1、ICS 03.120.30 A 41 中华人民主t-、道雪和国国家标准G/T 28043-2011 /ISO 13528: 2005 利用实验室间比对进行能力验证的统计方法Statistical methods for use in proficiency testing by interlaboratory comparisons (ISO 13528: 2005 , IDT) 2011-10-31发布吉$l马防伪J中华人民共和国国家质量监督检验检痊总局中国国家标准化管理委员会2012-02-01实施发布中华人民共和国国家标准利用实验室闰比对进行能力验证的统计方法GB/T 28043-201
2、1/ISO 13528: 2005 * 中国标准出版社出版发行北京市朝阳区和平里西街甲2号(100013)北京市西城区三里河北街16号(100045)网址总编室:(010)64275323发行中心:(010)51780235读者服务部:(010)68523946中国标准出版社秦皇岛印刷厂印刷各地新华书店经销9唔开本880X 1230 1/16 印张3.75字数110千字2012年3月第一版2012年3月第一次印刷晤书号:155066 1-14297定价51. 00元如有印装差错由本社发行中心调换版权专有侵权必究举报电话:(010)68510107GB/T 28043-2011 /ISO 135
3、28: 2005 目次前言.皿引言.N 1 范围.2 规范性引用文件3 术语和定义.4 设计和解释实验室能力验证的统计指南(见GB/T15483.1-1999 ,5.4.2) . 2 4. 1 行动信号和警戒信号.2 4.2 对指定值不确定度的限定.2 4.3 重复测量次数的确定.3 4.4 样本的均匀性与稳定性(见GB/T15483. 1-1999,5.6. 2和5.6.3).3 4.5 定义测量方法.3 4. 6 数据报告(见GB/T15483. 1 1999 ,6.2.3) . 4 4.7 能力验证结果的有效期.4 5 确定指定值及其标准不确定度.4 5.1 确定指定值的方法选择.4 5
4、.2 配方法(见GB/T15483. 1-1999,A. 1. 1 ,a) 4 5.3 有证参照值(见GB/T15483.1-1999，A.1.1，. 5 5.4 参照值(见GB/T15483. 1-1999 ,A. 1. 1 ,c) . 5 5.5 专家实验室的公议值(见GB/T15483.1-1999,A. 1. 1,d) . 7 5. 6 参加者的公议值(见GB/T15483. 1-1999,A. 1. 1 ,e) . 7 5. 7 指定值的比对.115.8 缺失值.12 6 确定能力评定标准差(见GB/T15483. 1一1999，A.2. 1. 3) . 12 6. 1 方法选择.1
5、2 6.2 由规定值确定.12 6.3 由经验预期值确定.12 6.4 FR一般模型确定.0.0.00.13 6.5 由精密度试验结果确定.14 6.6 由一轮能力验证计划所得数据确定.14 6. 7 能力验证得到的精密度与测量方法已知精密度的比较.14 7 性能统计量的计算. 15 7.1 实验室偏倚的估计(见GB/T15483. 1二1999，A.2. 1. 4,a) . 15 7.2 百分相对差(见GB/T15483.1-1999,A. 2. 1. 4,b) . 17 7.3 秩与秩百分数(见GB/T15483.1-1999,A. 2. 1. 4 ,c) . 19 7.4 z值(见GB/
6、T15483.1-1999,A. 2. 1. 4 ,d) . 21 7.5 En值(见GB/T15483.1-1999 ,A. 2. 1. 4 ,e) . 23 G/T 28043-2011月SO13528: 2005 7.6 z值.23 7.7 值.247.8 E.值.24 7.9 已报告不确定度时进行数据分析的示例.24 7.10 组合性能统计量值.28 8 一轮能力验证计划中多个被测量的组合性能统计量值的图示法.28 8. 1 应用.288.2 性能统计量值的直方图.28 8.3 标准化实验室偏倚的条形图.29 8.4 标准化重复性测量值的条形图.30 8.5 尧敦图.30 8.6 重复
