本标准规定了产品质量监督复查程序及抽样方案。当对样品复验时，本标准适用于被检样品的测试结果的误差服从正态分布(标准差已知)的情形。当对监督总体复检时，本标准仅适用于分立个体的情形，不适用于散料。 GB/T 16306-1996 产品质量监督复查程序及抽样方案 GB/T16306-1996 标准下载解压密码：www.bzxz.net
本标准规定了产品质量监督复查程序及抽样方案。当对样品复验时，本标准适用于被检样品的测试结果的误差服从正态分布（标准差已知）的情形。当对监督总体复检时，本标准仅适用于分立个体的情形，不适用于散料。

GB/T16306--1996
本标准规定【在产品质量监督时，1.对个别样品的复验：2，对监替总体的复检的方法。本标准尚无现成的国际标准可参照；对个别样品的复验这部分内容参考了IS5725一6《测试方法和结果的精密度第6部分：用于精确度的估计（Arcutacy(uruenessundprecision）afmcasurementmethod:andresults—Part6：Useinpraclireclaturacyvalucs），对监督总体的复检这部分内容参考了ISO/CD13447监替拖样AuditSampling)
本标准的附录A是标准的附录。
本标准由全国统计方法应用标准化技术委员会提出并归口：本标准由全国统计方法应用标准化技术委员会抽样检分技术委员会负责起草，本标准起草单位：中国标准化与信息分类编码研究所、中国科学院系统科学研究所、冶金部金制品研究院，北京工业天学，
本标谁主要起草人：于振凡、马毅林、陈志田、刘文，楚安静、于善峻、刘琼。1范围
中华人民共和国国家标准
产品质量监督复查程序及抽样方案Procedures and the plan of samnpling for repeatlesl or inspection in product quality auditGB/T 163061996
本标准规定了产品质最监督复查程序及抽样方案。当对样品复验时.规定了复验的程序和方法。当对监督总体复检时，规定了以监督总体质量水平（以每白单位产品不合格（品）数表示或以监督总体某质量特性的均值表示为质量指标的产品质量监督复检程序及抽样方案。其相应的错判风险?=0.05，漏判风险β=0.10。
当对样品复验时，本标准适用于被检样品的测试结果的误差服从正态分布（标准差已知）的情形。当对监替总体复检时，本标准仅适用丁分立个体的情形，不适月于散料。当以每百单位产品不合格品数表示监督总体质量水平时，监督总体量N应大于250且总体域与样本基之比应人于10，即N/n>10.当监督总体尽不超过250，但总体量与样本基之比大于10时，则出本标准检索出的抽样力案是近似的，应慎重使用，也可按GB/T13264中规定的方法确定抽样方案。2引用标准
下列准所包含的条文通过在本标准引用而构减为木标准的条文。本标准出版时，所示版本均为有效。所有标准都会被修订，使用本标准的各方应探讨使用下列标准最新版本的可能性，GB/T223.3-1981钢铁及合金中磷单的测定GB/T3358—1993统计学术语
GB/I 65831904质量管理与质量保证术语GB/T8054—1995平均值计量标准型一饮抽样检验程序及抽样衣GB/T10111--1988利用随机数殷子进行随机抽样的方法（i13门132641991不合格品率的小批计数抽样检查程序及抽样表3　定义、符号
为了制定本标准，除应用了GB/T3358一1993中的定义外，还应用了下列定义。3.1定义
3-1-1复验repeat test
对样品进行重复性或再现性的测试。3, 1. 2 复检 repeat. inspertion在原监替总体中次抽取样本进行检验，决定监督总体足否可通过。3.1.3复查repeal.tesiot inspection复检与复验统称复杏。
3.1.4复性条件reptatability condition在同一实验室，由向一操作者使用相同设备，按相同的测试程序，并在短时问内对同被测对象相国家技术监督局1996-04-26批准1996-11-01实施
丘独立进行的测试条件。
GB/T 16306-1996
