儀器相關性分析方法

A. 如何對兩種檢驗儀器做相關性分析

您好，很高興能幫助您，
在
Analyze 下拉菜單的Correlate 命令項具有三個相關分析功能子命令它們分別是
Bivariate Partial 和Distance 對應於相關分析偏相關分析和距離分析
1 Bivariate 計算指定的兩個變數間的相關系數可以選擇Pearson 相關(積差相關)
Spearman 等級相關和Kendall 相關(這三種不同的相關計算相關系數的公式不同有興趣的
讀者可查閱統計學方面的書籍) 同時對相關系數進行假設檢驗可選擇進行單尾或雙尾檢
驗給出相關系數為0 的概率當資料不服從雙變數正態分布或總體分布型未知或原始
數據是用等級表示時宜用Spearman 或Kendall 相關
2 Partial 計算兩個變數間再控制了其他變數影響下的相關系數即偏相關系數可以
進行單尾或雙尾檢驗檢驗的假設是偏相關系數為0 然後給出偏相關系數為0 的概率
還可以計算其他描述統計量
3 Distance 對變數或觀測值進行相似性或不相似性測度因此分析的變數可以是連
續變數表頻數分布的變數某些測度還可以適用於二值變數可以對原始數據和計算出
的距離數據進行標准化
你的採納是我前進的動力，還有不懂的地方，請你繼續「追問」！
如你還有別的問題，可另外向我求助；答題不易，互相理解，互相幫助！

B. 如何進行兩列數據的相關性分析

用Eviews按如下步驟：
1：打開Eviews，點擊FILE-New-Workfile 彈出一個對話框workfile create
在workfile structure的下拉菜單選擇數據類型面板數據、時間序列還是均衡的小組。然後在右側選擇序列波動范圍。
2：在上面菜單欄quick里點擊empty group，把現有的數據到裡面，在上面輸入序列的名稱，（點OBS 把上面的修改為你要的列的名稱，彈出對話框點YES），然後關閉這個表，彈出對話框，點右側的NAME，然後給表起個名字，他就保存了。
3：點上面菜單欄的quick-equation estimation，在中間的大空白處輸入你想形成的方程，比如你想知道數列Y與X的方程關系，那就輸入Y C X 回車 就可以出來結果了，C是常數項，後面的數字是C的值，Y和X以此類推。下面的R-squared後的數值代表擬合優度，也就是X 和Y的相關性系數，越接近1越有線性相關性。

C. 常見的儀器分析方法有哪幾類,它們進行分析時各依據物質的哪些主要性質

常見的儀器分析方法:光分析法、電化學分析法、色譜分析法、質譜分析法、熱分析法、分析儀器聯用技術。
1.紅外光譜儀的主要部件包括:光源、吸收池、單色器、檢測器及記錄系統。
2.紅外光譜是基於分子的振動和轉動能級躍遷產生的。
3.物質的分子、原子、離子等都具有不連續的量子化能級，只有當某波長光波的能量與物質的基態和激發態的能量差相等時,才發生物質對某光波的吸收，也就是說物質對光的吸收是有選擇性的。
4.紅外光譜儀用能斯特燈與硅碳棒做光源。
5.在光譜法中，通常需要測定試樣的光譜，根據其特徵光譜的波長可以進行定性分析;而光譜的強度與物質含量有關,所以測量其強度可以進行定量分析。
6.根據光譜產生的機理，光學光譜通常可分為:原子光譜、分子光譜。
7.紫外可見分光光度計用鎢絲燈、氫燈或元燈做光源。

D. 什麼叫儀器分析

您好！

利用物質的化學反應為基礎的分析，稱為化學分析。化學分析歷史悠久，是分析化學的基礎，又稱為經典分析。化學分析是絕對定量的，根據樣品的量、反應產物的量或所消耗試劑的量及反應的化學計量關系，通過計算得待測組分的量。

