楊 碩 潘志強(qiáng) 高 威 周玉龍 王斗文

（1． 遼寧省大連沙河口區(qū)政府，遼寧大連 116021；2．遼寧省大連西太平洋石化公司； 遼寧大連 116003；3．中國合格評定國家認(rèn)可中心，北京 100062；4．中國石油大連石化質(zhì)檢計量中心；遼寧大連 116032 ； 5．遼寧省大連海關(guān)技術(shù)中心，遼寧大連 116001）

一、簡介

生活飲用水的感官性狀指標(biāo)應(yīng)按GB 5749和GB/T 5750.3實施，GB 5749中規(guī)定，感官性狀指標(biāo)應(yīng)為無嗅無味以及無肉眼可見物。GB/T 5750.3的水質(zhì)分析質(zhì)量控制，其要求過程是通過對有證參考物質(zhì)（或控制樣品）的檢驗結(jié)果來評價分析工作的精密度。

然而，感官性狀的指標(biāo)是不能直接確定其特性，若將其定量分級將是一項十分復(fù)雜的、不易完成的工作[4]。本文認(rèn)為，這是一種離散型隨機(jī)變量（0和1）的概率分布，即服從以二進(jìn)制觀察來完成的兩點分布。

CNAS-GL014中明確指出，評價小組的評價近似于儀器設(shè)備性能的評價，評估方法主要是圍繞結(jié)果的重復(fù)性、再現(xiàn)性和一致性測試所采用的試驗設(shè)計、統(tǒng)計技術(shù)和評價標(biāo)準(zhǔn)來開展的[5～6]。

客觀的說，CNAS-CL01[7]中的技術(shù)環(huán)節(jié)和要求在我國相關(guān)領(lǐng)域的統(tǒng)計應(yīng)用方面上較為薄弱，尤其在涉及到飲用水的質(zhì)量動態(tài)監(jiān)控上亟待加強(qiáng)。為確保感官性狀指標(biāo)檢查體系的符合性，與其他領(lǐng)域的質(zhì)量監(jiān)控一樣，應(yīng)具備應(yīng)對風(fēng)險和機(jī)遇的監(jiān)控意識[8～9]，一段時間內(nèi)，針對來自某地區(qū)生活飲用水的嗅味和肉眼可見物評價，展開質(zhì)量調(diào)查并采取相應(yīng)的措施，對表1中的數(shù)據(jù)集和結(jié)果進(jìn)行了AD統(tǒng)計監(jiān)控[10～11]。

二、統(tǒng)計結(jié)果與分析

（一）嗅味和肉眼可見物的統(tǒng)計監(jiān)控

在較長一段時間內(nèi)，針對所抽取的代表性瓶裝飲用水樣品，某地區(qū)組織了不同評價員的感官性狀指標(biāo)鑒定。考慮到感官評價員的疲勞、評價批次間的疲勞等因素和感官評價員的舒適情況對檢驗結(jié)果的影響，則允許目測之間有足夠的時間間隔。詳見表1。

表1 不同類型瓶裝飲用水的抽樣檢查

（二）分析討論

根據(jù)表中所示，這種分布的特點是感官目測獨立重復(fù)進(jìn)行，每次檢查只有兩種結(jié)果，每次結(jié)果呈獨立性，發(fā)生概率在各次目測中不變，充分體現(xiàn)了二項分布的特征，其理論方差為

文獻(xiàn)3的接受/拒收兩種概率的定性觀察分析，首先需進(jìn)行隨機(jī)組合，轉(zhuǎn)換為比例響應(yīng)（p）的調(diào)查方案，然后做最終結(jié)果的量化評估。在此基礎(chǔ)上，實質(zhì)上就是定性分析系統(tǒng)賦予的精密度性能研究。

表中的h/k一致性設(shè)計[12]歸屬于單向分類且排除二階效應(yīng)的t檢驗，將感官性狀樣本隨機(jī)安排到各個單元組中，僅考慮一個因素作用，屬于目測分析的完全隨機(jī)化實驗。從表中的嗅和味參數(shù)檢查來看，第7個評價員的h值接近臨界，且給出非靈敏響應(yīng)的k=0；另有第5評價員的k值超出臨界。這些均表明該兩個評價員的性能與總體評價體系非具一致性。