3-1.5再现性条件rcproducibility conditions在进行测试的实验室，操作者，测试设备，测试程序（方法），测试时间有本质变化的情况下，对同一被测对象相互独立进行的测试条件。3-1. 6 重复性限 Iepeatability litnit一个数值r，在重复性条件下，两饮测试结果之差的绝对值不超过此数的概率为95%。3. 1-7 再现性限 reproduribility limit个数值R，在再现性条件下，两次测试结果之差的绝对值不超过此数的概率为95%。3- 1.8重复性临界差 repcatability criticl diffrrcncc一个数值，在重复性条件下，两个测试结果或两组测试结果计算结果所得的最后结果（例如平均数：中位数等)之差的绝对值以一个确定的概率不超过此数。3.1.9再现性临界袭reprodueibility critical differenco·个数值，在再现性条件下，两个测试结果或由两组测试结果计算所得的最后结果（如均值、中位数等)之举的绝对值以55坚的概率不超过此数。3.110中位数rmediat
若个数值按其代数值大小递增的顺序排列,并划以编号1至。n为奇数时，则个值的中位数为其中第（n11)/2个数值，当为偶数时.则中位数位于第n/2个数值与第n/2十1个数值之间取这两个数值的算术平均。
3. 1.11 监督总体 udit population被监督的产品的集合。
3. 1. 12 监替总体质量qualiy of audit population用每百单位产品不合格（品）数或监督总体某质量特性的均值表示的产品总体质量，称为监督总体质量，
3. 1.13监替总体质量水yuality level pf audit population监督总体中允许的质量指标（以每百单位产品不合格<品>数表示或以监督总体某质量特性的均值表示的界限值。
3.1.14监督抽样检验的功效pawerofauditsampling当监督总体的实际质量水平不合要求时，监督总休被判为不可通过的概率。3. 1.15漏判风险1ype I errnr probability将实际上不合格的监督总体判为可通过的概率。3. 1.16错判风l俊 type 1 error probability将实际上合格的蓝督总体判为不可通过的概率。3.1.17不合格nontoormit
产品或过程的某一特性对规范的不满足。3. 1. 18 A 类合格type A nonconformity单位产品的极重要质量特性不衍合规定，或者单位产品的质量特性极严重不符合规定，称为A类不合释。
3.1. 19 B类个合萨 type 11 nonconforrnity单产品的革要质量特性不符会规是，或考单位产品的质量特性严重不符合规定称为巧类不台格。
3. 1. 20 C 类不台格 type C uncvnilormiy单位产品的·股质量特性不符个规定，或者单位产品的质虽特性轻微不符合规定，称为类不合格，
3.1.21不合格品noncunforning
GB/T 16306—1996
单位产品，它带有个或多个不合格。按不台格类到一般可分为A类不合格品、B类不合格品和C类不合格品，
3.1.22A类不合格品typcAnonconforming有个或一个以上A类不合格，也可能还有B类和或）C类不合格的单位产品，称为八类不合格品。
3.1.23B类不合格品lypeBnanconforming有-个或·个以上B类不台格，也可能还有C类不合格，但不包含A类不合格的单位产品，称为B类不在格品，
3- 1. 24 C类不合格品 type C nonconforming有一个或-·个以上C类不合格，但不包含A类和B类不介格的单位产品，称为C类不合格品。3.1.25每百单位产品不合格品数Percentnonconforming监督总体中所有不合格品总数除以监督总体量，再乘以100，称为每百单位产品不合格品数。即：每百单位产品不合格品数=监督总您忠否赛管品总数×100蓝督总体阜
nonconformitics per lon items3.1-26每百单位产品不个格数
监督总体所有单位产品不合格总数除以监督总休量，再乘以100，称为每百单位产品不合格数。即：
每凸单位产品不合格数一监督总体中所有单位产品不合格总数×100监督总体量，
3.1.27不通过判定值ejectionvalue监督总体被判为不可通过时，样本指标的界限值。3.1.28不合格监督总体unqualifiedaudit.populatian监督总体的实际质量水平不合舰定时，该监替总体称为不合格监督总。3.1-29不可通过监督总体rejectionuurlitpopulation在计数检验时，若在样本中发现的不合格（品）数不小于不通过判定数r。即dr则认为该监督总体在抽查时不可通过。
