Tiêu chuẩn Việt Nam TCVN 6661-1:2000 - ISO 8466-1:1990

Tiêu chuẩn Việt Nam TCVN 6661-1:2000 - ISO 8466-1:1990 giới thiệu về chất lượng nước - hiệu chuẩn và đánh giá các phương pháp phân tích và ước lượng các đặc trưng thống kê - phần 1: đánh giá thống kê các hàm chuẩn tuyến tính. Mời các bạn tham khảo.

tcvn tIªu chn vIƯt nam TCVN 6661-1 : 2000 ISo 8466-1 : 1990 chất lợng nớc hiệu chuẩn đánh giá phơng pháp phân tích ớc lợng đặc trng thống kê phần 1: đánh giá thống kê hàm chuẩn tuyến tính Water quality Calibration and evaluation of analytical methods and estimation of performance characteristics Part 1: Statistical evaluation of the linear calibration function Hµ nội -2000 Lời nói đầu TCVN 6661-1 : 2000 hoàn toàn tơng đơng với ISO 8466-1 : 1990 TCVN 6661-1 : 2000 Ban Kü thuËt Tiªu chuÈn TCVN/TC 147 Chất lợng nớc biên soạn, Tổng cục Tiêu chuẩn Đo lờng Chất lợng đề nghị, Bộ Khoa học, Công nghệ Môi trờng ban hành tiêu chuẩn việt nam Chất l−ỵng n−íc − Tcvn 6661− : 2000 HiƯu chn đánh giá phơng pháp phân tích ớc lợng đặc trng thống kê Phần 1: Đánh giá thống kê hàm chuẩn tuyến tính Water quality Calibration and evaluation of analytical methods and estimation of performance characteristics Part 1: Statistical evaluation of the linear calibration functions Phạm vi áp dụng Tiêu chuẩn trình bày bớc để đánh giá đặc trng thống kê hàm hiệu chuẩn dạng tuyến tính Tiêu chuẩn đợc áp dụng cho phơng pháp đòi hỏi việc hiệu chuẩn Các phần tiêu chuẩn nêu việc xác định giới hạn phát giới hạn xác định phơng pháp nh ảnh hởng cản trở đặc trng thống kê khác Mục đích tiêu chuẩn để đánh giá phơng pháp phân tích tuý để tính toán đặc trng thống kê hàm chuẩn Để đa kết phân tích có khả so sánh dùng làm sở cho việc kiểm soát chất lợng phân tích, việc hiệu chuẩn đánh giá phơng pháp phân tích cần đợc thực cách thống Định nghĩa Trong tiêu chuẩn sử dụng định nghĩa sau 2.1 phơng pháp phân tích: Phơng pháp phân tích gồm hớng dẫn qui trình, đo, hiệu chuẩn đánh giá (xem hình 1) Thực tế cho thấy, hớng dẫn qui trình đo phụ thuộc phơng pháp chúng đối tợng tiêu chuẩn hoá phơng pháp tơng ứng đó, hớng dẫn hiệu chuẩn đánh giá cần thiết cho phơng pháp phân tích có ®ßi hái sù hiƯu chn TCVN 6661-1: 2000 2.2 hớng dẫn hiệu chuẩn : Hớng dẫn cách xác định hàm chuẩn từ liệu yi thu đợc ®o nång ®é chuÈn ®· cho xi §é dèc b hàm chuẩn có ý nghĩa nh thớc đo độ nhậy phơng pháp phân tích, độ lệch chuẩn phơng pháp , sxo, giá trị đặc trng thu đợc từ thực nghiệm hiệu chuẩn Độ lệch chuẩn sxo cho phép so sánh phơng pháp phân tích độc lập Đối với ngời sử dụng phơng pháp, đặc tính chuẩn mực để kiểm soát chất lợng nội phòng thí nghiệm Mẫu xuất xứ hớng dẫn qui trình Mẫu đo hớng dẫn đo Giá trị đo đợc hớng dẫn hiệu chuẩn đánh giá Kết phân tích Hình Phơng pháp phân tích 2.3 Hớng dẫn cách tính