CNAS-GL014的理解與實施生活飲用水 感官性狀指標的質(zhì)量趨勢動態(tài)監(jiān)控

楊 碩 潘志強 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．遼寧省大連海關技術中心，遼寧大連 116001）

一、簡介

生活飲用水的感官性狀指標應按GB 5749和GB/T 5750.3實施，GB 5749中規(guī)定，感官性狀指標應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）的檢驗結果來評價分析工作的精密度。

然而，感官性狀的指標是不能直接確定其特性，若將其定量分級將是一項十分復雜的、不易完成的工作[4]。本文認為，這是一種離散型隨機變量（0和1）的概率分布，即服從以二進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備性能的評價，評估方法主要是圍繞結果的重復性、再現(xiàn)性和一致性測試所采用的試驗設計、統(tǒng)計技術和評價標準來開展的[5～6]。

客觀的說，CNAS-CL01[7]中的技術環(huán)節(jié)和要求在我國相關領域的統(tǒng)計應用方面上較為薄弱，尤其在涉及到飲用水的質(zhì)量動態(tài)監(jiān)控上亟待加強。為確保感官性狀指標檢查體系的符合性，與其他領域的質(zhì)量監(jiān)控一樣，應具備應對風險和機遇的監(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)查并采取相應的措施，對表1中的數(shù)據(jù)集和結果進行了AD統(tǒng)計監(jiān)控[10～11]。

二、統(tǒng)計結果與分析

（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鑒定?？紤]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進行，每次檢查只有兩種結果，每次結果呈獨立性，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3的接受/拒收兩種概率的定性觀察分析，首先需進行隨機組合，轉換為比例響應（p）的調(diào)查方案，然后做最終結果的量化評估。在此基礎上，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一致性設計[12]歸屬于單向分類且排除二階效應的t檢驗，將感官性狀樣本隨機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復雜的處理過程中，大量隱藏和潛在的交互和干擾效應、以及數(shù)據(jù)變換所產(chǎn)生的非正態(tài)現(xiàn)象（盡管有時承認其不對稱的潛在分布意義），使得混雜變異源非因果關系的強關聯(lián)而造成模型擬合的失敗。有鑒于上述，本文強調(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.（隨機變異獨立同分布）的AD統(tǒng)計來進行判斷。這種正態(tài)性判斷宜建立在目標變量的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樣本與理論PDF的兼容性。表1通過AD檢驗能最大限度避免人為偏性和試驗變異的誤估，有助于系統(tǒng)改進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)，認為整個檢查體系的受控狀態(tài)成立。

表2為系列比例響應（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響應的標準值。

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 性狀指標比例響應及其變換值的質(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）而隨機發(fā)散。同樣，p值變換后的系列z/h結果也隨機分布在臨界限內(nèi)（±2和±1.67），若質(zhì)疑系列結果圍繞0周圍的隨機發(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)控中予以關注變異的趨勢，以便隨時加強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，兩個性狀指標的陽性檢查總體呈正常變異的隨機性趨勢，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、結論

感官性狀陽性檢查結果轉換成比例響應（p），然后納入到質(zhì)量趨勢動態(tài)監(jiān)控的控制限內(nèi)。較之其它度量的標準差變異，穩(wěn)健性（robust）統(tǒng)計給出的s（IQR）要小。鑒于兩個指標陽性p響應的AD正態(tài)性假設成立，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（p）轉換值實施正態(tài)性的AD統(tǒng)計，以避免對受控體系合理假設的嚴重扭曲。

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。