7、性标准差图.36 8. 7 分割样品(见GB/T15483.1-1999 ,A. 3. 1. 2) . 9 组合多轮能力验证计划中性能统计量值的图示法(见GB/T15483.1-1999 ,A. 3. 2) . . 41 9. 1 应用.419.2 z值的常规控制图.41 9.3 z值的累积和控制图.43 9.4 实验室标准化偏倚对平均值的图.43 9. 5 点图.44 附录A(规范性附录)符号.46 附录B(规范性附录)样品的均匀性检验和稳定性检验.47 附录c(规范性附录)稳健分析.50 参考文献.52 E GB/T 28043-2011 /ISO 13528: 2005 目。自本标准按照
8、GB/T1. 1-2009给出的规则起草(技术内容除外。本标准等同采用国际标准ISO13528: 2005(利用实验室间比对进行能力验证的统计方法。对ISO 13528: 2005的错误作了如下修改和更正:一一将4.3第三段中重复性标准差和能力评定标准差分别更正为重复性方差和能力评定方差气将5.6.1第二段中式(53)更正为式(C.1); 将7.1.3中图1和2更正为图2和图3;将7.2.3中图1和3更正为图2和图4F一一将7.4.3中图1和4更正为图2和图5;一一将7.7.2中X士Ux更正为z土Uz;将7.8第二段中的7.4或7.6更正为5.4或5.6，将7.5更正为5.5;一一将7.9.2
9、中ux=1.23Xs. /JTIIT =13X10川更正为ux=1.25Xs./JTIIT=13X1。一叫一一将7.9.4中平16更正为17; 一一将附录A中sz更正为5王;一一-将附录B.2中第四行和第五行的标准差更正为方差;一一将附录B.3中式(B.4)和式(B.7)中zs，.均更正为ze-。本标准的附录A、附录B和附录C均为规范性附录。本标准由全国统计方法应用标准化技术委员会(SAC/TC21)提出并归口。本标准起草单位:中国标准化研究院、中国合格评定国家认可中心、中国科学院数学与系统科学研究院、北京工业大学、山东检验检疫局技术中心、辽宁出入境检验检疫局。本标准主要起草人:张帆、丁文兴、
10、田玲、谢田法、于振凡、瞿培军、冯士雍、郭武、郑江、陈志民。阳山G/T 28043-2011月SO13528: 2005 引古同o. 1 能力验证的目的利用实验室间比对的能力验证用于确定实验重对特定测试或测量的实施能力，并监测实验室的持续执行能力。能力验证目的的详细阐述可见GB/T15483. 1的引言。从统计的角度来说，实验室能力往往用三个特性来刻画:实验室偏倚、稳定性和重复性。实验室偏倚和重复性在GB/T3358.1、GB/T 3358.2和GBjT6379.1中己定义。实验室测试结果的稳定性可由GB/T6379.3定义的中间精密度来度量。如果有标准物质，可用G/T6379.4中的程序对标准
11、物质测试来评估实验室偏倚。另外，利用实验室间比对的能力验证提供了获得实验室偏倚信息的一般方法，用能力验证的数据来估计实验室偏倚也是对这类数据进行分析的一个重要方面。因为稳定性和重复性也会影响能力验证获得的数据，所以，实验室可利用一轮能力验证计划的实验数据，来辨别偏倚实际上是由较差的稳定性还是较差的重复性造成的。因此对实验室能力的这几个方面进行定期评估是非常重要的。稳定性评估通过对保留样本的再测试获得，或通过对标准物质或内部标准物质(实验室自身储备的物质，作为专用标准物质)的定期测量获得，该方法已在GB/T6379.3中给出。在能力验证中，也可通过绘制控制图来评估实验室的稳定性，这是分析能力验证
12、数据的另一个重要方面。但这种方法在单轮能力验证计划中是不可行的。适用于重复性评估的数据可由实验室日常工作中获得，或由专门用于评估重复性而进行的实验得到。因此，重复性评估不是能力验证的一个重要方面。尽管检测实验室重复性还是非常重要的。可利用GB/T6379.6中给出的极差控制图方法来评估重复性。图1给出了本标准中统计技术应用的流程图。O. 2 G/T 15483 GB/T 15483. 1描述了不同类型的能力验证计划，并给出了组织和设计能力验证计划的指南。GB/T 15483.2给出了实验室认可机构选择和使用能力验证计划的指南。这两项标准应作为能力验证领域的参考文件(内容并未与本标准重复)0 G