toán nồng độ từ giá trị đo đợc sử dụng hớng dẫn đánh giá: hàm hiệu chuẩn Hơn thế, khoảng tin cậy cho phép đánh giá cách khách quan độ không xác kết phân tích [2] 2.4 giá trị đo đợc : Giá trị mang tính nguyên hệ thống đo, phụ thuộc nồng độ (thí dụ độ tắt quang) Chú thích Khái niệm giá trị thông tin thể tích đo đợc ®ång nghÜa 2.5 ®é lƯch chn d− sy: §é lƯch chuẩn d thể phân tán giá trị quanh đờng hồi quy đà tính đợc Nó giá trị phản ánh độ xác việc hiệu chuẩn Trong tiêu chuẩn độ lệch chuẩn phơng pháp có ý nghĩa chuẩn độ lệch qui trình hiệu chuẩn 2.6 độ lệch chuẩn phơng pháp sxo: Tỷ số độ lệch chuẩn d sy độ nhạy b hàm hiệu chuẩn Độ lệch chuẩn phơng pháp thể tính phơng pháp phân tích áp dụng đợc với khoảng làm việc (xem công thức 13) Trong tiêu chuẩn độ lệch chuẩn phơng pháp chuẩn độ lệch qui tr×nh hiƯu chn TCVN 6661-1: 2000 2.7 hƯ số biến động phơng pháp Vxo: Tỷ số độ lệch chuẩn phơng pháp sxo giá trị trung bình biểu kiến x thờng nằm điểm khoảng làm việc Xem thêm thích 2.5 2.6 2.8 khoảng làm việc (của phơng pháp phân tích): Khoảng nằm lợng nồng độ khối lợng thấp cao nhất, khoảng đợc xác định thực nghiệm đà đợc kiểm chứng thống kê nhờ việc hiệu chuẩn phơng pháp Giới hạn thấp khoảng làm việc giới hạn phát phơng pháp phân tích 2.9 tính phơng sai: Tính phơng sai liệu đợc khẳng định, nh phơng sai thu đợc từ phép phân tích lặp mức khác không thực phụ thuộc vào nồng độ biểu kiến chúng 2.10 độ nhạy phơng pháp phân tích: Độ dốc hàm hiệu chuẩn phơng pháp phân tích đợc thực khoảng làm việc bao gồm tất bớc qui trình 2.11 Mẫu đo (mẫu phản ứng): Mẫu đợc dùng đo trực tiếp phép xác định Mẫu đo thờng đợc tạo cách thêm thuốc thử cần thiết vào mẫu phân tích Hiển nhiên là, không thêm thuốc thử vào mẫu phân tích mẫu đo mẫu phân tích nh Ký hiƯu xi Nång ®é cđa mÉu chn thø i i ChØ sè møc nång ®é, i = 1, 2, , N N Sè møc nång ®é (TCVN 6661-1: 2000, N = 10) x1 Nång ®é cđa mÉu chn ë møc thấp khoảng làm việc (mẫu chuẩn thứ nhất) x10 Nồng độ mẫu chuẩn mức cao khoảng làm việc (mẫu chuẩn thứ 10) yi,j Giá trị đo thứ j mức nồng độ xi j Chỉ số phép đo lặp j mức i, j = 1, 2, , xi ni Số lần lặp nồng độ xi yi Trung bình giá trị ®o yi,j cña mÉu chuÈn cã nång ®é xi y$ i Gía trị nồng độ chuẩn xi đợc tính từ hàm chuẩn si2 Phơng sai giá trị đo phân tích mẫu chuẩn có nồng nồng xi fi Số bậc tự để tính phơng sai (fi = ni - 1) a Giá trị tính toán với mẫu trắng (điểm cắt trục tung đờng chuẩn) b Độ nhạy phơng pháp (độ dốc đờng chuẩn; hệ số hồi quy) x Trung bình nồng độ chuẩn xi, tính đợc từ thực nghiệm hiệu chuẩn TCVN 6661-1: 2000 y Trung bình giá trị đo yi, thu đợc từ thực nghiệm hiệu chuẩn sy Độ lệch chuẩn d sy1 Độ lệch chuẩn d thu đợc tính đờng hồi quy tuyến tính sy2 Độ lệch chuẩn d thu đợc tính đờng hồi quy không tuyến tÝnh DS2 Sù kh¸c biƯt vỊ ph−ong sai y Gi¸ trị đo