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1、 1.1.系统偏差的检验系统偏差的检验 一般测量一般测量可采用正态检验和可采用正态检验和 t t 检验。检验。当总体标准偏差当总体标准偏差 已知（如规范规定了该测量的标准偏差已知（如规范规定了该测量的标准偏差或重复性限，或者通过以往大量实验资料统计得到最佳测量能或重复性限，或者通过以往大量实验资料统计得到最佳测量能力等。）时，可采用正态检验；力等。）时，可采用正态检验；当总体标准偏差当总体标准偏差 未知时，可采用未知时，可采用t t 检验。检验。1)1)使用参考标准或标准物质（参考物质）进行确认使用参考标准或标准物质（参考物质）进行确认 这是对新方法正确性（系统偏差）最可靠的这是对新方法正确性
2、（系统偏差）最可靠的确认确认，因为，因为参考参考标准或标准物质的标准或标准物质的值值 ，可看作相对真值。，可看作相对真值。当当 已知时，可采用正态检验。已知时，可采用正态检验。对对参考标准或标准物质进行参考标准或标准物质进行n n 次重复测量，求得平均值次重复测量，求得平均值 。作统计量：作统计量：、分别为分别为参考标准或标准物质参考标准或标准物质的已知值和标准偏差。的已知值和标准偏差。通常显著水平取通常显著水平取 ，若，若 1.961.96，则新方法正确性可接，则新方法正确性可接受。受。如果如果参考标准或标准物质参考标准或标准物质的标准偏差可忽略，则上式的标准偏差可忽略，则上式 不不计，计，
3、统计量统计量变为：变为：当当 未知（通常是这样），可采用未知（通常是这样），可采用 t t 检验。检验。对对参考标准或标准物质进行参考标准或标准物质进行n n 次重复测量，求得平均值次重复测量，求得平均值 和和标准偏差标准偏差 S S 。作统计量：。作统计量：显著水平如果取显著水平如果取 ，则查表得到置信概率，则查表得到置信概率95%95%，自由，自由度为度为 的的t t 分布临界值分布临界值 ，若，若 ，则新方，则新方法正确性可接受。法正确性可接受。2)2)与其他方法所得的结果进行比较与其他方法所得的结果进行比较 由于由于其他方法所得的测量结果不一定是确定值，所以其他方法所得的测量结果不一定
4、是确定值，所以新方法新方法的正确性仅仅是相对于的正确性仅仅是相对于其他方法的其他方法的正确性而言，因此最好选择正确性而言，因此最好选择与与标准方法所得的结果进行比较标准方法所得的结果进行比较。当当 已知时，可采用正态检验。已知时，可采用正态检验。用两种方法分别对用两种方法分别对同一样品进行重复测量，设同一样品进行重复测量，设新方法标准偏新方法标准偏差为差为 ，测量，测量样品样品 次，求得平均值次，求得平均值 ；其他方法；其他方法标准偏差标准偏差 ，测量，测量样品样品 次，次，求得平均值求得平均值 。作统计量：。作统计量：通常显著水平取通常显著水平取 ，若，若 1.961.96，则新方法正确性，
5、则新方法正确性与其与其他方法他方法正确性正确性一致一致。当当 未知，可采用未知，可采用 t t 检验。检验。用两种方法分别对用两种方法分别对同一样品进行重复测量，设同一样品进行重复测量，设新方法新方法测量样测量样品品 次，求得平均值次，求得平均值 和和标准偏差标准偏差 ；其他方法；其他方法测量测量样品样品 次，次，求得平均值求得平均值 和和标准偏差标准偏差 。作统计量：作统计量：显著水平如果取显著水平如果取 ，则查表得到置信概率，则查表得到置信概率95%95%，自由度，自由度为为 的的 t t 分布临界值分布临界值 ，若，若 ，则新方法正确性，则新方法正确性与其他方法一致与其他方法一致。如果两
6、种方法如果两种方法重复测量次数相同，统计量简化为：重复测量次数相同，统计量简化为：（自由度仍为（自由度仍为 ）3)3)实验室间比对实验室间比对 一般两个实验室间一般两个实验室间比对所得的结论，也比对所得的结论，也仅仅是两个实验室仅仅是两个实验室之之间间正确性的一致程度，因此最好参加正确性的一致程度，因此最好参加实验室间比对计划，或优实验室间比对计划，或优先先选择选择权威权威实验室实验室或已认可的或已认可的实验室进行实验室进行比对比对。当当 已知时，可采用正态检验；当已知时，可采用正态检验；当 未知，可采用未知，可采用 t t 检验。检验。统计统计量及确认方法同上述量及确认方法同上述 2)2)与