13、B/T 15483. 1附录中简要描述了能力验证计划中统计方法。本标准是GB/T15483.1的补充，给出了能力验证中统计方法使用的详细指南。本标准在很大程度上是基于分析实验室能力验证的协调草案1而设计，但对于所有的测量方法都适用。N 如果合适，则5.7与指定值比较6. 7将能力验证得到的精密度与己知精密度比较使用以下方法之6.2由规定值确定6.3由经验预期值确定6.4由一般模型确定6.5由精密度试验结果确定实施一轮能力验证计划计算一轮试验的性能统计盐使用以下之7.1试验室偏倚的估计7.2百分相对差7.3秩和秩百分比7.4:;值7.5 En值7.6工值7.7 值7.81-.值绘出性能统计盐的图
14、示，使用以下一个或多个方法=8.2性能统计盐值的直方图8.3标准化实验室偏倚的条形图8.4标准化重复性测坠值的条形图8.5尧敦阁8.6重复性标准差图8.7分割样品G/T 28043-2011月SO13528: 2005 应用应用以下之一=5.5专家实验室的公议值5.6参加者的公议值6.6由一轮能力验证计划获得数据计算能力评定标准差组合多轮能力验证计划中性能统计量值的图示法，使用以下方法之9.2:;值的常规控制图9.3:;值的累积和控制图9.4实验室标准化偏倚对平均值的图图1实施能力验证计划时应用统计技术的流程图V G/T 28043-20门/ISO13528: 2005 利用实验室间比对进行能
15、力验证的统计方法1 范围本标准规定了在能力验证计划中数据分析的统计方法，并且对能力验证计划参加者和认可机构在实际工作中使用上述方法提出了建议。本标准适用于通过实验室的测量结果验证其不存在明显的不可接受的偏倚。本标准适用于定量数据而不适用于定性数据。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，仅注日期的版本适用于本文件。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/T 3358. 1-2010 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(lSO 3534-1: 2006 , IDT) GB/T 3358.2-2010 统计
16、学词汇及符号第2部分:应用统计(ISO3534-2: 2006 , IDT) GB/T 6379. 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(lSO 5725-1:1994 ,IDT) GB/T 15483.1-1999 利用实验室间比对的能力验证第1部分:能力验证计划的建立和运作。SO/IECGuide 43-1 :1997 ,IDT) 3 术语和定义GB/T 3358.1、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 实验室间比对interlaboratory comparison 在预定条件下，对两个或两个以上实
17、验室就同一或相似的检测对象进行检测或测量的组织、实施和评价。3.2 3.3 3.4 3.5 能力验证proficiency testing 利用实验室间比对确定实验室检测能力。指定值assigned value 对于给定目的具有适当不确定度的赋予特定量的值，有时该值是约定采用的。能力评定标准差standard deviation for proficiency assessment 基于可用信息，用于能力评估的离散性度量。z值z-score由能力验证的指定值和标准差计算的实验室偏倚的标准化度量。注:有时也称为z比分数。GB/T 28043-2011 /ISO 13528: 2005 3.6 协
18、调者coordinator 能力验证计划中负责所有协调工作的组织机构或个人。4 设计和解释实验室能力验证的统计指南(见GB/T15483. 1一1999，5.4.2)4. 1 行动信号和警戒信号4. 1. 1 本标准给出了一些简单的数值或图形准则，它将应用于能力验证所得数据，以判断这些数据能否引发行动信号或曹戒信号。即使在一个运作良好、有经验丰富工作人员的实验室，偶尔也会得到异常数据E同样地，即使一个已由精密度试验验证为有效的标准测量方法也有可能存在缺陷，而这个缺陷可能只在多轮能力验证后才显现;并且能力验证计划本身也可能存在某些缺陷。由于以上原因，此处给出的准则不应作为处罚实验室的依据。若能力