儀器分析是指採用比較復雜或特殊的儀器設備，通過測量物質的某些物理或物理化學性質的參數及其變化來獲取物質的化學組成、成分含量及化學結構等信息的一類方法。

儀器分析與化學分析(chemical analysis)是分析化學(analytical chemistry)的兩個分析方法。

E. 農葯有效成份分析方法的線性相關性測定

1．范圍
准則
主要適用於制劑的分析方法，也可用於原葯中有效成份的分析，部分可用於物理方法「見3、（2）②節」，但不適用於殘留或微量分析。
本准則推薦的方法，如專用於要提交給PSD研究時，應達到歐共體統一原則草案中對制劑分析確認的主要技術要求。
2．定義
（1）誤差：本准則中確認的誤差類型有： ①偶然誤差：此類誤差通常微小，由偶然誤差導致的結果，多數接近於平均值范圍，換句話說，由它們決定方法的重復性或再現性。 ②系統誤差：此類誤差使所得結果偏離，其平均值高於或低於實際值（如方法中某些誤差可導致不正確結果）。
（2）精密度：精密度是偶然誤差的基度，可用重復性和再現性表示，此類術語在ISO5725－1986E中均有說明。 ①重復性指採用相同方法，在同一實驗室用同一試驗物質，同一操作者使用同一設備，在短時間間隔內，在相互獨立試驗中所獲得結果的一致性。 ②再現性指採用相同方法，在不同實驗室用同一試驗物質，由不同操作者使用不同設備所得試驗結果的一致性。
3）准確度：方法的准確度指所得結果與分析樣品中真值的符合程度。
4）統性：試驗方法的線性指在一定范圍內所得試驗結果與分析樣品濃度（劑量）成比例的性能。
5）特異性：方法特異性定義為對所分析的特定樣品產生的特定信號。
3．方法確認
可以認為大多數農葯製造商具有確認分析方法的措施，但製造商責任在於保證這些措施能遵守本准則的技術要求。 應提出以下幾方面資料對方法進行確認：
在方法中被分析物質（和內標物，如適宜）響應的線性。 分析方法精密度的評價。 分析方法准確度的證明。 賦形劑中無干擾物的證明。 被測定物質種類的確定。 某方法被廣泛使用時，雖然其再現性很重要，但不必將其評價收入准則，如需要可通過全面的CIPAC或AOAC協作研究作最好評價。1）線性：分析物質響應的線性范圍，至少應大於分析物標明濃度的±
20％。至少測定3個濃度，每個濃度測定兩次，應附上此線性圖、斜率、截距和相關系數等數據。測得的斜率可證明響應與分析物濃度之間有明顯的相關性。在標明值±20％范圍內，其結果不應與線性有顯著偏離，即相關系數（y）應＞0.99，否則提交方法必須同時提供如何保持本方法有效性的說明，如故意使用不成線性響應的方法，也必須提出解釋。（2）精密度： ①化學分析：在此類准則中要求對重復性簡單評價即可。至少作5次重復樣品的測定，同時簡單評價其結果，包括相對標准偏差RSD％。如認為合適，對測定中偏離數據可用Dixons或Crubbs試驗檢驗，但要捨去某些結果時，必須明確指出，並應設法解釋為何產生偏離的數據。數據結果的合格性應以修改的Horwitz公式為依據： RSDy＜2（1－0．51ogc） X 0.67
式中C一樣品中分析物濃度，以小數計。 Horwitz公司的推導和使用實例列於（附件1）中。
②物理化學性能測定：當進行物理或物理化學性能測定時，使用官方方法（如 CIPAC或oECD）即不需要再予確認。本原則亦適用於對此類方法略有改動的情況，如使用其他方法時，必須測定其重復性，但無須遵守Horwitz公式。（3）准確度：評價方法的准確度，至少需要4個已知被分析含量實驗室制備的「合成的」制劑進行測定，其結果可用students t統計或附件Ⅱ中其他適用方法檢驗。（4）非分析物質的干擾：在評價准確度時，通常包含非分析物質的干擾，因賦形劑中的任何干擾物均會導致分析方法出現系統誤差。然而分析時應同時測定不帶賦形劑的空白樣品，或證明其無干擾，如有干擾時可測定數量，樣品色譜圖和其他結果均應附上。當原葯有效成份中有特定雜質時，必須證明在相同分析條件下此類雜質的響應值不應大於被分析物或內標總峰高的3％。如有此類偏離，必須在提交報告中說明其數據是否已經校正。（5）特異性：方法特異性應以被分析物質的特點來確定，通常對此類化合物進行質譜測定，如使用GC／MS，LC／MS的Th極管陳列檢測器或峰收集後使用質譜測定。在使用色譜法測定時，通常以此作為鑒別有效成份或確認分析標准品的方法。當制劑分析是根據其中一種方法時，不需要重復此項工作。 對金屬創新的色譜法，必須確定其特異性，如使用質譜法，則可由譜帶來推斷。實際被測定物質的種類應在提交仲裁時闡明，如果不可能，必須解釋其理由，供討論時考慮。 答案補充 4．注意事項
（1）檢測系統響應的線性范圍通常由所用儀器決定，方法使用不同系統時，應重新驗證線性范圍。
（2）如提交方法的性能指標低於准則中規定的最小數值，則必須提出充分理由，解釋為何使用此方法。
（3）對方法確證有用的其他數據亦應提出，如再現性的評價（由協作研究獲得）或為使方法完善而有微小變動的報告。
（4）對多種制劑適用性的確認數據：確認數據一般為針對某一特定的制劑，但製造商可能生產許多類似的制劑，並可能使用同一分析方法，其交互使用規則為： ①制劑中應含有相同（或很類似）助劑，改變助劑性質時，應檢驗可能的干擾。 ②制劑在物理化學性能上不應有顯著區別（如P」值）。 ③在測定溶液中，有效成份濃度必須保持在標明的線性范圍內。 ④有關助劑濃度的任何變化，不應產生明顯干擾。 提交進行交互使用的方法，應考慮以上幾點。（5）提出確認的任何方法，只能使用經過認證過的參比物質（或來源於參比物質）作為標准品， 答案補充 本要求不適用於內標物。 5．參考和使用文獻（略） ［附件1」重復性可行性的Horwitz公式 本公式由Horwitz等人根據AOAC多年來多次協作研究結果，認為可行而確定。適用於本文件的下述實例濃度范圍是0．25％～100％。 公式％RSDR＝ 2（1－0.51og.c） 式中％ RSDR是實驗室間的變異系數（CV），
C是樣品中被分析物的濃度，以小數計。因此100％的純樣品，則C＝1，logC＝0，
故％RSDR＝2（1－（0.5 X 0））＝21－2；
答案補充 50％的樣品（如500克／千克可濕性粉劑），則C＝0.5，logC＝-0.3010，故％RSDR＝2（1一0.5 X（一0.3010））＝21.1505＝2．22； 其他數值為：
20％，％RSDR＝2．55；10％，％RSDR＝2．83；5％，％RSDR＝3．14；2％，％RSDR＝3．60；l％，％RSDR＝4．00；0．25％，％RSDR＝4．93。
Horwitz注意到RSD，（重復性變異系數）通常為RSDR的1／2和2／3之間，為此重復性的變異系數即X 0．67。 根據以上數值，可能得出如下結果：被分析物％ Horwitz RSDR 建議的 RSDY 100
2 1.34 50 2.22 1.49 20 2.55 1.71 10 2.83 1.90 5 3.14
2.10 2 3.60 2.41 1 4.0 2.68 0.25 4.93 3.30
未經修改的Howrwitz上式是CIPAC協作研究試驗方法可行性的依據。 ［附件Ⅱ」准確度評價
答案補充 下列步驟闡明評價方法准確度的各種途徑： (1）一種方法的准確度，可以從測定已知分析物含量的大量「樣品」的結果獲得。這些樣品由實驗室制備，加入已知量的分析物（其數量根據方法要求）並帶有助劑的混合物。加入的被分析物必須是已知有效成份含量的原葯。在分析樣品過程中應消除取樣誤差，並嚴格按照提出的方法，至少測定4個回收率，測得的數據可用下列辦法處理： ①計算回收率平均值和回收率的相對標准偏差。 ②對這些結果和評價重復性的結果進行F檢驗，以確定回收率結果的RSD與評價精密度結果之間無顯著差異。 ③如能達到②項對回收率結果可用Student
t檢驗，其目的是為證明獲得回收率（平均值）與加入濃度之間差異僅僅是由於偶然誤差（無明顯的系統誤差）。 |T|＝|（ω－μ）n／S|
X＝樣品平均值，μ＝真值，n＝樣品數量，S＝標准偏差。t在不同自由度（n－1）的臨界值在一般的統計表中列出。如果算得的t值未超過臨界值。證明在給定的置信區間（95％即可）沒有顯著系統誤差。 答案補充 （2）上述表達式可再整理為平均數的置信區間，可定為一個范圍，樣品的真值是在此范圍內（在給定的置信度）
μ＝X±t（∫s/n）自配的制劑平均回收率的計算如下： 平均回收率（％）＝測定含量的平均值％X
100／理論含量％ 平均回收率應在以下的范圍內： 有效成份標明值％ 平均回收率％ ＞10 980～102．0
1～10 97．0～103．0 ＜1 95．0～105．0 （3）對上述兩種情況，本消除取樣誤差必須分析一種完全自配製劑。相同步驟也可用於已知成份混合物的子樣品分析，但必須注意，在取樣時如制劑樣品不均勻，則將使平均數的置信區間數值人為增大。 （4）當分析樣品很難獲得重復結果的制劑（如九粒或塊狀餌料），可通過添加標准品的方法來計算準確度。在這種情況下，必須提交如何添加標准品的細節報告。

