个或一个以上B类不合格，也可能还有C类不合格，但不包含A类不合格的单位产品，称为B类不合格品。3- 1.24 c类不合格品type C nQnc咱nforming有一个或一个以上C类不合格，但不包含A类和B类不合格的单位产品，称为C类不

9、合格品。3.1.25 每百单位产品不合格品数percent nonconforming 监督总体中所有不合格品总数除以监督总体量，再乘以100，称为每百单位产品不合格品数。即:监督总体中不合格品总数每百单位产品不合格品数=.1，.0且MUAH 100 3. 1. 26 每百单位产品不合格数nonconformities p盯100items 监督总体中所有单位产品不合格总数除以监督总体量.再乘以100，称为每百单位产品不合格数。p , 监督总体中所有单位产品不合格总数每百单位产品不合格数= 100 监督总体量3- 1. 27 不通过判定值rejection value 监督总体被判为不可通过时

10、，样本指标的界限值.3. 1. 28 不合格监督总体unqualified audit population 监督总体的实际质量水平不合规定时，该监督总体称为不合格监督总体.3- 1. 29 不可通过监督总体rejection audi,t population 在计数检验时，若在样本中发现的不合格(品)数不小子不通过判定数r，即d二呈阳则认为该监督总体在抽查时不可通过。在计量检验时，若质量统计量小于等于不通过判定值，则认为该监督总体在抽查时不可通过。3. 1- 30 复检抽样方案sampling plan of repeat inspection 样本量和不通过判定数(值结合在一起，称为复检

11、捕样方案。3. 2 符号6 r R 且m C,R05(m) f(m) C rD95 Xmax ,Xmin X1 ,Xz 236 标准差重复性标准差再现性标准差重复性限再现性限初始测试次数样本量为m的重复性临界极差样本量为m的重复性I临界极差系数再现性I临界差随机变量测试结果的极端值测试结果最终测试结果GB/T 16306-1996 N 监督总体中所包含的单位产品的总数，即监督总体量n 样本量d 样本中的不合格(品)数户。监督质量水平户监督总体的实际质量水平户1漏判风险质量阳，re)计数复检抽样方案r, 不通过要1定数 错判风险F 漏判风险4 对样品的复验程序及实施对于非破坏性测试，当对第一次测

12、试的结果认为异常时，首先必须查找产生异常的技术原因或物理原因。若不能找出其原因，经检验方同意，可进行重复性条件下或再现性条件下的第二次测试。对破坏性测试，仅当有可靠的依据说明第一次测试有误时，才允许对备份样品重新测试。否则，应以复检情形处理。4. 1 在重复性条件下所得测试结果可接受性的检查方法和最终测试结果的确定当对首次测试结果的准确性有任何疑问并符合第4章的要求，由原试验室取得第二次或更多次测试结果。4. 1- 1 最终测试结果的确定4.1.1.1 规定重复性限f4.1.1.2 最终测试结果的确定方法当两个测试结果之差的绝对值不大于时，即IX，一几Ir，还需再测试一次，得到第三个数据为0.

13、0164.因此有Xmu:= 0.017 95 , Xmin = 0.016 1, 1 Xm. - Xmo 1 = 0.017 95一0.0161 = O. 001 85，临界极差=1布=3. 31 X O. 001 8 一一一一一二O.002 1. 2. 77 . . - -由于IXm，-XmmIC,R (3) ，所以最终测试结果取这三个数据的中位数为:二0.0161 例4，用GB223.3中锦磷锢兰光度法测定钢铁中磷的含量。规定理论磷含量为0.055时，r=O. 002 0 , R = O. 003 5.现有两个实验室对同一样品测得以下结果z实验室1测得结果为0.0580，0.0559，0.

14、0558，实验室2测得结果依次为0.0565，0.0538，0.0532，试比较实验室结果差异如何，求最终测试结果a解:实验室1，由于IXj-X21=10.0580-0.055 91=0.0021r, 所以还需测试次，得数据为O.055 8，因此有2极差IXm.-Xm1 =0. 0580-0.0558=0.0022 O. 002 0 临界差C儿，(3)= /(3) X丁丁7=0.00239极差小于临界差，故取平均值为2p, = (0.058 0+0.055 9十0.0558)/3=0.056 5 实验室2，由于IX，-X21= 10. 0565-0.05381草0.0027r所以还需测试次，得

15、数据为0.0532，因此有极差!Xm.-Xm，!=0. 0565-0.0532=0.0033 0.002 0 临界差C，(3)=/(3)X丁:;-7- -0. 00239 极差大于临界差，故取中位数为21,=0.053 8 两实验室的最终结果之羞11一向1=0. 0566-0.0538=气。.0028 再现性临界差为2C,D =R2一小,. ,r, 1 . (1. 160 18)l = A I O. 003 5 O. 002 0 I 1 -一-一一一-一一_. I L 2X3 2X3 J =0.0031 由于1比-P21 1- a, L(趴)=, + (1一，)，1 这表明，采用复检抽样方案再

16、判定后，实际上错判风险由原监督抽样方案的叫降低到叫屿，而漏判风险则由原监督抽样方案的A增大为，+-，)卢0例:设户。=O. 65.监督抽样方案为(n=8.r=1)，复检抽样时设户。=0.65.归国6.S，其抽样方案为(n=50.r=2) L , (户。)= 1 - 0.051 = 0.949 L , (趴)= 0.584 即，= 0.051 , = O. 584 L，(户。)= 1 - 0.042 = 0.958 L，(户，)= 0.155 即电=0.042, =0.155 L(户。)= 1 - O. 051 X O. 042罕1- 0.002 1 = O. 997 9 L(趴)= 0.584 + (1 - 0.584) X 0.155 = 0.648 5 i 可见，综合二次抽样方案的错判风险由0.051降低到0.0021.而漏判风险则由0.584增大到O. 648 5。2.3