mẫu phân tích n Số lần lặp mẫu phân tích y$ GIá trị trung bình từ n phép đo lặp x$ Nồng độ mẫu phân tích, tính từ giá trị đo y x$ Nồng độ mẫu phân tích, tính từ trung bình giá trị y$ t(f1, 1-) Bảng phân bố t víi sè bËc tù f1 = N - mức tin cậy (1-) (t phân bố Student) F(f1,f2,1-) Bảng phân bố F (Fisher - Snedecor) với số bËc tù f1 vµ f2 vµ møc tin cËy (1-) sxo Độ lệch chuẩn phơng pháp Vxo Hệ số biến động phơng pháp VB ( x$ ) Khoảng tin cậy nồng độ x$ VB ( x$ ) Khoảng tin cậy nồng độ trung bình x$ Quá trình thực 4.1 Chọn khoảng làm việc Mỗi phép thực nghiệm hiệu chuẩn bắt đầu việc chọn khoảng làm việc [3] ban đầu Khoảng làm việc phụ thuộc vào a) đối tợng hiệu chuẩn có liên quan đến thực tế Khoảng làm việc cần phải bao trùm đợc nhiều tốt khoảng thờng dùng cho phép phân tích nớc, nớc thải bùn Thông thờng nồng độ dự kiến mẫu cần nằm khoảng làm việc b) tính khả thi giải pháp kỹ thuật Các giá trị đo đợc cần có quan hệ tuyến tính với nồng độ Điều đòi hỏi giá trị đo thu đợc gần giới hạn dới khoảng làm việc phải phân biệt đợc với giá trị đo từ mẫu trắng phơng pháp Do giới hạn dới khoảng làm việc cần lớn giới hạn phát phơng pháp Các bớc pha loÃng cô đặc dùng đợc mà không sợ gây sai lệch TCVN 6661-1: 2000 c) phơng sai giá trị đo đợc phải độc lập với nồng độ Tính độc lập đợc kiểm tra nguyên lý thống kê độ tuyến tÝnh [6, 8] 4.1.1 Chn bÞ hiƯu chn Sau xác định khoảng làm việc, đo mẫu chuẩn (khuyến nghị nên đo N = 10) Nồng độ xi mẫu chuẩn cần trải khoảng làm việc Để kiểm tra tính phơng sai, đo 10 mẫu lặp với nồng độ thấp nồng độ cao (x1 x10) khoảng làm việc Mời giá trị yi,j hai dÃy đo nêu bảng Bảng Bảng sè liƯu ®Ĩ hiƯu chn i yi,1 xi yi,2 yi,3 yi,4 yi,5 yi,6 yi,7 yi,8 yi,9 yi,10 10 4.1.2 KiÓm tra tính phơng sai 2 Cả hai dÃy số liệu nồng độ x1 x10 đợc dùng để tính phơng sai s1 s2 theo c«ng thøc (1): 10 ∑(y si2 = j =1 i, j − yi ) (1) ni − víi giá trị trung bình: 10 y yi = j =1 ni i, j víi i = hc i = 10 (2) Sù kh¸c biƯt tíi møc ý nghÜa cđa phơng sai đợc kiểm tra mức giới hạn khoảng làm việc (theo nguyên lý F) [5,6] Theo nguyên lý F , giá trị thống kê PG đợc tính theo công thức (3): TCVN 6661-1: 2000 PG = PG = s10 s12 s12 s10 s10 > s12 .(3) s12 > s10 PG đợc so sánh với giá trị nêu bảng phân bố F Kết luận: 2 2 a) Nếu PG Ff1,f2; 0,99 khác biệt s1 s2 nghĩa b) Nếu PG > Ff1,f2; 0,99 khác biệt s1 s2 có ý nghĩa Nếu khác biệt phơng sai có nghĩa khoảng làm việc đà đợc chọn ban đầu phải đợc thu hẹp lại khác biệt tìm đợc ngẫu nhiên 4.1.3 Kiểm tra tính tuyến tính [2,6,8] Cách dễ để kiểm tra tính tuyến tính vẽ đồ thị số liệu hiệu chuẩn so với ®−êng håi quy thùc nghiÖm Mäi sù lÖch khái ®−êng thẳng (hình 2) thấy rõ Giá trị đo đợc nồng độ Hình Kiểm tra tính tuyến tính đồ thị Trong nguyên lý thống kê để kiểm tra độ tuyến tính, số liệu hiệu chuẩn đợc dùng để tính hàm hiệu chuẩn tuyến tính nh không tuyến tính, hai có độ lệch chuẩn d tơng ứng sy1 sy2 Sự khác biệt phơng sai DS2 đợc tính theo công thức (4) DS2 = ( N − )s 2y1 − ( N − )s 2y Sè bËc tù f = .