F. 什麼是儀器分析法

（1）氣相色譜法（GC）。氣相色譜法是Martin等人在研究液—液分配色譜的基礎上，於1952年創立的一種極有效的分離方法。它可分析和分離復雜得多組分混合物。氣相色譜法又可分為氣固色譜（GSC）和氣液色譜（GLC）。前者是用多孔性固體為固定相，分離的對象主要是一些永久性的氣體和低沸點的化合物；後者的固定相是用高沸點的有機物塗漬在惰性載體上。由於可供選擇的固定液種類多，故選擇性較好，應用亦廣泛。

近年來，柱效高、分離能力強、靈敏度高的毛細管氣相色譜有了很大發展，尤其是毛細管柱和進樣系統的不斷完善，使毛細管氣相色譜的應用更加廣泛。盡管樣品前處理的凈化效果越來越好，但樣品中的干擾物是不可避免的，所以，現代氣相色譜一般採用選擇性檢測器，理想的檢測器當然是只對「目標」農葯響應，而對其他物質無響應。農葯幾乎都含有雜原子，而且經常是一個分子含多個雜原子，常見的雜原子有O、P、S、N、Cl、Br和F等。因此，不同類型的農葯應採用不同的檢測器。電子捕獲檢測器（ECD）、氮磷檢測器（NPD）、火焰光度檢測器（FPD）仍然是常用的檢測器。30多年來，ECD一直是農葯殘留分析常用的檢測器，特別適用有機氯農葯的分析。但由於其對其他吸電子化合物如含N和芳環分子的化合物也有響應，因此，其選擇性並不是很好。當分析某些基質復雜且難凈化的樣品時，其效果並不好。但利用核心切換和反沖技術的二維色譜可以很好地解決上述問題。NPD因其對N和P具有良好的選擇性，是測定有機磷和氨基甲酸酯等農葯的常用檢測器。原子發射檢測器（AED）是用於測定F、Cl、Br、I、P、S、N等元素選擇性檢測器，自1989年開始應用於農葯殘留分析，利用AED測定氨基甲酸酯、擬除蟲菊酯、有機磷和有機氯農葯殘留亦有報道。

（2）高效液相色譜法（HPLC）。高效液相色譜法（HPLC）是20世紀60年代末至70年代初發展起來的一種新型分離分析技術。隨著不斷改進與發展，目前已成為應用極為廣泛的化學分離分析的重要手段。它是在經典液相色譜基礎上，引入了氣相色譜的理論，在技術上採用了高壓泵、高效固定相和高靈敏度檢測器，因而具有速度快、效率高、靈敏度高、操作自動化的特點。高效液相色譜法的應用范圍：高沸點、熱不穩定、分子質量大、不同極性的有機物；生物活性物質、天然產物；合成與天然高分子，涉及石油化工、食品、葯品、生物化工、環境等領域。80%的化合物可用HPLC分析。HPLC常用於分析高沸點（如雙吡啶除草劑）和熱不穩定（如苄脲和N－甲基氨基甲酸酯）的農葯殘留。HPLC分析農葯殘留一般採用C18或C8填充柱，以甲醇、乙腈等水溶性有機溶劑做流動相的反相色譜，選擇紫外吸收、二極體陣列檢測器、熒光或質譜檢測器用於農葯殘留的定性和定量。

（3）色譜—質譜聯用技術。質譜分析法是通過對被測樣品離子的質荷比的測定來進行分析的一種分析方法。被分析的樣品首先要離子化，然後利用不同離子在電場或磁場的運動行為的不同，把離子按質荷比（m/z）分開而得到質譜，通過樣品的質譜和相關信息，可以得到樣品的定性、定量結果。

