2022年[一致性检验] kappa一致性分析.doc

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1、2022年一致性检验 kappa一致性分析配对四格表的一致性检验 文章 编 号 ： （ ） 中 图分 类 号 ： ； 文献 标 识 码 ： 方 法评 介 配 对 四格 表 的 一 致 性 检 验 赵 莹 上海 ） （ 海 中 医药 大学 中药学 院 上摘 要 ： 给出了一种对配对四格表进行一致性检验 的检验方法 。 关 键 词 ： 配 对 四格 表 ； 一 致 性 ； 一致 最优 势 检 验 ： 计数 资料 的配对设 计常用 于两种检 验方法 、 断方法 的 诊 比较 ， 同一批病人 以两种方法作 检查或诊断 ， 如 同一 批样 品用 上 ， 致性非常好 。 一 两种方法做检测等 ， 其特 点

2、是对 样本 中各观 察单位 分别 用两 种方法处理 。配对设 计的计数资料的数据形 式往往 表示为配 对 四格 表 ， 表 示 。 如 所 表 不 同方法细菌检验结果 表 配对设计 的配对 四格表 这个例题若用 检验 ， ， 得出 阳性率不一 致 的结论 。之所 以会 出现这样 的矛盾 ， 那是 因为 检 验只考虑 了检验结果不一致 的两种情况 （ 和 本例 的 ， 和 ， ） 而没有 考虑样本 含量 和两法结果一 致的两种情况 （ 口和 检 验 方 法 ， 例的 和 ） 本 。本文 的方 法可 以用 于对这种 、 、 较大时配对 四格表 资料进 行一 致性 检验 。从另 一方 面看 ， 我

3、们得到 了不一致率 这 样的结 论 ， 出现 这种不 一致 即 的情 况只是一个小 概率事件 ， 以我们 不能用 所 检验 去检验阳性率的一 致性 。 在对配对 四格表资料 的分析 中， 一个 直观想法就是用 一 表示不一致率 ， 即 一一 表示一致率 。 我们知 道 ， 于给 定 的 单边假 设检 验问题 对 ， ： 存在一致最优势检验 ， 的 ： 它 拒绝 域为 小 结 其 中为不一致 的次数 ， ， 我们 可以直 接计算检 验的 本文 的方法可 以用于对配对 四格表资料进行一致性检 值 ， （ ） 。若 户 则拒绝 一 ，验。 原 假 设 认 为不 一致 率 ， 夕 ， 不 拒 绝 原

4、假 设 ， 若 则 不 能 认 为 一 致 率 ， 。 例题 本 文 的方 法 可 以 用 于 检 验 配 对 四 格 表 资 料 是 否 可 用 检 验 。 例 ： 甲、 用 乙两法进行 细菌检验 ， 比较两法 的检验效 果 ， 为 将每份样品分成 两份 ， 分别 用 两种 方法 进行 检 验 ， 到 得 个样品 的检验结果 ， 如表 所示 ， 问两种检验 方法的检验 结果 有无差别？ 解 ： ： ： 一 一 （ 一 ） 参考文献 茆诗松 ， 王静龙 ， 濮晓龙高 等数理统计北京 ： 高等教育 出版社 ， ， 刘 仁权 统计软件北京 ： 中国中医药 出版社 ， ， 茆诗松 ， 程依 明， 濮

5、晓龙 概率论与数理统计教程 京： 北 高等教育 出版 社 ， ， ， 的水准单侧检验拒绝原假设 不 以 ，一致率小 于 ， 即两 种检 验 方法 的 一致 率 达 到 了 以 收 稿 日期 教理 医药学杂志 文 章 编 号 ： （ ） 中 图分 类 号 ： 文献标识码 ： 年 第 卷第 期 方 法评 介 高级计算器 四格表资料卡方检验 的计算程 序 毕 永 文春艳 康秀春 ， （ 陕西 省子 长县疾 病预 防控 制 中心 子长 ） ： 及同类功能计算器 ， 使用 比较普遍 ， 笔者利 用 寄存器输入变量 ， 编制 了卡方检验 的计算程序 ， 出 值 得后， 可在 、 、 寄存器分别读取 、 、