19、验证被用于处罚实验室，则有必要以此为目的设计出适合的准则。4. 1.2 该准则设计的目的在于，当能力评定标准差是基于观测结果(使用6.4至6.6中的方法之一)时，该准则可在观测结果极其异常，需要进一步调查并采取纠正措施的情形下发出行动信号。4. 1. 3 协调者应了解能力验证数据中可预见变异的主要来源。任何分析的第一步应对测量结果的分布进行检查，以发现未预见的变异来源。例如，若出现双峰分布则表明测量结果可能来自于混合总体，其原因可能是测量方法不同、样本被污染或测量方法操作指南不清晰造成的。这种情况下，应先解决有关问题再进行分析和评估。实验室认可机构应事先制定应对能力验证中出现不可接受结果的政策
20、，后续措施由此政策或实验室质量管理办法来确定。然而，当能力验证中实验室产生了不可接受结果时仍有一般性推荐步骤，4.1.4中给出了具体的行动指南。4. 1. 4 在能力验证中，当能力评定标准差由测量结果得出时，若有结果给出行动信号，实验室应采取适当的调查和纠正措施，如有必要，可与协调者或实验室认可机构协商。除非有正当理由，实验室应检查其自身程序，并向实验员确认纠正措施以避免此类结果再次出现。实验室可向协调者询问该问题产生的可能原因，或请协调者咨询其他专家。实验室应参加之后轮次的能力验证计划，以评估其纠正措施的有效性。适当的纠正措施可能是以下几项之一:a) 核查相关人员是否理解并遵循测量程序zb)
21、 核查测量程序的所有细节是否正确;c) 核查设备校准和试剂的成分Ed) 更换可疑的设备或试剂;的与另一个实验室进行人员、设备和/或试剂的比对测试。GB/T 15483.21999中描述了实验室认可机构对能力验证结果的使用。4.2 对指定值不确定度的限定指定值X的标准不确定度町，依赖于X的定值方法，并且，当该值由若干实验室的测试结果得出时，则Ux依赖于实验室数或可能的其他因素。第5章给出了指定值标准不确定度的计算方法。能力评定标准差&用来评估能力验证中实验室偏倚的大小。计算能力评定标准差的方法在第6章给出，它与实验室偏倚的估计值进行比较的准则在第7章给出。当指定值的标准不确定度Ux远大于能力验证
22、中使用的能力评定标准差时，会存在一种风险，即某些实验室将会因为指定值不准确而收到行动或警戒信号，而不是因为实验室内部的任何原因。基于以上理由，应确定指定值的标准不确定度，并报告给参加能力验证计划的实验室(见GB/T15483. 1 1999 , A. 1. 4和A.l.的。GB/T 28043-2011 /ISO 13528: 2005 当Ux O. 3 时，指定值的不确定度可忽略，并可不包含在能力验证结果中。当以上准则不满足时，协调者应考虑以下几点:a) 寻找一种确定指定值的方法，使指定值的不确定度满足以上准则。. ( 1 ) b) 在能力验证的结果解释中使用指定值的不确定度(见7.5关于E
23、n值或7.6关于ZF值有关描述)。c) 通知能力验证的参加者，指定值的不确定度不可忽略。示例:假定指定值X由11个实验室测试结果的平均值王确定，能力评定标准差为这11个结果的标准差s.JJlU;=So作为估计，指定值的标准不确定度可由Ux=sl .;rr :0.3 s确定，显然符合以上准则。然而，当实验室数少于11个时则不满足该准则。进一步地，当样本是非均匀或不稳定的，或者存在导致实验室结果的共同偏倚的因素(例如，当他们使用同样的参照标准时，指定值的不确定度将大于sl.;rr 0 4.3 重复测量次数的确定重复性变异是造成能力验证中实验室偏倚间差异的原因之一。当重复性变异比能力验证的标准差大得
24、多时，重复性变异有可能导致出现无规律的能力验证结果。这种情况下，实验室可能在某一轮试验中存在较大偏倚，但下一轮中不会存在较大偏倚，且很难确定原因。因此，当决定有必要限制重复性变异的影响时，能力验证中每个实验室的重复测试次数n应满足zr/ .;O.而.( 2 ) 其中，是在此之前由实验室间实验确定的重复性标准差。使用系数O.3是因为，当以上条件满足时，重复性标准差对能力评定标准差的贡献(按方差计)不多于10%。所有实验室应进行相同次数的重复测量。(本标准给出的分析方法中假定这个条件己满足。)若不等式(2)的条件不满足，则应增加重复测量次数，或者对能力验证结果给出提醒。该方法假定实验室具有大体相似