從Thomson製成第一台質譜儀，到現在已有近90年了，早期的質譜儀主要是用來進行同位素測定和無機元素分析，20世紀40年代以後開始用於有機物分析，60年代出現了氣相色譜—質譜聯用儀，使質譜儀的應用領域大大擴展，開始成為有機物分析的重要儀器。計算機的應用又使質譜分析法發生了飛躍變化，使其技術更加成熟，使用更加方便。80年代以後又出現了一些新的質譜技術，如快原子轟擊電離子源、基質輔助激光解吸電離源、電噴霧電離源、大氣壓化學電離源，以及隨之而來的比較成熟的液相色譜—質譜聯用儀、感應耦合等離子體質譜儀、傅立葉變換質譜儀等。這些新的電離技術和新的質譜儀使質譜分析又取得了長足進展。目前質譜分析法已廣泛地應用於化學、化工、材料、環境、地質、能源、葯物、刑偵、生命科學、運動醫學等各個領域。

①氣相色譜—質譜聯用法（GC-MS）：用氣相色譜—質譜（GC-MS）聯用來檢測鄰苯基苯酚、二苯胺及炔蟎特等。其殘留用乙腈提取，再轉移至丙酮中，鄰苯基苯酚、二苯胺及炔蟎特的檢出限分別為10，8，15μg/kg，且回收率比較高。有報道，氣相色譜—離子捕獲質譜法（GC-ITMS）多殘留檢測，可用來檢測有機氯類、有機磷類、氨基甲酸酯類及其他一些污染物。樣品用乙腈—水提取，再溶到石油醚—乙醚中以在GC-ITMS上直接分析，質譜在EI模式下運行。當樣品中農葯的含量在20～1000μg/kg時，其回收率一般大於80%。對絕大多數農葯來說其檢出限為1～10μg/kg。該法可用來檢測痕量農葯，適合研究污染源在環境中的行為。氣相色譜—化學電離質譜法（GC-CIMS）可用來分析多種農葯的殘留，如乙醯甲胺磷、保棉磷、敵菌丹、克菌丹、殺蟲脒、百菌清、烯氟樂靈、異丙甲草胺等。

②液相色譜—質譜聯用（HPLC-MS）：大部分農葯可用GC-MS檢測，但對極性或熱不穩定性太強的農葯（及其代謝物）不適用（如滅菌丹、利谷隆等），可採用高效液相色譜—質譜法（HPLC-MS）檢測。據統計，液相色譜可以分析的物質約佔世界上已知化合物的80%以上。內噴射式和粒子流式介面技術可將液相色譜與質譜連接起來，已成功地用於分析一些熱不穩定、分子質量較大、難以用氣相色譜分析的化合物。HPLC-MS具有檢測靈敏度高、選擇性好、定性、定量同時進行、結果可靠等優點。對一種用於毛細管電泳的新型電噴射介面加以改進使其適用與液質聯用，將可大大提高分析靈敏度。另外，研究開發毛細管液相色譜與離子捕獲檢測器的配合將會大大提高液相色譜靈敏度。雖然液質聯用對分析技術和儀器的要求高，但它是一種很有利用價值的高效率、高可靠性分析技術。色質聯用一般在0.5mg/kg添加水平上的回收率為70%～123%，平均變異系數小於13%。

G. 2個儀器之間方法學比較怎麼做

用一台標准儀器檢驗後的樣本哪去給2台儀器檢驗即可

H. 儀器分析的分析方法

發射光譜法：依據物質被激發發光而形成的光譜來分析其化學成分。使用不同的激發源而有不同名稱的光譜法。如用高頻電感耦合等離子體(ICP)作激發源，稱高頻電感耦合等離子體發射光譜法；如用激光作光源，稱激光探針顯微分析。
原子吸收光譜法：基於待測元素的特徵光譜，被蒸氣中待測元素的氣態原子所吸收，而測量譜線強度減弱程度（吸收度）求出樣品中待測元素含量。應用較廣的有火焰原子吸收法和非火焰原子吸收法，後者的靈敏度較前者高4～5個數量級。
原子熒光分光光度法：通過測量待測元素的原子蒸氣在輻射能激發下所產生的熒光發射強度來測定待測元素。
紅外吸收光譜法：主要用於鑒定有機化合物的組成，確定化學基團及定量分析，已用於無機化合物。
紫外可見分光光度法：適用於低含量組分測定，還可以進行多組分混合物的分析。利用催化反應可大大提高該法的靈敏度。
熒光分光光度法：對某些元素具有較高的靈敏度和選擇性。
紅外傅里葉變換光譜法：光信號以干涉圖形式輸入計算機進行傅里葉變換的數學處理，具有信噪比大、靈敏度高等特點。
核磁共振波譜法：利用有機分子的質子共振鑒定有機化合物和多組分混合物的組分以及無機成分的分子結構分析。
電子自旋共振法：以磁場對離子、分子或原子所含未成對電子的作用所引起的磁能級分裂為基礎的分析方法。
拉曼光譜法：可測定分子結構，使用可調激光器的曼光譜儀用於微量分析，也可用於無機物和單晶的結構分析。
射線熒光光譜法：具有譜線簡單,基體影響小,選擇性高,測定范圍寬等優點。可對原子序數大於9的所有元素作無損分析。電子探針微區分析可分析原子序數大於4的所有元素，應用於微粒礦物岩石分析，金屬材料中元素的分布，各種物相中元素的分配。
發射光譜法
電子能譜法：是測定電子結合能的一種方法，它是研究表面化學的有力工具,並可用於除H和He以外任何元素的定性分析。
俄歇電子能譜法：應用於分析無機及有機試樣的組成，價態及結構，一般為無損分析。放射化學分析，有中子活化法、光子活化法、帶電粒子活化分析法等。
穆斯堡爾譜法：所探測的對象是單個的原子核，可用於研究材料中的雜質原子和空位對材料性能的影響。質譜分析，具有高鑒別及檢測能力，可以分析所有元素。火花源質譜適於測定痕量元素。離子探針微區分析，微區直徑約1～5□m，深度約幾十埃，可進行掃描分析，幾乎可分析所有的元素。
極譜法：是利用陰極（或陽極）極化變化過程作為依據的一種方法。其特點是靈敏度高、試液用量少，可測定濃度極小的物質。
離子選擇性電極法：是一種使用電位法來測量溶液中某一離子活度的指示電極，能快速、連續、無損地對溶液中的某些離子活度進行選擇性地檢測。
庫侖分析法，其中有控制電位庫侖分析法和恆電流庫侖滴定法。
色譜法：是一種分離分析法，利用混合物中各組分在不同的兩相中溶解、解析、吸附、脫附或其他親和作用性能的差異，而互相分離。按流動相的物態，可分為氣相色譜法和液相色譜法，按固定相使用形式，可分為柱色譜法、紙色譜法和薄層色譜法。