(4) TCVN 6661-1: 2000 DS2 vµ phơng sai hàm hiệu chuẩn không tuyến tính sy2 đợc so sánh với giá trị nguyên lý F để xác định xem khác biệt có tới mức ý nghĩa không Giá trị PG dùng cho nguyên lý F đợc tính theo công thức (5) DS2 PG = sy2 .(5) KÕt luËn: a) NÕu PG ≤ F: hàm hiệu chuẩn không tuyến tính có điều chỉnh tốt hay nói khác hàm hiệu chuẩn đà tuyến tính b) Nếu PG > F: cần thu hẹp khoảng làm việc tới mức có đợc hàm hiệu chuẩn tuyến tính, không, giá trị mẫu phân tích phải đợc đánh giá hàm hiệu chuẩn không tuyến tính 4.2 Hiệu chuẩn đặc trng phơng pháp Sau thiết lập xong khoảng làm việc, mời mẫu chuẩn đợc phân tích theo tất bớc phơng pháp phân tích để nhận đợc mời (N = 10) giá trị đo yi (xem bảng 2) Không đợc đo đối chứng với mẫu trắng làm thông tin có ý nghĩa biên độ mẫu trắng NÕu cã thĨ, dïng dung m«i tinh khiÕt (vÝ dơ nớc tinh khiết) để thờng xuyên làm môi trờng so sánh điểm không cho thiết bị Một dÃy 10 số liệu gồm giá trị xi yi đợc dùng phân tích hồi quy tuyến tính để nhận đợc hƯ sè a vµ b cđa hµm hiƯu chn, hµm thể quan hệ tuyến tính nồng độ x đợc xem nh biến độc lập giá trị ®o y xem nh− biÕn phô thuéc TCVN 6661-1: 2000 Bảng Bảng số liệu để tính đờng hồi quy tuyến tính đơn giản xi i yi xi2 yi2 xiyi 10 = N N ∑ i =1 Hµm hiƯu chn nh đặc trng phơng pháp phải đợc tính từ số liệu đo thu đợc khoảng làm việc x1 đến x10 chúng không đợc hiệu chỉnh theo mẫu trắng Nói chung không đợc dùng kết đo dạng mẫu trắng (nồng độ x = 0) viƯc hiƯu chn b»ng thùc nghiƯm vµ nhờ việc sử dụng phơng pháp bình phơng tổi thiểu để tính hồi quy thuận tiện Hàm hiệu chuẩn tuyến tính đợc cho công thức (6) y = a + bx .(6) HƯ sè tÝnh tõ c«ng thức (7) biểu thị độ nhạy (độ dốc hàm hiệu chuẩn) tính từ công thức (8) biểu thị điểm cắt trục tung (đợc tính từ mẫu trắng) N b= ∑(x i − x ).( y i − y ) i =1 .(7) N ∑(x i =1 i − x) a = y − bx .(8) C¸c hƯ số giúp ớc lợng đợc hàm hiệu chuẩn đúng, hàm bị hạn chế độ phân tán tránh đợc phơng pháp thử Độ xác ớc lợng đợc định lợng qua độ lệch chuẩn d sy đợc xem nh thớc đo độ phân tán giá trị đo so với đờng hiệu chuẩn Giá trị độ lệch d đợc cho b»ng c«ng thøc (9) N sy = ∑( yi − y$i )2 i =1 N −2 N = ∑[ yi (a + bxi )] i =1 4.3 Đánh giá Nồng độ mẫu đà phân tích thu đợc 10 N −2 .(9) TCVN 6661-1: 2000 a) Tõ gi¸ trị đo y, tính đợc x$ x$ = ya b .(10) b) từ trung bình dÃy phép thử lặp , y, đo mẫu xuất xứ, tính ®−ỵc x$ y−a x$ = b .