6、 为下一 、 、 ， 步的校正计算提供 了条件 ， 合理 、 简单 、 方便 。现介绍如下 ： 公 式 一 ） （ 显 示 显 示 （ ） 状 态 程序存储器清零 进 入 程 序 区 程 序 一 一 一 一 三 （ ） 写 入 程 序 一 准备与计算 袭 两种类型胃溃疡 内科疗法治疗结果 一 一 （ 步 显 示 ） 退 出 参 考文献 状 态 寄存器清零 寄存器清零 输入校正 系数 输入变量 金丕焕 ， 主编 医 用 统 计方 法 第 上 海 ： 版 上海 医 科 大 学 出版 社 ， ， （ ： 令 ）令 ： 徐泱 ， 倪永斌 ， 金正 均 医学资料卡方检验的快速计算程序 上海 第二医科大学

7、学报 ， （ ： ， ） 杜佐华 卡方检验的计算 器编程 运算 数 理 医药 学杂志 ， ， （ ）： （ ， ， ） ； 收稿 日期 ： 陕 西省 子 长 县 中 医 院 弹道一致性检验判据论文弹道一致性检验判据论文摘 要：在对弹道进行一致性检验过程中，若不考虑检验过程中散布的影响，就有可能在非正态分布检验过程汇总出现错误判断。因此要想对弹药的弹道一致性做出正确的判断，需要从多个方面入手，从不同角度分析，综合判断之后才能做出最终是否满足弹道一致性的判断。1 检验判据来源分析在目前所用的一致性弹道检验准则中，若对两种散布密集度先沟通呢的两种武器系统进行检验，均采用T检验方式予以裁定。但是在实际

8、的研发过程中，这种假设很难实现，尤其对一些新跑单的配置上，即便是尽力将其弹道同老弹保持一致，但是由于使用的是旧的发射平台，新弹药无论在生产水平还是工艺上都有所提高和改进，在射击密集度上新弹都要具有一定的优势，这也是战绩指标要去的必然结果。正因如此，在进行判断的过程中必须满足相应的建设条件，一次保证检验判据的正确，如若不然就会导致结果出现误差，从而对决策以及设计造成影响，为了避免资源的浪费，必须对判断依据进行严格的条件限制。从检验判别式中可以分析出，若m=1，d0=0时，两个式子完全一致，所以可以将样本的均值差异检验作为弹道一致性检验的依据；对自由度进行调整以及对综合标准差进行计算时，根据T检验

9、方法就能够得出标准弹道的检验判据。所以，这种判据是间接应用了配对样本的均值差异检验。但是无论是直接还是间接的应用，在建设条件的确定中需要考虑的内容包括以下几点：（1）在检验中，配对样本值的差是不是能够看做为独立的随机变量，是不是服从正态分布。（2）一致性检验中，配对样本相关性是否显著。（3）对于检验功效，样本容量是否会对其造成影响。（4）对于配对样本差值，需要判断各组的差值能否归属为统一正态总体。（5）论证d0=0是否合理。从独立样本均值的差值检验以及分组检验式检验中可以分析出，当m=1，d0=0时，两个式子相同，所以，在此基础上对一致性检验进行判断的依据可以直接应用独立样本的均值之差；当m1

10、，d0=0，如果两样本各组来自同一样本总体，根据多组样本t检验原理，计算综合标准差和调整相应自由度，应用独立样本均值差异t检验法就可以得出弹道一致性分组检验多组情况下的检验判据。因此，该情况下是独立样本均值差异t检验方法的间接应用。不论是直接应用还是间接应用，对照独立样本均值差异t检验的假设条件，进行弹道一致性分组法检验需考虑以下几点：（1）同一弹各组试验样本是否服从正态分布，且来自同一正态总体。（2）两弹对应各组样本的独立性情况。（3）样本容量对检验功效的影响。（4）d0取值是否为零的论证。2 散布对现判据的影响分析某火炮系统配备的两种弹，分别为（1）和（2），某靶距Y方向上的3组弹道一致性