I. 發現兩組數據間的關系！

關於在線檢測設備的評定

位於生產現場，直接用於監測零部件工序質量和工藝過程運行的專用設備，常稱為在線檢測設備，它們在以批量生產為特徵的現代企業的質量保證體系中，佔有重要的地位。因此，對其進行正確、合理的評定，即新設備投入使用前的驗收和在用設備的定期校準的重要性是不言而喻的。

雖然這類專用檢測器具，尤其是其中的多參數綜合測量設備的使用場合回異，工作原理、型式結構也千差萬別，但運作模式中共性的地方也不少：測量對象基本固定，但形狀復雜、被檢參數多、使用頻率很高、多數採用比較測量原理、工作環境差等。在此基礎上，自20 世紀90 年代初以來，國外陸續出現了多種評定標准和指導性技術文件，對統一、規范在線檢測設備的驗收、評定起了重要作用 ，也對包刮中國汽車工業在內的廣大產業部門產生了深刻的影響。

各種文件的表達雖然有所不同，歸結起來在線檢測設備的評定指標，主要有以下兩項：重復性（repetitivity）和准確性（accaracy）。重復性表徵了在相同條件下對同一被測量進行連續多次測量所得結果之間的一致性，它深刻地反映了設備器具自身能適應於檢測工作的能力。運用這項指標，將能對測量結果隨機誤差的狀況有透徹的了解。對於重復性，各項標准所採用的評定方法和指標值差異不太大，企業主管部門也較易掌握和操作，但對准確性，情況就全然不同。

准確性是指被測量的檢測結果與其真值相一致的程度，按三年前頒布的ISO 和國家標准「測量不確定度的評定和表示」中的術語解釋，它是一個定性的而不是定量的指標，為避免引起誤解，以下還是採用精度這一傳統名稱，它與諸多國外指導性標准中的accaracy，也不相違背。無疑，精度是測量結果中系統誤差和隨機誤差的綜合反映，與重復性一樣，也是評價一台在線檢測設備（器具）的重要指標。

2 在線檢測設備精度評定方法剖析

無論採用傳統的誤差分析，還是根據經驗或其他信息估計的先驗概率分布的標准偏差來表示測量不確定度（B 類評定），本質上都屬於靜態方法。為了對檢測設備，特別是其中通用測量（試）儀器的精度水平能有一個定量的基本估計，應用這樣的方法是必要的，也很有效的。但作為一台在線檢測設備的用戶，則總會要求採用更直接的方式來對這台的精度作出客觀評價，而不會滿足、局限於逐項分析和綜合。事實上國外，近十年出現的多種指導性技術文件，所採取的「比對+處理」的動態評價方法，遵循的正是這樣的思路。簡單地說，這種方法就是根據同一批工件在專用檢測（器具）設備和另一台准確度更高的檢測儀器上的兩組對應測量值數據處理的結果，再對照相應的規定，然後作出評價。

那些被測量單一，結構又簡單的專用測量器具，如電子（氣動）卡規之類，可用計量室中的測量儀、甚至量塊作為標准器直接進行比對，此時的精度Ac 可表達為：

式中，Xg 和Xo 分別是檢具和標准器的示值，也有採用多次重復測量後所得平均值的。但當今在線檢測的主體乃是綜合測量型，如前所述，這類設備的被檢對象往往形狀復雜、參數多，用於比對的儀器一般都為三坐標測量機（CMM）。雖然CMM 的通用性強，准確度也較高，鑒於其工作原理、測量方式與所對比的在線檢測設備差異很大，故僅就一個工件的某項參數按照式（1）的方法進行比對、評定，顯然是不夠全面的，因為各種不同屬性因素 的影響往往很大。

綜觀現有的一些評定標准（指導性技術文件），均採取以一定數量的樣本進行比對測量的方式, 只是數據處理和評價規定有所不同。采樣的具體做法是根據被測零件（產品）的工藝特點，在一個時段收集一頂數量的樣本n，然後分別在專用檢測設備測量一組數據yi(I=1~n),再在三坐標測量機上測得另一組數據xi。也有些標准出於更嚴謹的考慮，還規定了yi 和xi 需重復測量若干次。以下為二種代表性的評定類型。對幾個樣本的兩組測量值進行簡單處理yi－xi：，要求所有的差值（yi－xi）都介於[a1，a2]范圍內。這一評定準則也可表示為

Ac=max{Y¡ － X¡} （2）

盡管這種評定方法似乎過於簡單，但因易於操作和理解，故被經常應用。實例之一是轎車拼焊生產線上的在線檢測設備，為確認其測量焊接總或上關鍵點的准確性，就採用了該種方式。樣本採集規定，至少要從14 天的連續生產中提取20 個工件，它們分別在兩種測量設備上進行檢測，所有測得值之差都應介於[－0.2mm、0.2mm]之內。而拼接件的各測量點公差為±1mm,故對精度的要求是：Ac≤20%T。

精度評定準則的通用表達式為

Ac=Es+KS （3）

式（3）中，Es 是系統誤差，S 是實驗標准偏差，系數K 是置信因子，由置信概率P 的水平Ac=Es+KS確定，若P 為95%，K=2。

不同指導性技術文件在測算Es 和S 時，均採取比對測量方式，往往還要在專用檢測設備上進行若干次重復測量，只是數據處理模式有區別。但總的來講，這一類評定的整個過程較繁瑣，一定程度上就制約了它們的應用。