7、其他方法所得的结果进行比较与其他方法所得的结果进行比较。2.2.标准差标准差假设检验假设检验 通常可采用通常可采用 检验和检验和 F 检验。检验。假设检验，可以判定重复多次假设检验，可以判定重复多次测量的标准偏差测量的标准偏差 S S 与规定与规定的的标准偏差标准偏差 （总体总体标准偏差标准偏差 已知）已知）是否是否一致一致；F 假设检验，可以判定两个独立的重复多次假设检验，可以判定两个独立的重复多次测量标准偏差测量标准偏差 与与 是否是否一致一致。严格说是通过子样严格说是通过子样标准偏差来检验总标准偏差来检验总体标准偏差的一致体标准偏差的一致性性(1).(1).检验检验1).1).分布分布若
8、若 个随机变量个随机变量 均服从标准正态分布均服从标准正态分布N N（0 0，1 1），），则其平则其平方和是参数为方和是参数为 的的 随机变量随机变量 。分布密度函数为分布密度函数为:=1=1 =2=2 x0 x0 =6 =6数学期望为：数学期望为：方差为：方差为：标准差标准差 为：为：2 2）.检验检验 检验是检验一组数据的标准差是否等于所规定的检验是检验一组数据的标准差是否等于所规定的 ，即假设即假设 的否定域的否定域 的否定域的否定域可取统计量可取统计量检验检验 的否定域为的否定域为:检验检验 的否定域为的否定域为:(2).F 2).F 检验检验 1).F1).F分布分布两独立两独立
9、分布随机变量除于各自自由度商的分布分布随机变量除于各自自由度商的分布,分子、分子、分母的分母的 随机变量的自由度随机变量的自由度 ，按次序为，按次序为F F分布分布随机随机变量的自由度。变量的自由度。分布密度函数为分布密度函数为:方差为：方差为：标准差标准差 为：为：(2(2）.F.F 检验检验 F F 检验适合于两个正态总体方差是否一致的比较。检验适合于两个正态总体方差是否一致的比较。即即:采用两种方法对同一样品进行检测，如果方差比的统计量采用两种方法对同一样品进行检测，如果方差比的统计量服从服从F F 分布，则两种方法检验的测量列均服从正态分布。分布，则两种方法检验的测量列均服从正态分布。
10、取统计量取统计量 若显著水平取若显著水平取 ，当，当 时，则两时，则两方差符合，即两种方法分散性一致。方差符合，即两种方法分散性一致。若若 或或 ，则两方差不符合。，则两方差不符合。由两种方法测量的自由度由两种方法测量的自由度 、和显著水平和显著水平 ，查得，查得值，而值，而 值由下式得到。值由下式得到。例例1.1.实验室对某标准物质中实验室对某标准物质中A成份进行成份进行7次测定，得：次测定，得：16.9、14.3、17.6、16.5、15.5、17.0、15.9。有证标准物质给出的值为。有证标准物质给出的值为 ，标准偏差，标准偏差 。试检验该实验室检测的（正确性和精密度）是否达到要求。试检
11、验该实验室检测的（正确性和精密度）是否达到要求。该实验室检测结果平均值为该实验室检测结果平均值为 标准偏差为标准偏差为 设显著性水平设显著性水平=0.05=0.05，该实验室总体标准差已知，检验正确性采用正态检验，该实验室总体标准差已知，检验正确性采用正态检验，统计量：统计量：因为因为 0.621.96 0.621.96 ，所以，所以该实验室检测的正确性可以接受。该实验室检测的正确性可以接受。为检验该为检验该实验室实验室重复多次测量的标准偏差重复多次测量的标准偏差 S S 与规定的标准偏与规定的标准偏差是否一致，可采用差是否一致，可采用 假设检验假设检验。设显著性水平设显著性水平=0.05=0
12、.05，有统计量：，有统计量：查表得：查表得：，因为因为 故假设可接受，即故假设可接受，即该实验室检测的精密度达到要求该实验室检测的精密度达到要求。例例2 2：A A实验室对质控品某成份进行实验室对质控品某成份进行7 7次测定，次测定，标准标准差为差为 ；B B实验室进行实验室进行8 8次测定，次测定，标准标准差为差为 检验两实验室测量分散性是否一致？检验两实验室测量分散性是否一致？假设假设 ，计算统计量：，计算统计量：若取若取 ，而，而 ，查表得：查表得：，因为因为 ，所以两实验室测量分散性一致。，所以两实验室测量分散性一致。例例3 3 用两种方法分析某样品中铝含量（用两种方法分析某样品中铝