11、配对试验数据（已经过标准化），每组各10发，试验数据如表1所示。取置信水平=5%，采用国家军用标准弹道一致性检验方法对该方向上的两弹进行弹道一致性分析。计算分析结果如下：表1 某火炮系统配用的两弹弹道一致性试验数据因为 所以根据对应的判定标准，第一组满足弹道一致性，其他两组均不满足弹道一致性。从上面的计算结果我们发现，。虽然第一组平均弹着点的距离是第二组与第三组的1.2743倍和1.2749倍，并且第一组的散布偏差分别是第二组与第三组的1.5227倍和1.6194倍，但判定结果是第一组满足弹道一致性，而第二组与第三组不满足弹道一致性。由此可知弹道一致性检验结果受弹丸散布的影响较大，有时可能导致

12、平均弹着点接近的试验数据其检验结果不满足弹道一致性，平均弹着点相对较远的试验数据其检验结果却满足弹道一致性，换而言之，提高了射击命中率，弹道一致性反而不满足，从射击理论角度考虑这是不合理的。一方面弹道一致性检验判据不能充分反映实际射击效果的物理意义，故由一组试验数据计算结果判定弹道一致性是否满足一致性是片面的，如果三组中有一组不满足弹道一致性而判定不满足弹道一致性要求也试欠妥的；另一方面，应当综合考察并分析引起射击准确度和密集度的组之间差异显著性原因，或许检验不通过是由试验本身的误差因素造成的，故通过单纯的试验计算结果比较来确定是否满足弹道一致性是不客观的。大量检验结果表明：（1）在检验过程中

13、两弹样本虽然服从正态分布，但是其均值之差有肯能不服从；而其样本值之差不符合正态分布特点是由于方差的差异所致，若是采用多组实验，情况更是如此；这两种情况同检验基本假设均不符合，不能够直接予以应用。（2）同一弹种在不同组的检验中由于散布所引起的均值存在显著差异，因而同多组检验时的基本假设不符，所以使用多组检验的方式有可能出现判断失误。3 结束语由上述论述中可以得出，在对弹道进行一致性检验过程中，若不考虑检验过程中散布的影响，就有可能在非正态分布检验过程汇总出现错误判断。因此要想对弹药的弹道一致性做出正确的判断，需要从多个方面入手，从不同角度分析，综合判断之后才能做出最终是否满足弹道一致性的判断。参

14、考文献1徐明友.弹道一致性试验准则中的问题D.南京理工大学动力工程学院，2003.2吕延龙，游宁.平均弹道一致性试验评定方法研究D.弹箭与制导学报，2002.3国防科工委军标出版发行部.GJB3197-98.炮弹试验方法S.1998.4王中原，张领科.弹箭通用射表及弹道一致性检验方法M.北京：科学出版社，2008.5翁佩英，任国民，于骐.弹药靶场试验M.北京：兵器工业出版社，1995. 无金标准条件下的诊断试验一致性检验无金标准条件下的诊断试验一致性检验北京大学医学部生物数学教研窒（）安金兵曹波王强正确地评价诊断试验在临床上的作用对于现代医学有着重要的意义。对诊断试验的分析评价通常都借助于灵敏

15、度、特异度、预测值以及曲线下的面积等指标进行评价【，）。不过，这些指标在实际应用中考虑到患病率是直接与诊断对象相联系的不可控的外部参数，而诊断试验的结果通常只有在给定诊断对象是否患病的条件下才有实际的意义，本文假定如下的条件独立性：（，）（）（）（）存在比较大的限制。首先，上述指标的确定往往要求有“金标准”的参考。而在实际中“金标准”往往很难获得，或者由于具有较大的创伤性等原因而不被接受。针对这一问题，等人提出利用贝叶斯推断的方法来进行“无金标准”条件下的诊断试验评价【】。但这种方法在选择先验概率的类型以及设定先验分布所对应的参数时存在较强的主观性。其次，这些指标的估计容易受到诸如患病率以及诊