以一個相對還較簡單的評定標准為例，介紹其Es 的求取方法。選n 個工件分別在專用檢測設備上進行連續測量，第i 個工件經m 次重復測量後的平均值為：

這n 個 工件經更高准確度的儀器（如CMM）測量後，得一組測量值x1、x2、⋯、xn，由此可得在線檢測設備測量第i 個工件的系統誤差Esi：

而Es 則由下式給出

上式中的U95LAB 稱為「計量不確定度」，它根據具體情況來確定，當被測參數為幾何量時，U95LAB 可取為0.5um。實驗標准偏差S 的求取有些相似，此處不再贅述。根據最後得到的精度Ac 之值，評定標准明確規定；

Ac≤20%·T (Ra≤0.8um)
Ac≤30%·T (0.8um≤Ra≤6.3um)

Ra 是工件被測量表面粗糙度。

3 回歸分析理論在精度評定中的應用

系統誤差是由於偏離測量條件或因測量方法等原因導入的因素所引起的,它對檢測結果有著極為重要的影響。不同於隨機誤差，系統誤差具有一定的規律性，但如何揭示它們並由此提高一些測量設備的精度則並非易事，必須運用正確、合理、可操作性強的分析、處理方法才有可能做到。

當然，需要指出的一點是，若按上一節介紹的典型方式，在進行了一系列測試和數據處理後，精度Ac 已經達到相應評定標准規定的指標，則就沒有必要再去探尋系統誤差的內在規律了。而在這之前已進行的重復性測試的合格，則表明了該設備的穩定性能滿足要求。

然而確實存在這種棘手的情況，在線檢測設備的重復性完全達到評價指標，但經與CMM 比對測量及其後的數據處理，精度Ac 超差，甚至嚴重超差。我們認為，此時宜鄭重對待。

嚴格地說，系統誤差還有定值系統誤差和變值系統誤差之分，前者對於每一個測得值的影響，不論在大小和方向上都遵循一定的規律。通過確認系統誤差的存在，並找到其變化的規律，就有可能採用「設定修正量—補償」的處理方法，有效地消除其中的定值系統誤差。

我們應用回歸分析理論來研究經過比對測量後生成的兩組數據間的關系，以發現被評定在線檢測設備測量誤差的變化規律。最終達到以下兩個目的：

(1) 通過評估兩組測量值的線性相關，以確認在線檢測設備與CMM 等准確性更高的儀器之間是否存在一致性和具有可比性。若經過測算和判斷，兩者之間為弱相關，甚至不相關，則原來所作出的精度不合格結論有效。

(2) 若評估結果表明兩組測量值之間呈現強相關，那麼，在經過相應的數據處理，找出修正量後，應採取補償措施，以消除在線檢測設備測量結果中的定值系統誤差。並在完成修正/補償步驟後，再進行精度評定，以驗證Ac 是否已然達到規定指標。

相關（correlation）指兩個或多個隨機變數間的關系，而相關系數是這種關系緊密程度的度量，其定義為：兩個隨機變數的協方差與它們的標准偏差乘積之比值，用Q 表示。

實際工作中，不可能測量無窮多次，因此無法得到理想情況下的相關系數，只能根據有限次測量所得的數據求得其估計數，用r(x、y) 表示

今將n 個樣本分別由坐標測量機和在線檢測設備測得的數值記為{x1，x2，x3，…，xn}和{y1,y2，y3，…y4}，i 為樣本編號，由此求得各自的算術平均值x 和y ，以及實驗標准偏差S(x)和S(y)。然後按式（4）可計算出相關系數的估計值r(x、y)。需注意的一點是，我們為把一個隨機變數X 經n 次測量獲得的n 個xi 值，以n 個樣本每個在CMM 上測量一次所得到的n 個xi值替代之。變數Y 情況相同。

可以證明|r|≤1,而當r=0 時，稱兩組數據完全不相關，而r 絕對值的大小決定了兩組數值間線性相關的程度。習慣上，|r|≥0.7 時，稱為強相關，否則稱弱相關，據此，在評估由在線檢測設備和CMM 生成的兩組測得數據的相關性時，若求出的相關系數r 小於0.7，即認為兩者無可比性，將不再採取修正和補償措施。反之，按照以下步驟來求取修正量。

假如被評定的在線檢測設備有m 項被測參數，則既有可能需進行m 次相關性分析，也有可能只需做1、2 次，完全視具體情況而定。但在正常情況下，多為前者。設j 是其中一項被測量，那麼n 個工件分別在兩種儀器上的測量值就為{x1j,x2j,x3j,…,xnj}和{y1j,y2j,y3j,…ynj}。比較其中任一工件i 的兩個測量值，求出偏差△ij：

△ij=Yij-Xij

在線檢測設備相對被測量j 的修正量△j 為:

同樣，可求出m 項被測參數中的其他個修正量。

若採取讓每個工件都在檢測設備上重復測量k 次的方式，則求得的偏差△ij 為， u 次測量是結果的平均值。相比上述一次測量，如此求得的修正量會更精確，經實施補償，消除測量結果中定值系統誤差的效果也更好。

現代多參數綜合檢測設備大多為計算機控制，無論採用的是比較測量原理還是絕對測量原理，輸入一組修正值以實現補償都已十分方便。

4 實例

以上方法的可行性和有效性，在經過實踐後得到了很好的驗證。下面通過兩個應用實例予以說明。

4.1 缸蓋多參數綜合檢測設備

該綜合測量設備位於發動機廠機加工車間一條自動化程度很高的缸蓋生產線中，用於檢測進、排氣凸輪軸孔直徑，孔中心距，孔中心線至底面和側面距離，同軸度等參數，被測量多達42 項。它採用比較測量工作原理，感測器類型為氣電（感）測頭，具備完善的計算機控制系統。在車間一隅的測量室中，配有計量型三坐標測量機PMM12106，按照規定，每天都要求送二個（1 個/班）合格工件到測量室比對、復檢。