13、含量（%），第一种方法测量），第一种方法测量 9 9次，次，平均值为平均值为 ，方差为，方差为 ；第一种方法测量；第一种方法测量 1313次，平均值为次，平均值为 ，方差为，方差为 检验两种方法测量的偏倚和分散性是否一致？检验两种方法测量的偏倚和分散性是否一致？偏倚检验偏倚检验 假设假设 ，总体标准差，总体标准差 未知，采用未知，采用 t t 检验，统计量：检验，统计量：若取若取 ，自由度为自由度为 =9+13-2=20 ,=9+13-2=20 ,查表得：查表得：因为因为1.37 2.23 1.3710n10时应使用标准差时应使用标准差控制图控制图性能稳定、值稳定不性能稳定、值稳定不变变(不要
14、求很准确不要求很准确)的的一种标准物质或一个一种标准物质或一个实物器具实物器具注注:在在进进行行测测量量过过程程控控制制时时必必须须同同时时使使用用平平均均值值和和极极差差(或或标标准准差差)两两种种控控制制图图。由由X X图图检检验验测测量量过过程程的的系系统统影影响响是是否否增增大大，由由R R图图(或或S S图图)检检验验测测量量过过程程的的随随机影响是否增大，只有两个图均在控制极限之内，测量过程才得以控制。机影响是否增大，只有两个图均在控制极限之内，测量过程才得以控制。（2 2）.确定控制图的中心线、上下控制线确定控制图的中心线、上下控制线 在在欲欲控控制制的的测测量量过过程程中中，若
15、若对对同同一一稳稳定定的的核核查查标标准准进进行行了了m m组组重重复复测测量量，由由每每组组的的观观测测值值可可得得到到算算术术平平均均值值 ，极极差差R R（或或平平均均值值标标准准偏偏差差S S）。由由各各组组的的 取取平平均均值值得得到到 ，由由各各组组的的极极差差取取平平均均得得到到 （或或由由各各组组平平均均值值的的标标准准偏偏差差均均方方合合成成得得到到合合并标准偏差并标准偏差 ）。当每组测量次数）。当每组测量次数n n相同时，分别为：相同时，分别为：1 1）.平均值控制图平均值控制图 中中 心心 线线CL:CL:上控制限上控制限UCL:UCL:下控制限下控制限LCL:LCL:2
16、 2）.极差控制图极差控制图 中中 心心 线线CL:CL:上控制限上控制限UCL:UCL:下控制限下控制限LCLLCL3 3）.标准差控制图标准差控制图 中中 心心 线线CL:CL:上控制限上控制限UCL:UCL:下控制限下控制限LCLLCL令令令令令令令令令令（3 3）控制用控制图）控制用控制图 通常通常先进行多组测量，作出先进行多组测量，作出R图，保证其分散稳定图，保证其分散稳定（若（若R图失控，则排除异常图失控，则排除异常修正、剔除某组测量修正、剔除某组测量值），再作值），再作X图（图（R图中剔除某组测量值，在图中剔除某组测量值，在X图中也图中也不用）。不用）。然后再进行多组测量，作出分
17、析用控制图（其间不然后再进行多组测量，作出分析用控制图（其间不断找出失控原因，剔除异常点，重标中心线与控制线）断找出失控原因，剔除异常点，重标中心线与控制线），若满足下述条件，则转为正式控制用控制图。，若满足下述条件，则转为正式控制用控制图。1).连续连续25点没有一点在限外，或连续点没有一点在限外，或连续35点最多有一点点最多有一点在限外。在限外。2).无下列情况无下列情况:有链有链连续连续7 点或更多点在中心线同侧点或更多点在中心线同侧连续连续11点中至少有点中至少有10点在中心线同侧点在中心线同侧连续连续1414点中至少有点中至少有1212点在中心线同侧点在中心线同侧连续连续1717点中
18、至少有点中至少有1414点在中心线同侧点在中心线同侧连续连续2020点中至少有点中至少有1616点在中心线同侧点在中心线同侧 近界近界连续连续3 3 点中至少有点中至少有2 2 点落在点落在2 2 和和3 3 之间之间连续连续7 7 点中至少有点中至少有3 3 点落在点落在2 2 和和3 3 之间之间 趋势趋势连续连续7 7 点上升或下降。点上升或下降。（4 4）.应用控制图判断测量系统的稳定性应用控制图判断测量系统的稳定性 休哈特控制图基于正态分布，核查测量系统次数有限，休哈特控制图基于正态分布，核查测量系统次数有限，而且极差、标准差亦非正态分布，仅当作控制界限时，近而且极差、标准差亦非正态