16、断对象的异质性等因素的影响，即使同一个诊断试验在推广到不同诊断对象时其结果也有可能存在较大的差异。针对上述缺陷，本文主要以诊断试验的一致性检验问题为例，介绍在“无金标准”的条件下对诊断试验进行分析评价的一种新思路。考虑到诊断试验在“无金标准”条件下信息不足的特点，本文并没有直接对患病率、灵敏度、特异度等参数的真值进行估计，而是借助于一致性假设来建立可求解的方程并获得在一致性假设成立的条件下特征参数的估计，进而得到检验统计量。统计方法为方便起见，本文将诊断对象是否患病分别用“”或“一”来表示，对于某诊断试验的检测结果则分另一方面，由于灵敏度和特异度等特征参数体现了诊断试验的内在特征，与诊断对象的

17、患病情况无关，从而基于灵敏度和特异度对诊断试验所做的分析评价也将更为可靠，所以本文针对两种诊断试验的一致性检验问题给出了如下的判决条件：（）（）【（一一）（一），、进而将两种诊断试验的一致性检验表述为如下的假设检验问题：心：诊断试验与诊断试验的诊断结果是一致的，即有（）式成立。，：诊断试验与诊断试验的诊断结果是不一致的。首先，在原假设成立的条件下，当两种诊断得出的结论不一致时，诊断试验以及将各有的概率做出错误的判断；反之，则要么同时正确判断，要么同时错误判断。从而，利用条件独立性假设（），诊断试验及的误判数目近似成立如下的两个多项式：（一）（一）：（。）（一）（一）孽哩翌考曼然孽氅仑夸曼曼字翼

18、慧量粤譬为黑别用“”和“一”来表示。那么，（，）就表示某性，其他的符号有类似的含义。现假设，对诊断试验以墨三苎型兰粪壁皇型壁墨一进行配婴验：黧篓黧委黧擎。以得；磊；晶磊苯釜耘衾妄“”“一。糍锚高警鼎套式的近似计算公式，可）（）：（。）（）。，（）（）（口）统计量则从总体上有较强的稳健性，并不随患病率和诊断参数的改变而有很大的改变。（一）（）（）【（）（）（）（）由上述几个估计式，利用条件独立性假设（）和全概率公式，不难给出在原假设成立条件下各个元素的期望的估计值。那么，类似于通常的列联表卡方检验，可定义如下的统计量：蒌，一（）并且，当原假设成立时，也即（）式成立时，近似服从参数为的卡方分布。数

19、据模拟这部分主要通过几个模拟过程来说明随着患病率以及诊断试验参数的改变，本方法的检验效果有何变化。为说明其合理性，还将其与通常的统计量（，以及统计量【的检验结果进行比较，模拟结果通过图表的形式给出。由于诊断试验的性能通常由灵敏度和特异度两个参数来表征，本文定义了如下的指标用以度量两种诊断试验之间的距离，也即两者的一致性程度：图当样本量为时三个统计量的比较（）一（）（一）一（一）显然，合理的检验统计量应该对于较小的给出较大的值，而对于较大的给出较小的值。在模拟过程中，样本总量分别取为和，分别取，及，患病率的取值等间距地从取到共个数值。对于的每一个取值，再模拟生成组不同的参数，每组参数均包括诊断试