25、的重复性。当此条件不满足时将产生其他情况。这些情况下，当应用本标准所述方法时，可能会用到以下技巧。协调者可利用重复性标准差的典型值来确定重复测量次数n。进而，各实验室应检查它本身的重复性标准差是否满足不等式(2)。若不满足，则应调整其测量程序(通过增加测试次数，测试结果的平均为一个测量结果)，使结果满足不等式(2)。4.4 样本的均匀性与稳定性(见GB/T15483. 1一1999，5.6.2和5.6.3)附录B给出了用于检验能力验证的样本是否具备充分的均匀性和稳定性的方法。当使用的某种样本制备方法不能满足附录B中的均匀性检验准则时，参加者应测试重复样本，或者确定能力评定标准差应考虑样本不均匀
26、性，如附录B所述。4.5 定义测量方法对于定义测量方法，测量结果与测量方法密切相关。例如，颗粒物的粒度分布可能由方孔或圆孔筛决定。可能无法确定哪种筛分法更优，除非指定某种筛分法，实验室应用不同的筛分法可能会得到不同的结论。如果参加者使用了一种不同于确定指定值的方法时，即使测量过程元任何过错时他们的结果也可能发生偏倚。如果参加者可自由选择测量方法，则他们不会产生任何有效的一致结果。有两种办法可以克服这个问题:a) 当参加者按常规使用标准方法时，应用此方法建立指定值，并且指导其他参加者在能力验证中也使用这个方法。3 GB/T 28043-2011月SO13528: 2005 b) 对所使用的每一种
27、方法各建立一个单独的指定值。当指定了被测量但未指定测量程序时，将产生类似的情况，也必须做出相同的选择。4.6 数据报告(见GB/T15483. 1一1999，6.2.3)由于能力验证中数据计算的需要，建议单个测量结果的舍人误差不大于民/2。应要求参加者报告其测量结果的实际值。测量结果不应表示为区间值(例如，不应将结果报告为10)，系数1.25是中位数的标准差和算术平均值的标准差之比，对于服从正态分布的数据，由附录C中算法A得到的稳健平均值的标准差是未知的，但是它会落在算术平均值的标准差和中位数的标准差之间。因而该公式给出了标准不确定度Ux的一个保守估计，对于p =.f(j:XL)2十(/n).
28、( 10 ) 其中n是能力验证中各实验室将实施的重复测试次数。当所得很小(如)2 + (14. 32/2) . ( 12 ) 由上式可得=0.40。因此，若取=12.5 kg/m3，则能力验证中要求的实验室间标准差是精密度试验中所得实验室间标准差的0.4倍，显然这是不可实现的。6.4 由一般模型确定6.4. 1 总则能力评定标准差可由测量方法再现性的一般模型得出。该方法的缺点在于，特定测量方法真实的再现性可能与一般模型给出的数值有显著差别，这是因为一般模型假定再现性只依赖于被测量的水平，而不依赖于被测量本身、测量过程或者样本量。6.4.2 示例:Horwitz曲线Horwitz3给出了化学分析
29、方法再现性的一个一般模型，这个方法可得到以下再现性标准差的表GB/T 28043-2011月SO13528: 2005 达式:R = O. 02cO 8495 . ( 13 ) 其中c是以百分数表示的待测化学成分的浓度(质量分数)。6.5 由精密度试验结果确定6.5. 1 总则当能力验证计划中使用已标准化的测量方法，且该方法的重复性和再现性可获得时，能力评定标准差&可由这些信息进行如下计算。已知R为再现性标准差，为重复性标准差，实验室间标准差计算公式如下:则计算能力评定标准差的公式如下:L=JE=ET A=Jd十(/n)其中n是一轮能力验证计划中各实验室的重复测试次数。. ( 14 ) . (
30、 15 ) 当重复性标准差和再现性标准差依赖于测试结果的平均值时，它们之间的函数关系可以用GB/T 6379.2中的方法确定，然后利用这些关系对能力验证的指定值计算重复性标准差和再现性标准差。6.5.2 示例:测定硬化混凝土中水泥含量沿用6.3示例中的数据，式(15)给出了能力评定标准差如下= =.;T8. 32十(14.32/2)=20. 9Ckg/m3) . ( 16 ) 其中假定能力验证计划中重复测试次数n=2o6.6 由一轮能力验证计划所得数据确定6.6.1 总则该方法中，用于评估一轮能力验证计划中参加者能力的标准差&由该轮计划参加者报告的结果得出。标准差应是所有参加者报告结果的稳健标