19、分布，仅当作控制界限时，近似取为正态分布。加之，某次测量可能出现的偶然因素，似取为正态分布。加之，某次测量可能出现的偶然因素，等等。等等。因此，应用控制图可能出现两种错误：因此，应用控制图可能出现两种错误：系统稳定，而某点落在控制界限外，概率约为系统稳定，而某点落在控制界限外，概率约为 ；系统系统不稳定，而某点落在控制界限内，概率约为不稳定，而某点落在控制界限内，概率约为。显然上、显然上、下控制界限离得越远，下控制界限离得越远，越小而越小而 越越大。大。可能出于偶然因素，可能出于偶然因素，却与系统失控有关，因此，先却与系统失控有关，因此，先定定 ，后看后看 。1 1）.直观观察直观观察 大部分
20、点落在大部分点落在1/31/3上、下控制界限内，小部分点落上、下控制界限内，小部分点落在上、下控制界限在上、下控制界限1/31/3 2/32/3之间，无落在界限外，而且数据点呈随机排列，之间，无落在界限外，而且数据点呈随机排列，则系统稳定。则系统稳定。中心线一侧数据点明显中心线一侧数据点明显比另一侧多比另一侧多，可能出现新的，可能出现新的系统误差。系统误差。中心线一侧连续出现多个数据点，或数据点连续上中心线一侧连续出现多个数据点，或数据点连续上升或下降，表明有系统因素干扰。升或下降，表明有系统因素干扰。数据点按一定时间间隔呈周期性变化，可能测量系数据点按一定时间间隔呈周期性变化，可能测量系统环
21、境影响失控。统环境影响失控。理论上应是各为1/2 2 2）.当有一个数据点落在控制界限外，应判异。当有一个数据点落在控制界限外，应判异。3 3）.控制图数据点明显呈非随机排列控制图数据点明显呈非随机排列 数据点累累接近控制限，应判异。如：数据点累累接近控制限，应判异。如：连续连续3 3点至少点至少有有2 2点点接近控制限；接近控制限；连续连续7 7点至少有点至少有3 3点接近控制限；点接近控制限；连续连续1010点至少有点至少有4 4点接近控制限；点接近控制限；概率约为0.005 数据点呈数据点呈链状链状排列，出现下列状态，应判异。排列，出现下列状态，应判异。连续连续7 7点在中心线一侧点在中
22、心线一侧；连续连续1111点至少有点至少有1010点在中心线一侧；点在中心线一侧；连续连续1414点至少有点至少有1212点在中心线一侧；点在中心线一侧；连续连续1717点至少有点至少有1414点在中心线一侧；点在中心线一侧；连续连续2020点至少有点至少有1616点在中心线一侧。点在中心线一侧。数据点呈倾向性排列，如至少数据点呈倾向性排列，如至少有有7 7个点个点连续上升连续上升或下降，应判异。或下降，应判异。点子连续在点子连续在一侧称为链一侧称为链概率约为概率约为0.00040.0004概率约为概率约为0.01520.01522.2.当过程处于统计控制时，可计算过程能力指数当过程处于统计控
23、制时，可计算过程能力指数PCIPCI，评价过程控制能力。，评价过程控制能力。PCI=PCI=式中：式中：UTLUTL为为公差公差上限；上限；LTLLTL为为公差公差下限；下限；为组内为组内变化平均值估计，以变化平均值估计，以 或或 给出。给出。PCI0.67PCIPCI 1PCI 0.67 0.67，过程能力不足；，过程能力不足；PCI=1PCI=1，过程能力刚够；，过程能力刚够；1.331.33 PCI 1 PCI 1，过程有能力，过程有能力;1.67PCI 1.33 1.67PCI 1.33，过程能力足够，过程能力足够;PCI PCI 1.671.67，过程能力高，过程能力高;公差公差过程
24、分散过程分散组数1234567891011121314151617181920测156666664366365658545量263559855984577544454的356544637474566545457次477765755356687776565数558675666575588556468每组和2830292827332527243325243533282529222629每组均5.66.05.85.65.46.65.05.44.86.65.04.87.06.65.65.05.84.45.25.8极差25235233632323234124所有组的平均值极差平均值例例1:1:采用某质控