20、验，的灵敏度和特异度共个参数。然后，对于每组参数分别模拟生成如表所示的列联表数据并计算上述几个统计量的值。最后，对所得的三种统计量的个值分别求平均值并标示于图中。图，中，横坐标表示患病率，纵坐标分别表示本文介绍的检验统计量（用“”表示）、统计量（用“”表示）、统计量（用“”表示）的值的平均。由上述图示可以看出，随着的增大，三个统计量的值总体上逐步减小；而随着样本量的增大，值总体上也逐步减小。这说明上述几个统计量都有其合理性，均为可选的方法。但是，这三个统计量中，统计量的跳跃性较大，尤其是当较大时，依然有可能给出较大的值；统计量则图当样本量为时三个统计量的比较讨论首先，在临床诊断试验中，由于检测

21、阳性率及检测阴性率等指标与诊断人群的患病率有直接的关系，其独立性通常是无法满足的，因此，在进行临床诊断试验的分析评价时，如（）式所示的条件独立性假定应该有一般的意义。其次，对于“无金标准”条件下诊断试验的分析评价，一般的方法都要求尽可能准确地估计灵敏度、特异度以及患病率等参数值。但是，由于“无金标准”条件下诊断试验并无确定的参照标准，通常情况下都无法建立类似于（）式的方程来求解参数；采用贝叶斯方法进行估计又面临选择先验分布的困难。本文则摆脱了这一习惯性思维，并不对这些参数的真值进行估计，而是根据如（）式所示的原假设命题建立相应的方程来获取这些参数在原假设成立条件下的估计，最后再进行假设检验。既

22、然参数的估计值仅是原假设成立条件下方程的解，那自然不要求参数的估计值尽可能地接近参数真值，这使得在不借助于先验知识的前提下对这些诊断试验参数的估计成为可能，大大降低了分析的难度。对于患病率的极端取值比较敏感，当患病率非常小或者非常大时总倾向于给出较小的值；而本文的检验生垦里生缠盐鲤生屋筮丝鲞星！塑最后，由于（）式昕示的估计量是在原假设成立条件下方程的解，只要两个诊断非常接近时参数估计就越接近于真值，从而卡方统计量的值也就越小，反之值就越大。因此，正如图中所示，本文所介绍的检验统计量对于诊断参数以及患病率的改变是比较稳健的。至于统计量则可以从期望的角度近似表示成如下的形式：异性。类似地，统计量的

23、最主要部分也可以近似表示成如下的表达式：（）一（）。其中，分别是与诊断试验以及的灵敏度和特异度有关的常数，且一般不为。那么，由此可以看出，当患病率很大或者很小时，统计量的值总会很小，这就说明了统计量为什么容易受到患病率极端取值的影响。参考文献等竿，（，一）一（一，）（，一）（一，）其中，（，一）一（一，）可以化简为：”，：，（）一（）（）一（一）一（一）（一）可以看出，当患病率接近时，即使很大，由于上述两部分的差运算，统计量的值也有可能很小，从而也会有较大的值；而当患病率很大或者很小时，仅有一项起主要作用，从而比较大时统计量的值也会较大，反之较小。这就解释了为什么图中统计量会有较大的变，：，（

24、）：，离散多元分析：理论与实践张尧庭译中国统计出版社，。：加强信息流控制，提高统计质量河南平顶山平煤集团总医院信息部（）赵锦医院信息化使统计人员工作量相对减少，但报表的质量还要有保障。提高基础数据的准确性。减少统计误差成了信息化实施过程中的主要任务之一。报表中的数据源头主要来自门诊挂号、收费、住院登记收费、病房医生站、护士站等。挂号室、住院处是病人基本信息的源头，漏录、错录病人基本信息是造成病人诊疗项目报表不准确的主要原因；护士工作站、医生工作站医嘱录入、首页信息填写不规范，造成病种统计指标及医疗报表不准确；收费处费用信息录错，药房错发、错摆病人药品，造成病人费用信息错误；人为因素影响：操作人