在计量检验时，若质量统计量小于等于不通过判定值，则认为该监督总体在拍查时不可通过。3. 1. 30 复检扯样方案sampling plan of repeat inspectin样本量和不通过判定数（值）结合在一起，称为复检抽样方案。3.2符号
标推差
年复性标准差
C,Rg(m)
Xmax+Xmia
再现性标准差
重复性限
再现性限
初始测试欲数
样本量为的虽复性临界极差
样本量为的重复性临界极差系数再现性临界差
随机变量测试结果的极端俏
测试结果
最整测试结果
GB/T 16306—1996
监督总体中所包含的单位产品的总数，即监督总体量样本量
样本中的不介格(品)数
监督质量水平
监督总体的实际质量水平
漏判风险质量
计数复检抽样方案
不通过判定数
错判风险
漏判风险
4对样品的复验程序及实施
对于非破坏性测试，当对第一次测试的结果认为异常时，首先必须查找产生异常的技术原因或物理原因：若不能我出其原固，经检验方同意，可进行重复性条件下或再现性条件下的第二欲测试。对破坏性测试.仅当有可靠的依据说明第一次测试有误时，才允许对备份样品重新测试，否则，应以复检情形处理。
4.1在重复性条件下所得测试结果可接受性的检查方法和最终测试结果的确定当对首饮測试结果的准确性有任何疑间并符合第4章的要求，由原试验室取得第一读或更多欲测试结果。
4.1.1最终测试结果的确定
4.1.1.1规定单复性限r
4.1.1.2最终测试结果的确定力法当两个测试结果之差的绝对值不大于时，即X，X≤r时，这两个结果都可以接受，最整测试结果等于两结果的算术平均值。如果两结果之差的绝对值天于一值,应再取-个测试结果。如果3个结果的极差等下或小于临界极差R（3),则最终测试结果μ等于3个结果的平均值：如果 3个结果的极差人于临界差C,R(3),则取位数作为最终测试结果。此过程可用图 1表示。2个韧始测试结果
一2个结果的半均值
再取1个测试结果
-Xui C K (3)
2--3个结果的中位数
一3个结果的平均值
GB/T 16306—1996
共中临界差C,R(3)的一般表达式为：C.Rg(m）=r(m)a,=f(m）z/2.77上式中的f(m)值见表1.
临界差系数(悦)
4.1.2报告最终测试结果
报告最终测试结果产时应说明：a）测试次数：
b）取平均值还是中位数。
42在重复性和平现性条件下所得测试结果可接受性的检查方法和最终测试结果的确定本方法应用于两个实验室参加实验，其测试结果或结果的平均值有差异的情形，此时应当象重复性-样,用给定的再现性标准差做统计检验。各种情况下均应保证有足够的测试样品以得到测试结果，包括保存一部分备用样品便于在有必要重新测试时使用。备用样品的多少取决于测试方法和实验的复杂程度，应妥善保存备用样品，防止损坏和变质。
样品应当·-致，即满个实验室共同使用最后制备阶段的样品。4-2-1两实验室测试结果：-致性统计检验4.2.1.1每个实验室取得·个试结果的检验当每个实验室只取得一个测试结果时，两结果之差的绝对值用再现性限来检验.如果差的绝对值小于或等于R，两结果即为一致、取其平均值作为最终测试结果户。如果两结果之差的绝对值大于，必须找出差异的原因是否由于测试设备有故障、测试方法的精度低和（或）测试样品有差别。各实验室应按4.1条的现定在单复性条件下检验精密度。4.2.1.2每个实验室取得一个以上测试结果的检验4.2.1.2.1假设各实验室已按第1.的规定步骤取得了最终测试结果，只要考虑两个最终结果的可接受性即可，用两结果之差的绝对值与临界差C相比较，以检验两实验室的结果是否：致。检验方法如下：
a）两结果均为平均值（重复次数分别为mm）临界差C1表达式为：C.D
2m2！
b）两结果-为平均值，一为中位数（重复次数分别为m1，m2)时，临界差（CD表达式为：C,D
Ic(m,):2
GB/T16306—1996
（《班）为中位数标准差与平均值标推差之比，其值见表2。c）两结果为中位数（重复次数分别为m1.m2)时，临界差CD表达式为：C.Das
式中的 C(m:)(i一1,2)值见表 2,测试结果饮数剂
1. 092 15
1. 197 57
(C(m1))2(C(mg))2-
表2 C(m)值
测试结果次数 m
1. 195 97
1. 237 25