(11) Khi xÐt ®é bất định kết phân tích, cần lu ý sai số phân tích bao gồm độ bất định phép xác định giá trị đo độ bất định phép ớc lợng hệ số hồi quy [2] Theo định luật sai số, giá trị x tồn khoảng tin cậy cho giá trị y mà điểm giới hạn nằm hai ®−êng hyperbol bao bäc ®−êng hiƯu chn Víi møc ý nghÜa α (f1 = N-2, ®é tin cËy = 1- ) nhờ hệ số t xác định theo hàm Student, tìm đợc hàm hiệu chuẩn nằm hai đờng Khoảng tin cậy kết phân tích tính từ hàm hiệu chuẩn đợc cho điểm cắt hyperbol hình Ước lợng khoảng tin cậy đợc cho công thức (12)(7) x$1,2 = x$ ± VB( x$ ) x$1,2     1 y$ − a  s y t ( y$ − y )  = ± × + + N   b b N n$ b ∑ ( xi − x )     i =1 .(12) Chó thÝch − NÕu n$ = 1, x$1,2 = x$1,2 C«ng thøc (12) với khoảng tin cậy thống kê tính theo nguyên lý phân bố Student, khoảng tin cậy VB ( x$ ) có chứa giá trị phép phân tích lặp Biên độ VB ( x$ ) đợc xác định chủ yếu số phép thử lặp n$ kết chúng, giá trị trung bình y$ nh đặc trng phơng pháp, độ lệch chuẩn d sy độ nhạy b 11 TCVN 6661-1: 2000 Khoảng làm việc Hình Khoảng làm việc x1 đến x10, đờng chuẩn với giải tin cậy kết phân tích đơn giản với khoảng tin cậy Do chất lợng phơng pháp phân tích tăng với tăng độ nhạy giảm độ lệch chuẩn d Độ lệch chuẩn phơng pháp sxo [xem công thức (13)] đặc trng cho phép ngời phân tích kiểm tra chất lợng công việc s xo = sy b .(13) Để so sánh phơng pháp phân tích khác đà đợc tiêu chuẩn hoá, dùng hệ số biến phân phơng pháp, tính phần trăm, đợc cho bëi c«ng thøc (14) V xo = 12 s xo ×100 x .(14) TCVN 6661-1: 2000 ThÝ dơ Lấy phơng pháp đo quang nitrit để mô tả cách hiệu chuẩn ớc lợng đặc trng thống kê phơng pháp ảnh hởng chúng đến kết cuối việc đánh giá 5.1 Chọn khoảng làm việc Để phân tích nớc uống nớc mặt, khoảng làm việc thích hợp từ 0,05 mg ®Õn 0,5 mg ( NO2 ) / l 5.1.1 Thử tính phơng sai.1) Theo cách trình bày 4.1.1, xem phơng sai si giá trị đo nhận đợc từ nồng độ chuẩn giới hạn dới khoảng làm việc đà đợc xác định (xem bảng 4) Giá trị nguyên lý PG cho phép thử F đợc tính từ công thøc (3) PG = s10 s12 = 13,54 × 10 −6 ,67 × 10 − = ,9 2 Tra b¶ng F5) víi bËc tù f1 = f2 = n - = cho phơng sai s1 s10 đợc F(9,9 ; 0,99) = 5,35 So sánh giá trị PG tính toán với giá trị bảng cho thấy hai phơng sai tthử nghiệm có khác biệt ngẫu nhiên Nh phơng sai áp dụng phơng pháp phân tích hồi quy đơn 5.1.2 Thử độ tuyến tính Hàm hồi quy không tuyến tÝnh [2] cã thĨ rót y = 0,0135 + 2,62 x - 0,818 x2 cho độ lệch chuẩn d sy2 = 0,0052 mg/l 1) Để cho rõ, đơn vị phơng trình bỏ qua mà không gây hiểu lầm Chỉ viết đơn vị kết cuèi cïng 13 TCVN 6661-1: 2000 B¶ng − B¶ng sè liÖu hiÖu chuÈn NO2 − yi,1 yi,2 yi,3 yi,4 yi,5 yi,6 yi,7 yi,8 yi,9 yi,10 xi mg/l 0,05 0,140 0,143 0,143 0,146 0,144 0,145 0,144 0,146 0,145 0,148 0,10 0,281 0,15 0,405 0,20 0,535 0,25 0,662 0,30 0,789 0,35 0,916 0,40 1,058 0,45 1,173 10= N 0,50 1,303 1,302 1,300 1,304 1,300 1,296 1,295 1,301 1,296 1,306 i − B¶ng Bảng số liệu phân tích độ biến động nitrit NO2 i 10 xi mg/l 0,05 0,50 yi,1 Ext*) 0,14 yi,2 Ext*) 0,14 yi,3 Ext*) 0,14 yi,4 