比對測量的結果表明，對任一被檢參數，兩種測得值之間都有4～6μm 左右的差別，且在線檢測設備無一例外地表現為偏大。鑒於這是一條由先進工藝裝備組成的生產線，加工機床的機器能力指數很高，CM、CMK 值普遍遠大於2.0，使工件的實際製造尺寸均十分穩定地保持在中間公差附近。以缸蓋被測量中要求最高的二組16 個進、排氣凸輪軸孔（10 進、6 排）的直徑Ф200+0.021 為例，它們是這一工件中加工難度和檢測難度最大的參數，但CMM 實測結果顯示，按批量生產方式加工的孔徑均能控制在Ф20.010 左右。表1、表2 是針對其中二種不同的孔徑，抽10 個工件分別在檢測設備和三坐標測量機上做比對測量後的結果。

圖1、圖2 是據此繪制的圖形，圖中縱坐標是孔徑尺寸，但為能清晰地表達，橫坐標自名義值Ф20 起算，故指示的是偏離Ф20 的數值，單位為μm。盡管在線量儀較之CMM 有4～6 μm 的差距，但從表、圖可看出，在工件實際尺寸處於中間公差附近時，不會影響對工件合格與否的相同評價，因此正面解決這一問題的迫切性一段時間來沒有凸現。只是偶然發生了根據兩種設備測量出的結果，對同一工件作出相反判斷的情況，才導致了我們對這台在線檢測設備做較深入的分析。包括表1、2 和圖1、2 在內的統計資料就是這樣積累的。事實是，一旦被加工零件的實際尺寸接近公差上限時，明明還是合格的工件也會被在線檢測設備判為超差。盡管調整機床使加工處於最佳水平是有必要的，但在批量生產條件下，在線量儀的誤判無疑是十分危險的。

通過抽取10 個工件，分別在CMM 和在線檢測設備上進行測量，整理出包刮表、圖在內的統計資料。

直觀的印象已顯示，任一被測量經兩種設備檢測，所獲得的兩組數據之間存在著相關性。為此需按照上一節提供的思路和建立的方法進行嚴格的計算，然後再採取有針對性的措施。

步驟1，評估被測量j 在兩種儀器上的測得值{x1j，x2j，… ，x10j}與{y1j，y 2j，… ，y10j}之間線性相關的程度。為此，需利用這兩組數據，按上節中的公式（4）求出相關系數r，再根據r 的絕對值大小作出判斷。

圖1 圖2

經實際計算，包括表1、表2 在內的全部被檢參數的實測值，r 均在0.80～0.95 之間，其中大於0.90的將近一半。這表明，該在線檢測設備與三坐標測量機比對測量的結果為強相關，可以通過採取補償措施，有效地提高前者的精度。

步驟2，實踐「修正—補償」措施。用戶首先應根據實際情況，並參照一些已有的標准（指導性技術文件），給精度AC 規定一個指標，例如：本文第二節曾提到AC≤20%·T。對於前述缸蓋的16 個凸輪軸孔Ф0+0.021，可定為AC≤4 μm。而比對測量顯示，多數情況下已超過了這個指標，故有必要採取補償措施。反之，若某個被檢參數j 的「比對」結果表明還不到4 μm，則完全可免去這一步驟。

在表1、表2 的第三行，已寫入了兩個實測值之偏差△ij，接著根據上一節中的公式（5）求出相對被測量j（即表1 中的進氣凸輪孔D1 和表2 中的進氣凸輪孔D6）的修正量△j。然後，將△j，△j+1 等逐個輸入在線檢測設備的計算機控制器中，對這一台缸蓋多參數綜合測量機來講，由於採用比較測量工作原理，配有一個作為置零用的「標准件」，因此上述修正操作是比較容易的。

為驗證所完成的這一過程的效果，可再抽取若干工件進行比對測量，事實上確也如此做了。圖3、圖4 類似於圖1、圖2，也是兩進氣凸輪孔直徑的比對結果，兩對曲線的吻合程度表明，在證實強相關的前提下，經採取補償措施，精度已大為提高，在線檢測設備相對CMM 的實測值偏差，均控制在2～3 μm 之內。

發現了測量結果中定值系統誤差的存在，並在找出其變化規律後採取有效措施進行了校正，但這只是一個方面，能否找出產生這一誤差的原因以從根源上予以消除呢？經分析和通過有關試驗，弄清了內在機理，這完全是由於不同的測量方法引起的。前面曾提到，缸蓋綜合檢測機採用氣電（感）感測器和非接觸式氣動測頭，氣動測量對被測量表面的狀態很敏感，稍為粗糙一些就會因凹凸處的異常反射使測得的值偏大。鋁質缸蓋經組合機床最終加工，表面粗糙度為Ra2.5μm 左右，而鋼制標准件的被測面均經過磨削，表面光潔得多。當用CMM 和在線量儀檢測標准件時（後者為「置零」操作），測得值差別很小，但在測量工件時，檢測設備的實測值就會比CMM 大。另一項試驗表明，當我們採用由接觸式電感測頭組成的在線量儀測量同樣的鋁質缸蓋時，測得值與CMM 的測量就結果相當一致（見圖5），這反過來也證實了開始時的判斷。當然，氣動測頭的製造和安裝等因素的影響，也會引起測量誤差，就性質而言，也屬系統誤差，但與由測量方法引起的定值系統誤差明顯不同。由此也能理解，盡管經過統計分析，採取了修正/補償措施，在線檢測設備的測量結果與CMM 之間還是有一定的偏差。