1. 207 69
-+-(3)
4.2.1.2.2如果举的绝对值小于临界差，则两个实验室的最整测试结果均可接受，取两结果的加权平均值（m,十机)/(m十m)作为最终测试结果，如果两结果之的绝对值大于临界差，则需采用4.2.2条规定的步骤。下载标准就来标准下载网
4.2.2两实验室测试结果不一-致的解决办法两实验室结果不一致的原因可能来白系统误差或样品不一致。登实验宽都应当用另外的样品进行测试，以判断系统误差的存在与否及其偏离程度。可能条件下应采用标定过的基准材料。如无此可能，应当对普遍试伴（最好是凹知值的划以测试。其优点在于可找出某个实验室或两个实验空的系统误差。如果用这种方法也不能发现系统误差，两实验室应参考第三个实验室的结果达成协议。
当差异来自样品不·致时，实验室应当共同制作试样或委托第一方制作试样。4.3应用实例
例1：用GB223.3中锑磷钼兰光度法测定钢铁中磷的含量。规定理论磷含量为0.0174时，r=0.0018，已测得同一样品的两个数据为0.0170，0.0179，求最终测试结果。解：极券X,-X|=|0.0170-0.0179/—0.0009因为LX,一X,r,所以最终测试结果为:(0.0170+0.0179)/2=0.01745,修约为0.0174例2：在例11如果测得同样品的两个数据为0.01795,0.0161,求最终测试结果。解极差X，-X,1-[0.01795—0.0161=0.00185因为「X,—X1r，还需再测试次.得到第三个数据为0.0164,因此有Xmx=0.01795,X.-0.0161,/Xrax—Xm1=0.01795—0.0161=0.00185,临界极差C,R（3)f(3)= 3. 31 X
0.0018=0.0021.
由于Xmx一Xmm/（R（3)，所以最终测试结果坡三个数据的均值为：GB/T 163061996
-(0.01795+0.01610.0164)/3-0.0168例3在例2中.如果测得的第一个数据为0.0158，因此有×=0.01795，Xm=0.0158，1XmXm =0. 017 95—0, 015 8-0. 021 5临界极差C.R（3）一0.0021由于Xx一X>（R（3），所以最终测试结果取这三个数据的中位数为，
μ0.016 1
例1：用GI3223.3中锑磷钥兰光度法测定钢铁中磷的含基。规定理论磷含量为0.055时，r0.0020，R一0.0035。现有两个实验室对同一样品测得以下结果：实验室1测得结果为0.0580，0.05590.0558，实验室2测得结果依次为0.0565,0.0538，0.0532，试比较实验室结果差异如何，求最终测试结果。
解:实验室1：
由于1X,X，1=[0.0580—0.0559=0.0021>所以还需测试一次，得数锯为0.0558，因此有：极差1XmxXmim=0.0580-0.0558=0.00220.002 0
临界差CR（3)—f3)×
极差小于临界差，故取平均值为：0.00289
#1 -(0. 058 0-1 0. 055 9-0. 055 8)/3= 0. 056 6实验室2：
h于X,X，-0.0565—0.05381-0.0027>m所以还需测试一次，得数据为0.0532，因此有极差/Xm-Xminl-0.0565—0.0532=0.0033临界C.,Rs(3)-[(3)×0.0020
.2. 77
极差人于临界差，故取中位数为：10.00239
2— 0. 053 8
两实验室的最终结果之差1—a=0.0566-0.0538-0.0028再现性临界差为；
C,Dys =N
0. 003 52 --- 0. 002
由于一CD，故得最终测试结果为[C(m
(1. 160 18)\-
f - (3μ + 3u2)/6
=(0.0566+0.0538)/2
5对监督总体的复检程序
本标准规定的复检程序如下：
a）确监臀总体；
b）确定单位产品的质特性：
c）确定不合格（品)的分类：
d）规定复检质量水平，
e）规定漏判风险质量；
「）检索复检抽样厅案：
g）抽取样本；
h）检验拌本；
i）判断监替总体是否训通过，
6复检抽样的实施
6. 1 确定监督总体
GB/T 16306 :-1996
复检的监替总体应与初钦检验的监替总体相同。6.2确定单莅产品的质量特性
对单位产品的技术性能、技术指标,安全，卫生指标等质量特性作出明确的规定，这些指标必须与初次检验规定的指标相同。