Ext*) 0,14 yi,5 Ext*) 0,14 yi,6 Ext*) 0,14 yi,7 Ext*) 0,14 3 1,30 1,30 1,30 1,30 1,30 1,29 1,29 si2 2 yi,8 Ext*) 0,146 yi,9 Ext*) 0,145 yi,10 Ext*) 0,148 mg /l 4,67.10-6 1,301 1,296 1,306 13,56.10-6 *) Ext.: (độ tắt quang) So sánh sy1 sy2: sy1 = 0,0052 mg/l (xem 5.2 cho c¸ch tÝnh) sy2 = 0,0052 mg/l đây, hai độ lệch chuẩn d nên không cần tính DS2 [xem công thức (4)] Đờng hiệu chuẩn đờng thẳng 5.2 Hiệu chuẩn đặc trng phơng pháp Khi điều kiện tiên cho đờng hồi quy tuyến tính đợc đáp ứng hàm hiệu chuẩn đặc trng phơng pháp tính toán từ công thức (7), (8) (13) Kết cho bảng Độ dốc b, độ nhạy, đợc tính từ công thức (7) N b= ∑( xi − x ).( yi − y ) i =1 N ∑ ( xi − x ) i =1 14  Ext.l  = ,5752    mg  TCVN 6661-1: 2000 §iĨm cắt trục tung a (tính toán từ mẫu trắng) đợc tÝnh theo c«ng thøc (8) a = y - bx = 0,7262 - 2,5752 x 0,275 = 0,018 Ext §é lệch chuẩn d sy đợc tính theo công thức (9) sy = ∑( yi − y$i )2 N −2 = 0,0052 [Ext.] Phơng trình đờng thẳng đợc cho công thøc (4) y = 0,018 + 2,5752x §é lƯch chn phơng pháp đợc tính từ công thức (13) s xo = sy b = 0,0052 = 0,0020 2,5752 HÖ số biến động phơng pháp, tính phần trăm, cho theo c«ng thøc (14) V xo = s xo 0,0020 × 100 × 100 = = 0,73 x 0,275 Bảng Bảng số liệu để tính hồi quy i yi i xi mg/l 0,05 0,140 0,10 0,15 yi i xi mg/l 0,25 xi mg/l 0,45 0,662 1,173 0,281 0,30 0,789 10 0,50 1,303 0,405 0,35 0,916 ∑ N 2,75 7,262 yi i=1 0,20 0,535 0,40 1,058 x = 0,275 mg/l, y = 0,726 (độ tắt quang) 5.3 Đánh giá 5.3.1 Phép xác định đơn Việc phân tích mẫu cha biết nồng độ đựoc tiến hành giống nh cách phân tích mẫu chuẩn cho giá trị đo đợc y$ = 0,641 (ví dụ độ tắt quang) Theo công thức (12) với khoảng tin cậy 95 %, t (8 ; 0,95) = 2,31, kết phân tích ®−ỵc tÝnh: x$1,2 0,641 − 0,018  1 = ± 0,0020 × ,31 + +  ,575 10  (0,641 − 0,7262)  = (0,242 ± 0,005) mg / l (2 ,575) × 0,20625 Nh vậy, với mức tin cậy 0,95, giá trị thực nồng độ nằm khoảng 0,237 < x < 0,247 mg/l 15 TCVN 6661-1: 2000 5.3.2 Ph©n tÝch lặp Với ba phép thử lặp, phơng pháp phân tích cho giá trị đo đợc 0,641; 0,631 0,633 Kết phân tích tính nh sau: 0,635 0,018 1 (0,635 + 0,7262) = ± ( 0,0020 × ,31 + + = (0,240 ± 0,003) mg / l ,575 10 ( ,575) × 0,20625 x$1,2 Nh− vËy, víi møc tin cËy 0,95, giá trị thực nồng độ nằm khoảng 0,237 < x < 0,243 mg/l 16 TCVN 6661-1: 2000 Phụ lục A (tham khảo) Tài liệu tham khảo [1] VONDERHEID, C., DAMMAN.V., DURR, W., FUNK, W Vµ KRUTZ, H., Phơng pháp thống kê đặc trng để đánh giá so sánh phơng pháp phân tích Một biện pháp tiêu chuẩn hoá, Vom Wash 57, (1981), tr 59-74 VONDERHEID, C., DAMMAN.V., DURR, W., FUNK, W Vµ KRUTZ, H., Statistical methods and performance characteristics for the assessment and comparison of analytical procedures An approach to standardization, Vom Wash 57, (1981), tr 59-74 [2] MANDEL, J., Ph©n tÝch thèng