31、准差，用附录C中算法A计算。参加者报告的结果应是此轮计划中实验室n次重复测试的平均值。也可用有合理统计学理论基础的其他计算方法代替算法A，此时应在报告中描述该方法。该方法的缺点在于，由于斗的值可能在每轮计划都会有显著的变化，因而利用实验室z值来寻找几轮计划中可能的趋势时会有一定困难。但这个缺点可通过制定能力验证计划时，规定&为若干轮计划中所得标准差的稳健联合值(由附录C中算法S计算)来克服。6.6.2 示例:测定抗体浓度表2和表3给出了该方法的一个示例。6. 7 能力验证得到的精密度与测量方法已知精密度的比较为了检验参加者能力，并衡量能力验证计划对参加者的益处，推荐协调者采用以下步骤。使用GB
32、/T 6379.5中的稳健方法，通过各轮能力验证计划的结果来估计测量方法的重复性标准差和再现性GB/T 28043-2011 /ISO 13528: 2005 标准差。画出这些估计值的时间序列图，如有可能，图中也应标出精密度试验所得的重复性标准差和再现性标准差。之后协调者应仔细检查这些图。若能力验证中所得精密度与精密度试验中所得数值相差两倍或更多，协调者需调查其原因。如果能力验证计划得到的测量方法精密度没有随时间推移而改善，则建议考虑以下几点:一一参加实验室未调查发出行动信号或警戒信号的原因，或者没有正确执行纠正措施;一一参加实验室不能查出发出行动信号或警戒信号的原因;所采用方法在测量过程中处
33、于统计受控状态，可基于测得的数据得出可靠的结论。7 性能统计量的计算7.1 实验室偏倚的估计(见GB/T15483. 1-1999,A. 2. 1. 4 ,a) 7. 1. 1 总则设z表示一轮能力验证计划中参加者对测试材料的某种特性报告的结果。则该特性的实验室偏倚估计值D由下式计算zD=x-X C 17 ) 其中X为指定值。性能统计量中不推荐使用IDI或D2，这样会掩盖偏倚的符号。7. 1. 2 实验室偏倚的解释当参加者所报结果显示出实验室偏倚大于3.0或小于一3.O时，则发出行动信号。同样的，当实验室偏倚大于2.O或小于一2.0则发出警戒信号。一轮计划中的一个行动信号，或连续两轮计划中出现
34、警戒信号，应认为出现异常数据，需进行调查。该准则等同于7.4中根据z值给出行动信号和警戒信号的准则。这里系数为2.0和3.0C此后也出现在相似的准则中)的原因如下:若z来自于服从正态分布的总体，且X和马是总体均值和标准差的优良估计值，那么D值也近似服从正态分布，其均值为零，标准差为斗。在这些条件下，实验室偏倚的估计值落在一3.017时式(28)成立。当参与实验室数=181时，显然该准则易满足。因此这里无需考虑如7.6中的zF值。7.9.5 利用正态概率图对大量实验室进行数据分析图6显示了181个实验室结果关于实验室秩百分数(计算如7.3所述)的正态分布图。图中不包含小于omol/L或大于160
35、0X10-10mol/L的结果。z值可由z= (x -605) /142计算。当实验室获得的z值大于3.0或小于一3.0时，其z值已在图中对应的点附近标出。均值为605X 10-10 mol/L方差为142X 10一10mol/L的正态分布的累积分布函数在图中以虚直线标出。最后，稳健算法中的截止值为:x -1. 5s = 605 -1. 5 X 142 = 392 X 10-10mol/L ( 29 ) 和x十1.5s = 605十1.5 X 142 = 818 X 10-10 mol/L ( 30 ) 在图6中可以看到偏离了虚线的数值都在这个范围之外。这表明所有的结果不是来源于同一个正态总体
36、。偏离虚线的点来自方差更大的总体。图中也可看到z值大于3.0或小于一3.0的实验室结果都偏离了虚线。也就支持了这些z值可导出行动信号这一结论。(大量结果的z值大于3.0或小于一3.0的情况也是可能发生的，但是，如图6所示所有的点都是靠近虚线的，这种情况下，由图形就不能得出z值产生行动信号的结论。)图7显示了z值在土3.0范围内的实验室结果，垂直线的长度显示实验室报告结果的不确定度。(24号和112号实验室报告的结果的不确定度非常大，没有包含在图中。)图中水平实线代表指定值，两侧的虚线代表指定值的扩展不确定度。若实验室对其结果的扩展不确定度进行了有效计算，则图7中几乎所有的垂直线将穿过指定值的扩展不确定度所围成的区域。但是，由图示可知很多实验室的结果均不能从两侧达到这个区域。这表明有很多实验室没有