圖5

至於如何消除這一引起定值系統誤差的根源，這乃是需要研製量儀的廠商解決的問題，應該在產品開發階段就予以考慮。

4.2 底架焊接總成在線檢測方法

這台檢測設備配置在轎車整車廠車身（拼焊）車間一條焊接自動生產線上，測量的對象是底架焊接總成。完全不同於機加工零部件，焊接總成、沖壓件這一類覆蓋件主要是由自由曲面組成的，被測量均為型面特徵點（包括孔的中心）在空間——確切地講是車身坐標系中的位置。此底架焊接總成上共有13 個被測點，都是曲面上的孔心位置，每個點都得用x、y、z 三個坐標來表達，故事實上被檢參數共有39 項。

該在線檢測設備是一套先進的多感測器視覺測量系統，作為感測器的光學攝象頭具有大量程、非接觸、快速和較高精度等特點，而且藉助某些精密測量儀器，通過採取局部標定和全局標定的方法，可把工件被測點在測量系統中的坐標轉換為在車身坐標系中的坐標，這就大大方便了對底架焊接總成各項被測量的實測結果直接作出評價。

鑒於被測的拼焊總成體積大、剛性差，若將其送到安放大型三坐標測量機的房間中進行比對測量，搬運過程中很易發生變形，從而影響檢測結果的准確性。經考慮，最後決定就在生產現場，採用關節臂坐標測量機PCMM 來實施。相比一般用於沖壓件、焊接件的各種CMM，這種攜帶型機種的精度要低些，但由於被測工件各項參數的公差都為±1mm 左右，而且在用PCMM 進行測量時，工件的定位狀態與在線檢測時完全一樣，又消除了一部分產生誤差的因素，因此還是不失為一種既實用也有足夠可信度的方法。

經對13 個測點、39 個空間坐標的比對測量，製成了相應的表和圖，表3 是兩種檢測手段對其中的測點7 的實測數據。
表3

圖6 為按照表3 比對實測數據繪制的三組相應曲線，直觀地反映了在線檢測設備與PCMM 對工件測點7 測得結果的關聯狀況。

首先，根據表3 中22 個樣本的實測數據，按前面所述相關分析方法，求出工件上點7 的x、y、z 坐標分別由在線檢測系統和PCMM 測得的對應數據之間的相關系數r，以確認其線性相關程度。計算結果為：

r7x =0.935， r7y=-0.950， r7z=0.941

這就說明，兩者之間的相關程度很高。通過對另外12 個測點的比對測量，以及對兩組實測結果的相關分析，獲得了其餘36 個相關系數r。全部39 項被測量的線性相關水平如表4 所示。表4 表明，所採用的在線檢測設備與關節臂坐標測量機比對測量的結果為強相關。需要指出的是，在通過局部/全局標定建立測量過程中的車身坐標系時，有幾個測點的Y 坐標方向設置反了，造成對比測量的結果分析呈現負相關，這從圖5 中的曲線圖7—Y—Y 可清楚看出。但在發現後由專業人員予以更正。

當然，在做以上這些工作之前，還是應當根據兩組實測值的比對結果，對在線檢測的實際結果設備各項被測量是否均達到規定精度指標作出評估。底架焊接總成與多數轎車車身覆蓋件相似，其上的39 項被測量的公差為±1mm，精度AC 則要求：AC≤20%·T，實測結果表明。包括測點7 的3 項在內，所有參數均超出了這一范圍，因此，進行上述線性相關分析，並在確認兩種檢測設備的測量結果有可比性，並呈強相關之後再採取相應的修正、補償才是有必要和有價值的。

圖6

表4

參照前面介紹的做法，如同實例1 中的步驟2 那樣，先求出對應於每個被測量j 的修正值△j，再將它
們逐個輸入在線檢測設備的控制計算機中，實施對定值系統誤差的補償。然後，通過若干樣本又一次的比對測量予以驗證，結果表明了達到預期的目標。39 項被測參數經在線檢測系統測量，與PCMM 之間的差別在[-0.2mm，+0.2mm]范圍內。

但需要指出的是，設置在車身生產線上的這台設備在對底架焊接總成進行檢測時所顯現的出的定值系統誤差，與實例1 的情況不同，主要在成因上。從前面分析可知，後者主要是由於兩種測量方法的差別引起的，由於比較單一，故比對測量後的偏差較接近。而造成這套車身在線檢測系統與PCMM 兩者測量結果差別的因素就多些，除測量方法不同是主要原因外，定位誤差也是一個重要因素。實施在線檢測時，工件由二維圓銷和一維削邊銷定位，但因處在生產自動線上，故這一過程不是人為完成，加上由覆蓋件的性質所決定，定位誤差帶來的影響就比實例1 大，當然這里既有「定值」成分，也有「隨機」成分，但結果都造成了兩種檢測設備比對測量的差別在較大范圍內變動。無疑，要從根源上減少甚至消除這些誤差成因是很困難的，特別是那些由被測件自身以及工藝特點所決定的因素。

毫無疑問，在評定一台檢測設備時採用對比測量並不鮮見，可謂常用方法。但如何科學、合理地對待測得數據，進而採取相應的後續措施改善其精度水平，事實上在過去並未很好解決，正因如此，在線檢測設備中的多參數綜合測量機（儀）的精度評定才被認為是個棘手問題。通過本文前二節的表述和最後兩個實例，說明了以數理統計中的相關分析為基礎，再結合必要的數據處理和修正、補償，能較真實地復現一台在線檢測設備的精度狀況，為客觀地作出評價提供依據。所推出的這種方法既規范，又有很強的可操作性，無論對設備製造商還是用戶都有價值。

參考文獻
1 羅寧，張玉萍，任柏林. 微機綜合測量系統的誤差因素分析. 工具技術. 1999 No.1
2 朱正德. 在線檢測設備評定方法的建立與實踐. 計量技術. 2001，No.10
3 朱正德. 機械加工設備能力的評定指標——機器能力指數 . 汽車標准化，2002 No.1
4 陳功振. 定值系統誤差的判斷及消除方法. 計量技術. 2002，No.8(end)