25、品对一仪器连续进行二十天核查，每天测量五次采用某质控品对一仪器连续进行二十天核查，每天测量五次，得到下列测量值，得到下列测量值控制基线：控制基线：(1)图：图：n=5n=5，查表得，查表得A2=0.577上限上限+A2=5.6+0.5773=7.33下限下限-A2=5.6-0.5773=3.87(2)R R 图：图：n=5,n=5,查表得查表得D3=0,D4=2.114上限上限D4=2.1143=6.34下限下限D3=0(3)控制图：控制图：次数次数4 45 56 60.7290.7290.5770.5770.4830.4830 00 00 02.2822.2822.1142.1142.004
26、2.0047.333.875.6D4A2D36.3430该图仅表征测量系统的运行状况，并不表征实验室所要达到的该图仅表征测量系统的运行状况，并不表征实验室所要达到的控制目标。控制目标。核查标准核查标准-化学化学/物理性能稳定，且值稳定不变的一种标准物质物理性能稳定，且值稳定不变的一种标准物质或一个实物器具。它的物理量值不要求准确，只要求稳定不变。或一个实物器具。它的物理量值不要求准确，只要求稳定不变。通过它来检查或验证测量仪器通过它来检查或验证测量仪器/测量系统的稳定性。测量系统的稳定性。实验室测量过程内部质量控制实验室测量过程内部质量控制方法方法1 1：定期使用有证标准物质或次级标准物质进行
27、质定期使用有证标准物质或次级标准物质进行质量控制量控制 对对有证标准物质或次级标准物质进行多次测量有证标准物质或次级标准物质进行多次测量当当 时，为满意。时，为满意。式中：式中：有证标准物质有证标准物质测量所得平均值测量所得平均值 标准物质（或质控品）给出的实际标准物质（或质控品）给出的实际值值 有证标准物质有证标准物质测量测量的的不确定度不确定度 标准物质（或质控品）本身的标准物质（或质控品）本身的不确定度不确定度 若标准物质（或质控品）本身的不确定度小于测量若标准物质（或质控品）本身的不确定度小于测量的不确定度的不确定度 的的1/31/3，则当，则当 时，时，为满意为满意在测量被测物时，可
28、插入在测量被测物时，可插入标准物质（或质控品）测标准物质（或质控品）测量一次量一次。当当 时，时，为满意。为满意。式中：式中：标准物质标准物质测量值测量值 标准物质（或质控品）给出的实际标准物质（或质控品）给出的实际值值 被测物被测物测量不确定度测量不确定度 标准物质（或质控品）本身的标准物质（或质控品）本身的不确定度不确定度 若标准物质（或质控品）的不确定度小于测量的不若标准物质（或质控品）的不确定度小于测量的不确定度确定度 的的1/31/3，则当，则当 时，时，为满意为满意与被测物性质一致；与被测物性质一致；已知其准确值；已知其准确值；同一标准物质不能既作同一标准物质不能既作标准曲线又作质
29、控品标准曲线又作质控品方法方法2 2 实验室间比对或实验室间比对或能力验证。能力验证。方法方法3 3 利用相同或不同方法进行重复检验或校准。利用相同或不同方法进行重复检验或校准。利用相同方法进行重复检验或校准。利用相同方法进行重复检验或校准。或或 为满意为满意 式中：式中：实验标准差实验标准差 r r 重复性限重复性限利用利用不同方法进行重复检验或校准不同方法进行重复检验或校准。或或 为满意为满意式中：式中：两种方法的各自两种方法的各自不确定度不确定度 R R 复复现现性限性限亦即复现性亦即复现性方法方法4:4:利用利用留存物留存物进行重复检验或校准。进行重复检验或校准。为满意为满意 式中：式
30、中：两次测量的两次测量的标准标准差差方法方法5:5:相关回归推算相关回归推算利用同一物品的两个不同指利用同一物品的两个不同指标的相关分析，便可用一个指标核验出另一指标的准标的相关分析，便可用一个指标核验出另一指标的准确度，确度，无需用标准样品。无需用标准样品。按标准方法对样品的两个不同指标进行测量，如果两按标准方法对样品的两个不同指标进行测量，如果两个指标个指标X X、Y Y存在线性关系：存在线性关系：y y=a+ba+bx x，对对X X、Y Y独立测得独立测得n n对数据对数据（n n大于欲求的参数大于欲求的参数a a、b b的数目）。的数目）。由于测量存在误差由于测量存在误差，如果将这些