AD統(tǒng)計監(jiān)控為擬合優(yōu)度檢驗。在表1復(fù)雜的處理過程中，大量隱藏和潛在的交互和干擾效應(yīng)、以及數(shù)據(jù)變換所產(chǎn)生的非正態(tài)現(xiàn)象（盡管有時承認(rèn)其不對稱的潛在分布意義），使得混雜變異源非因果關(guān)系的強(qiáng)關(guān)聯(lián)而造成模型擬合的失敗。有鑒于上述，本文強(qiáng)調(diào)了正態(tài)性的檢驗，此意味在期間精密度條件下的數(shù)據(jù)集宜通過i.i.d.（隨機(jī)變異獨立同分布）的AD統(tǒng)計來進(jìn)行判斷。這種正態(tài)性判斷宜建立在目標(biāo)變量的h值變換診斷，基于Weibull累積分布函數(shù)的線性化，利用的遞推來度量隨機(jī)樣本與理論P(yáng)DF的兼容性。表1通過AD檢驗?zāi)茏畲笙薅缺苊馊藶槠院驮囼炞儺惖恼`估，有助于系統(tǒng)改進(jìn)和模型擬合選擇的解釋和處理。表中嗅和味、以及肉眼可見物的陽性診斷，分別有AD（h）=0.242和AD（h）=0.623，管理中心做了認(rèn)真地調(diào)查后，并未發(fā)現(xiàn)有特殊原因或可查明原因出現(xiàn)，認(rèn)為整個檢查體系的受控狀態(tài)成立。

表2為系列比例響應(yīng)（p）的質(zhì)量變化趨勢，其中的控制限建立來自以及z值視為p響應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)值。

表2 z值與h值的動態(tài)監(jiān)控

根據(jù)表2的統(tǒng)計結(jié)果，建立了質(zhì)量趨勢動態(tài)監(jiān)控圖，詳見圖1，其中：

圖1 性狀指標(biāo)比例響應(yīng)及其變換值的質(zhì)量趨勢動態(tài)監(jiān)控

給出了p值的質(zhì)控圖，其×符號為上下控制限。

給出了p值變換后的散點圖，其z和h的符號分別為○和●。

兩個性狀指標(biāo)的p值控制圖顯示，其系列值均處于上下控制限內(nèi)，且圍繞各自的中心線（0.035和0.045）而隨機(jī)發(fā)散。同樣，p值變換后的系列z/h結(jié)果也隨機(jī)分布在臨界限內(nèi)（±2和±1.67），若質(zhì)疑系列結(jié)果圍繞0周圍的隨機(jī)發(fā)散，可視為有限的目測次數(shù)所致。在經(jīng)調(diào)查未找到明確證據(jù)表明方法操作上有誤時可不做剔除，只能在后續(xù)觀察增多的跟蹤監(jiān)控中予以關(guān)注變異的趨勢，以便隨時加強(qiáng)對感官性狀所開展的檢查和糾正措施。

從以上的圖1監(jiān)控可以確認(rèn)，兩個性狀指標(biāo)的陽性檢查總體呈正常變異的隨機(jī)性趨勢，這從AD（z）和AD（h）的檢驗得到佐證：嗅和味的陽性檢查系統(tǒng)有AD（z）=0.763和AD（h）=1.048；肉眼可見物的陽性檢查系統(tǒng)有AD（z）=0.767和AD（h）=0.768。

三、結(jié)論

感官性狀陽性檢查結(jié)果轉(zhuǎn)換成比例響應(yīng)（p），然后納入到質(zhì)量趨勢動態(tài)監(jiān)控的控制限內(nèi)。較之其它度量的標(biāo)準(zhǔn)差變異，穩(wěn)健性（robust）統(tǒng)計給出的s（IQR）要小。鑒于兩個指標(biāo)陽性p響應(yīng)的AD正態(tài)性假設(shè)成立，故嗅和味、以及肉眼可見物的不確定度有（0.022+0.027）=0.05。

本文的受控體系假定，是建立在隨機(jī)抽樣變異的代表性模型上，若能配合擬合優(yōu)度的檢驗，宜對比例響應(yīng)（p）轉(zhuǎn)換值實施正態(tài)性的AD統(tǒng)計，以避免對受控體系合理假設(shè)的嚴(yán)重扭曲。

文中受控體系的建立和評價非一成不變，需隨時提交后續(xù)的檢查數(shù)據(jù)，持續(xù)跟蹤和更新才會有助于質(zhì)量目標(biāo)的優(yōu)化。建議立足于top-down整體理念[13]，對出現(xiàn)的各種變異趨勢做統(tǒng)一監(jiān)控，努力將其維持在可接受的決策誤差水平上。