25、员责任心不强，或故意利用程序的漏洞人为破坏数据的准确性。因此，医院必须加强信息流的控制，防范信息流通领域的差错，最大限度地保障信息的准确。我院采取了两种手段来解决这个问题；从程序上堵塞漏洞。管理上加强职能监管来确保基础数据的正确率、可信度。具体做法有：程序上，与开发商配合，完善程序功能，加强数据录入时的有效性检查，不合格数据程序不允许录入，增加录入界面的引导功能，录入数据时提示录入的方法及范围。成立信息系统数据监管委员会，由计算机室及相关部门人员组成，定期对各类数据审核及抽查。如财务组定期抽查退费单据手续是否齐全，病案组每天审核出院病人首页信息是否完善。确退费流程，门诊退费病人需拿原始单据经执

26、行科室主任、主治医生、门诊部主任签字后方可办理；病区只有记账权限没有退费权限，需要退只有护士填写申请，护士长和科主任签字后由住院处收费人员退费。药品方面：开发了出入库对账，药房发放与住院计费对账程序，每日核对药品出库与入库、药房发出与住院记费数据是否一致，并定期考核部门抽查贵重药品出入库流水账是否正常。差错数据与效益工资挂钩，按其严重程度扣罚工资由几元到几百元不等，有的甚至达到了千元。通过程序控制和人为干预，医院基础数据准确率大大提升，冗余数据大量减少，相同报表由不同口径统计的结果一致，管理人员对更加信任和依赖。最近看到一些医院虽然也上了，但财务犯罪时有发生，虽然通过很快查出了罪证，但损失已经

27、产生。而我院通过对信息流的控制措施，无意中弥补了程序无法控制的环节，防范了此类犯罪的发生，起到了一箭双雕的作用。一致性在检验认证机构的重要性研究 一 致 性在检验认 证机构 的 重 要 性研 究 文 都 晋 东 李 武 摘 要 本 文 对 一 致 性 在 检 验 认 证 机 构 的 重 要 性 进 行 分 析 并提出 了 解 决问 题的 若干 要素 。 关 键 词 检 验 认 证 机 构 一 致 性 测 试 检 验 认 证 行 业 作 为 现 代 服 务 业 已 经 有 百 年 的 历 史 。 随 着 产 品 督 ， 不 代 表 买 卖 双 方 的 利 益 做 出 客 观 真 实 的 评 价

28、， 因 此 具 有 一 讨 致 性 、公 正 性 和独 立 性 ；通 过企 论 系 统 的 要 求 。 正 如 短 板 原 理 所 述 ， 以 上 任 何 一 方 出 现 非 一 致 生产 的活 跃 和 贸 易往 来 的增 多 ， 检 验 认 证 活 动 不 断 向 深 度 和 广 度 开 展 。 检 验 认 证 活 动 最 初 是 由 第 一性 错 误 失 误 ， 都 会 造 成 最 终 结 果 的 非一 致 性 。 业 自身信 誉 、政 府授 权 或 行 业 自 影 卜 方 和 第 二 方 开 展 的 ， 前 者 是 企 业 为 了 提 高 自 身 的 管 理 水 平 和 产 品 质 量

29、主 动 进 行 的 自 我 评 价 活 律 ， 企 业 能 够 获 得 需 求 方 的 认 可 一 和信 任 ， 出 具 的 检 验 结 果 或 证 书 致 是规范 性 的 和 被 社 会 接 受 的 ， 具 有 的 权威性 。 因 二 、影 响一致性 的因素 以 日 常 检 验 为 例 子 ， 为 什 么 某 些 企 业 的 同 一 产 品 ， 不 同 人 测 试结 果也 不 同。通 过分 析 ， 一动 ； 后 者 是 产 品 的 购 买 方 自 行 或 委 托 第 三 方 进 行 评 价 活 动 。 然 而 素 一、致性 的特征 的 基 本 特 发 现 造 成 这 种 不 一 致 性 结