kª sè liƯu thùc nghiƯm , Interscience Publ, J.Wiley & Sons, (1964), New York MANDEL, J., The statistical analysis of experimental data, Interscience Publ.,J.Wiley & Sons, (1964), New York [3] GOTTSCHALK, G., Tiêu chuẩn hoá phơng pháp phân tích định lợng, Z Anal.chem 275, (1975), tr 1-10 GOTTSCHALK, G., Standardization of quantitative analytical procedures, Z Anal Chem 275, (1975), pp 1-10 [4] FRANKE, J.P., LE Z EW, R.A Vµ HAKKERT, R., Đánh giá tối u hoá phơng pháp thêm chuẩn quang phổ hấp thụ nguyên tử điện hoá hoà tan anot, Anal.chem.50, (1978), tr 1341380 FRANKE, J.P., LE Z EW, R.A Vµ HAKKERT, R., Evaluation and optimization of the standard addition method for atomic absorption spectrometry and anodic stripping voltammetry, Anal.chem.50, (1978), tr 134-1380 [5] GRAF, U., HENNING, H.J TANGE, K., Công thức bảng toán thống kê, xuất lần thứ 2, springer Verlag (1966), Berlin, Heidelberg, New York GRAF, U., HENNING, H.J vµ TANGE, K., Formulae and tables of mathematical statistics, 2nd Edition, Springer Verlag, (1966), Berlin, Heidelberg, New York [6] Sachs, L., Các phơng pháp đánh giá thống kê, xuất lần thø 3, spinger Verlag, (1971), berlin, Heidelberg, New York Sachs, L., Methods for statistical evaluation, 3rd Edition, Springer Verlag, (1971), berlin, Heidelberg, New York 17 TCVN 6661-1: 2000 [7] BROWNLEE, K.A., Lý thuyết thống kê phơng pháp luận khoa học công nghệ, J Wiley & Sons, (1965), New York BROWNLEE, K.A., Statistical theory and methodology in science and engineering, J Wiley & Sons, (1965), New York [8] DOERFFEL, K., Thống kê hoá học phân tÝch, , VEB- Verlag fiir die Grundstoffindustrie, 91966), Leizig DOERFFEL, K., Statistics in chemical analysis, VEB-Verlag fiir die Grundstoffindustrie, 91966), Leizig [9] WAGNER, R., Đánh giá dÃy BOD pha loÃng - Thể chơng trình phần mềm máy tính, Vom Wahs 58, (1992), tr 231-255 WAGNER, R., Evaluation of BOD-dilution series − Presentation of a computer program, Vom Wahs 58, (1992), tr 231-255 [10] Uỷ ban lợng nguyên tử, áp dụng thống kê vào đo đạc, tập 2, Masson (1978), tr 345-379 Commissariat µ I'Ðnergie atomique Statistique appliquÐe µ I'exploitation des mesures, tome 2, Masson, (1978), pp 345-379 18 ...Lời nói đầu TCVN 666 1-1 : 2000 hoàn toàn tơng ®−¬ng víi ISO 846 6-1 : 1990 TCVN 666 1-1 : 2000 Ban Kỹ thuật Tiêu chuẩn TCVN/ TC 147 Chất lợng nớc biên soạn, Tổng cục Tiêu chuẩn Đo lờng Chất... Ph¹m vi áp dụng Tiêu chuẩn trình bày bớc để đánh giá đặc trng thống kê hàm hiệu chuẩn dạng tuyến tính Tiêu chuẩn đợc áp dụng cho phơng pháp đòi hỏi việc hiệu chuẩn Các phần tiêu chuẩn nêu việc... nghệ Môi trờng ban hành tiêu chuẩn việt nam Chất lợng nớc Tcvn 6661 : 2000 Hiệu chuẩn đánh giá phơng pháp phân tích ớc lợng đặc trng thống kê Phần 1: Đánh giá thống kê hàm chuẩn tuyến tính Water