31、数据代方程，显然如果将这些数据代方程，显然结果是矛盾的。为求得最佳值，根据最小二乘法原理，结果是矛盾的。为求得最佳值，根据最小二乘法原理，应是使所有测得值的误差的平方和最小的值。应是使所有测得值的误差的平方和最小的值。与相同方法进行重复检验一样，与相同方法进行重复检验一样，如果被测物不稳定，则无法判断测如果被测物不稳定，则无法判断测量系统的准确性变化；但可以将该量系统的准确性变化；但可以将该测量系统不同时间的实验标准差作测量系统不同时间的实验标准差作F（或柯克伦）检验，观察实验标（或柯克伦）检验，观察实验标准差一致性是否可接受准差一致性是否可接受 y=a+bx的误差方程为：的误差方程为：将上列
32、各式两边平方，然后相加，得残差的平方和：将上列各式两边平方，然后相加，得残差的平方和：欲使：，则需使上式对a、b求偏导全为零，即：和亦即：和即：解得：和于是:计算两者的相关性。对等式两边求方差得：相关系数r 为：根据给定的显著性水平根据给定的显著性水平 及检测次数及检测次数n n，查相关系数表。，查相关系数表。若若 ，则，则x x、y y线性相关关系不明显；线性相关关系不明显；若若 ，则，则x x、y y线性相关关系显著；线性相关关系显著；若若 ，则，则x x、y y线性相关关系特别显著线性相关关系特别显著测量质量良好测量质量良好 相关系数临界值相关系数临界值利用相关系数可以判定回归方程是否线
33、性关系显著，也可作为用利用相关系数可以判定回归方程是否线性关系显著，也可作为用自变量自变量 x x 指标来审核因变量指标来审核因变量 y y，或是用因变量或是用因变量 y y 指标来审核指标来审核 x x。n345678910111213141516170.050.9970.9500.8780.8110.7440.7070.6660.6330.6020.5760.5530.5330.5140.4960.4820.010.99990.9900.9590.9170.8750.8340.7980.7650.7350.7080.6840.6610.6410.6230.606n1819202122232
34、425262728293035400.050.4680.4560.4440.4330.4230.4130.4040.3960.3880.3810.3740.3670.3610.3340.3120.010.5900.5750.5610.5470.5370.5260.5150.5050.4960.4870.4790.4710.4630,4300.403例：利用合成纤维的拉伸倍数来审核强度例：利用合成纤维的拉伸倍数来审核强度，对该两项指标各进对该两项指标各进行行2424次试验次试验 。进行进行相关相关性检验。性检验。强度（强度（kgkg/m m）试验次数试验次数n n 1 1 2 23 34 45
35、56 67 78 8拉伸倍数拉伸倍数x x1.91.92.02.02.12.12.52.52.72.72.72.73.53.53.53.5强度强度y y1.41.41.31.31.81.82.52.52.82.82.52.53.93.92.72.7试验次数试验次数n n9 91010111112121313141415151616拉伸倍数拉伸倍数x x4.04.04.04.04.54.54.64.65.05.05.25.26.06.06.36.3强度强度y y4.04.03.53.54.24.23.53.55.55.55.05.05.55.56.46.4试验次数试验次数n n17171818191920202121222223232424拉伸倍数拉伸倍数x x6.56.57.17.18.08.08.08.08.98.99.09.09.59.510.010.0强度强度y y6.06.05.35.36.56.57.07.08.58.58.08.08.18.18.18.1回归分析：回归分析：