30、果 的 原 因 有 以 下 几 个 方 面 ： 一 是 不 同 操 作 人 员 对 测 试 的 认 知 存 在 第 一 方 和 第 二 方 进 行 的 活 动 有 一 定 的局 限 性 ，不能 很 好 地 满 足社 会 对 安 全 和 质 量 的 两 种 需 求 ： 一 是 对 独 立 性 、 专 业 性 和 公 正 性 评 定 的 需 要 ， 二 是 对 评 定 结 果 一 致 性 ，公 信 力 、 权 威 性 的 需 要 。 而 第 三 方 开 展 检 验 认 证 活 动 能 够 满 足 上 述 需 求 ， 则 具 有 以 下 致性是 指 事务一征 或 特 性 相 同 ，其 他 特 性 或

31、 特 征 相 类似 。从认 知 的角度 说 ， 一差 异 ； 二 是 操 作 流 程 存 在 差 异 ， 比 如 对 测 试 样 品 没 有 做 到 标 准化 ；三是 对设 备 的使 用 ， 调 试 ， 参 数 设 定 存 在 差 异 ； 四 是 在不 同的环 境 下进 行 测试 ， 导 致 环境 对 测 试 结 果 的影 响 。 致 性 必 须 经 过 许 多 比较 和 鉴 别 才 能 体 现 出 来 。 对 于 一 致 性 的 要 求 是 ： 结 果 可 以 复 核 ， 可 以 溯源 。 对 于 第 三 方 的 检 验 认 证 机 构 来 说 ， 一 致 性 不 仅 是 对 机 构 所 出

32、 具 的 报 告 的 要 求 ，也 是 对 优 势 ： 具 有 技 术 、 人 员 和 设 备 支 三 、 提高一致性的措施 人 员 对 人 员 的 培 训 要 充 分 到 撑 ，专 业从 事检 验 认 证 的 某 些 领 域 ， 具 有 相 关 业 务 的 能 力 及 经 验 ，能 够做 到 专业 化 ，一 致 性 ； 受 行 业 性 质 要 求 以 及 社 会 各 界 监 机 构 人 员 、 设 备 、 方 法 学 、 环 境 条 件 ， 材 料 等 一 系 列 相 关 流 程 的 要 求 ， 是 对 整 个 检 验 认 证 位 。对 于检 验 认证 机 构 来说 ， 质量与认证 检 验

33、鉴 定 人 力 资 源 是 检 验 认 证 机 构 的 灵 魂 与 支 柱 。 如 果 人 员 培 训 不 到 位 ， 造 成 人 员 理 解 不 完 全 ， 出 现 偏 差 。 那 么 每 个 人 有 每 个 人 的 做 法 ， 同 一 个 人 ， 今 天 做 的 的 、 规 范 的 流 程 ， 以便 不 同 人 使 用 不 同 的 设 备 都 能 得 到 相 同 的 结 论 。 好 比 在 检 验 认 证 业 务 中 ，如 何 抽 样 ，保 证 样本 的典 型 性 、可 代 表 性 就 是 一 门 很 深 的 学 问 。 只 会 规 定 换 算 系 数 ， 以 便 能 折 算 成 同 一

34、条 件 下 的 测 试 结 果 。 但 如 果 检 验 认 证 机 构 对 环 境 条 件 没 有 管 控 ，或 者 管 控 不 到 位 ，导 致 测 试 环 境 超 过 了 规 定 的 区 间 值 ， 从 而 导致 结果 的偏 差 。 和 明天做 的可 能也 都 不 一样 ， 从 一 开 始 就 影 响 了 一 致 性 的 要 求 ， 结 果 可 想 而 知 。 比 如 某 些 实 验 ， 需 要 预 处 理 再 进 行 浸 水 ， 测 试 人 员 由 于 对 测 试 要 求 不 完 全 理 解 ， 前 几 次 未 进 行 预 处 理 就 进 行 浸 水 导 致 测 试 结 果 错 误 ，