6.3定需复捡的不含格（品)的类别对百次监督抽样验有异设的不合格(品)的类别耳新蓝臀抽样检验。6.4规定监督总体质量水乎
复检抽样时的监督总体质录水平应与首次监替抽样检验的监督总体质虚水平相同。6.5规定满判风险质量
6.5.1计数的情形
6. 5. 1. 1规定漏判风险质量
6.5.1.1.1以每百单位产品不台格品数为质指标当0. 1吋=20当0. 1≤1. 0时，5:当1.0=4. 0时,≤4当4.0≤10.(时,力,3。力：的数值应参考上述规定，由监督方写被监督方协商确定。6.5.1-1.2以每百单位产册不合格数为质量指标当 Pe,0. 1 时,P,4.20 p 当 0. 1-1. 0 时,P≤5pe当 1. 0P,≤,4. 0吋,P4P当 4. 0P,10.时·,3p：当10=,100时·2。的数值应参考上述规定，由监督方与被监督方协商确。
6.5.1-2检素复检批样方索
当以每百单位产品不合格品数为量指标时，在表3中检索抽样方案。当以每百单位产品不合格数为质母指标时衣表 4 中检索抽样方案。在表3或友A中出+P相交栏设取抽样方案，栏中左侧的数值为样本量\,右侧的数值为不通过规建数
注：按上述检索方法,如果样本量超过监督总体量,应进行全数检验。6.5-2计缺的情形
6.5.2.1规定漏判风险质量水平
根糖对判断精度的要求和能够承受的样木量I监督方与被览督方协商确定漏判风险质量水平值。6.5.2.2检索复捡抽样片案
根据确定的（-）和（叫产：值），从GB/T8054查出复检抽样方案，若读出的复检抑样方案的样本量比前面所用抽样方案的样本量小，则复时仍使用样本基大的抽样方案，6. 6应川示例
例1：规定力：为1.03%，件为3.00时，求以每而节位产品不合格品数为质量指标的复检拥样方案。
在装3以，为1.05系所在的行和P：3.0%所在的列的相交栏中香到435,9。即样本章为435,不通过判定数为9。
例2:规是为1.5%，为5.5%·求以每单位产品个合格数为质量措标的复检抽样方案：在表 4 中以力：为7. 5%,所在的行和产=5.5%所在的列的相交栏中查到175.6。即样本量为175,不通过判定数为6.
250,11
1 165,13
SOE-14
144,34
#事，5
19s,ir
1r0-13
GB/T163061996
以每白单位产品不合格数为质量指标的发捡抽样方案表2.5
150,11
120,1331.6
GB/T16306-1996
附录A
（标雅的附录）
质量监督抽样检验的综合心曲线设原监督抽样方案为(nr或(n,,复检抽样方案为(n）或(n,)。原蓝臀抽样方案的(OC函数为L（)[或L,（):复检方案的OC 幽数为L,)或L（μ)]。复检抽样方案与原方案结合在起，实际是-个特殊的二.饮抽样方案，我们称它为“综合二欲抽样方案”，并用符号(nm.)＊（n2r)[或（n，k）＊（13：)表示。这-特殊的二次抽样方案的（C函数（不好称它为综合（)C函数）为L(p) =,(p)+ [1 1,(p)L,(p)
或 (r) =I(μ) 4 T1 - L,(μ)I,tμ)如果监督抽样方案适令当 =:时，,(p)=1 ai,当 时,l()=β 而复检抽样方案适合当 = 时,( = 一 当 = 时,)= ，则综合接收概率为:L() =1 - + (1 -)
=1— aaz
1 — ai
这表明，采用复检样片案再判定后，实际上错判风险由原监督抽样方案的降低到以而漏判风险则山原监督抽样方案的，增大为十1一,)例：设一0.65，监督抽样方案为（n-8.r-1)；复检抽样时设力~0.65.P一6.5：其抽样方案为（50,r2)
L(p) =1 —0.051 = 0.949
即 α1 = 0. 051
8, = 0.584
L.(p. - 1 — 0. 042 .. 0. 95822--0.155
即 α± — 0. 042
L1(2) = 0. 58
L(p, = 1 - 0. 051 × 0. 043 = 1 - 0. 002 1 = 0. 997 9L(p:) - 0. 584 + (1 — 0. 584) × 0. 155 = 0. 648 5可见，综合二次抽样方案的错判风险由0.051降低到0.0021，而漏判风险则由0.584增大到0.6485
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