35、造 成 不 一 致 。 又 比 如 测 试 人 员 虽 然 记 得 要 先 进 行 预 处 有 保 证 抽 样 活 动 中样 本 的 典 型 性 和 可 代 表 性 ， 才 能 减 少 错 误 失 误 ， 缩 小 误 差 ， 提 高 精 度 。 例 如 某 些 审 核 员 在 抽 样 活 动 中 ， 为 了 方 便 和 节 省 时 间 ， 只 抽 取 最 近 生 产 的 产 品 ，记 录 ， 只 查 看 当 天 正 在 上 班 的 员 工 的 培 训 记 录 ， 而 忽 材 料 用 于 完 成 测 试 和 审 核 的材 料 也 会 对 检验 认 证机 构 所 从 事 业 务 能 否 达 到 一

36、 致 性 产 生 影 响 。检 验 认 证 机 构 必 须 对 所 使 用 到 的 材 料 进 行 管 控 。 比如 对 于 某 些 测试 ， 需 要 对 样 品 进 行 极 端 条 件 的 预 处 理 ，例 如 浸 泡 汽 油 ，煤 油 ， 检 验 认 证 机 构 人 员 不 能 偷 懒 或 者 贪 图 视 那 些 上 晚 班 的 员 工 。 又 或 者 审 核 员 只 查 看 、 检 查 自 己 熟 悉 的 工 理 ， 但 对 预 处 理 的 要 求 比 较 马 虎 ， 也 容 易 造 成 测 试 结 果 的 不 一序 ， 领 域 ， 而 忽 视 其 他 工 序 等 方 面 。 通 常 ，

37、 检 验 认 证 机 构 对 于 各 种 业 务 都 有 一 套 标 准 的 作 业 方 法 ， 检 验 认 证 机 构 必 须 时 常 培 训 ，考 核 员 工 ， 确 保 所 使 用 的 方 法 是 一 致 的 ， 减 少 造 成 偏 差 的 可 方 便 而 使 用 自来 水 ， 矿 物 油 等 来 代 替 。 这 样 必 然 会 导 致 测 试 结 果 的错 误 ，从而 影 响了一 致性 。 致。 设 备 检 验 认 证 机 构 对 所 使 用 到 的 设 备 也 必 须 进 行 管 控 ， 必 须 保 证 四 、小结 对 于 检 验 认 证 机 构 来 说 ， 随 着 这 个 行 业

38、越 来 越 成 熟 ， 市 场 越 所 使 用 的 设 备 一 致 性 要 求 。 即 能 保 证 设 备 质 量 稳 定 ， 参 数 设 置 合 能 ，包括 主观 和客观 方面 。 环 境 环 境 条 件 的 不 同 也 会 对 检 验 认 证 机 构 的 一 致 性 产 生 影 响 。 为 了 实 现 一 致 性 ， 必 须 对 当 时 的 环 境 条 件 进 行 控 制 。 对 于 测 试 机 构 理 ，精 度 满足 某 一 实验 要 求 。例 如 某 些 产 品 的 耐 电 压 测 试 ， 测 试 标 准 要 求 耐 压 机 的 输 出 容 量 必 须 达 到 某 一 定 值 才 可

39、以 使 用 ， 比 如 ， 如 果 耐 压 机 输 出 容 量 小 于 ， 则 会 对 测 试 结 果 造 成 影 响 ， 从 而 造 成 一 致 性 偏 差 。 又 比 如 在 测 量 温 度 的 测 试 中 ， 热 电 来 越 大 ， 竞 争 越 来 越 激 烈 ， 如何 保 证 一 致 性 ，是 每 一 个 检 验 认 证 机 构 应 该 制 定 的 终 极 目标 。 而 言 ， 绝 大 部 分 标 准 和 规 范 都 对 测 试 项 目环 境 条 件 制 定 了 要 求 。 同 一 个 测 试 项 目 ， 即 使 同 一 个 人 操 作 ，使 用 相 同 的 测 试 设 备 ， 采 用 相 同 的 测 试 方 法 ， 如 果 环 境 条 参 考 文献 郭 朝 先 ， 王 虹 ， 谢 圣 利 等 国 际 检 验 认 证 行 业 发 展 的 偶 的 选