- •Пинаевская Екатерина, 58 правая группа, п/п
- •Расчет навески – g
- •Расчет навески – g
- •Математическая обработка экспериментальных данных
- •3. Оценка правильности (оценка систематических отклонений)
- •Коэффициенты Стьюдента (tP или tα,k)
- •4. Сравнение выборок
- •Теоретические значения критерия Фишера (fт)
- •5. Расчет абсолютной и относительной погрешностей определения
- •5.1. Абсолютная погрешность (ошибка):
- •5.2. Относительная погрешность (ошибка):
3. Оценка правильности (оценка систематических отклонений)
Доверительный интервал δ или Σα:
δ ( Σα или ∆Хср.) = ± ,
0,90: = ±1,86*0,2 / 3 = 0,124
0,95: = ±2,31*0,2 / 3 = 0,154
0,99: = ±3,36*0,2 / 3 = 0,224
где tP или tα,k – коэффициент Стьюдента, приводимый в таблицах для различных доверительных вероятностей (Р или α) и различных степеней свободы k или ƒ (см. табл. 4). Доверительная вероятность (Р или α) показывает, сколько вариант из 100 попадает в данный интервал.
Действительное - а или истинное значение - μ: а = μ = Хср. ± δ = 1,8 ± 0,17 .
Относительная погрешность среднего результата Е:
Е,% = = 0,17*100 / 1,8 =9,4 %.
Таблица 4
Коэффициенты Стьюдента (tP или tα,k)
|
k |
tP или tα,k при Р или α | ||
0,90 |
0,95 |
0,99 | ||
2 |
1 |
6,314 |
12,71 |
65,66 |
3 |
2 |
2,920 |
4,303 |
9,925 |
4 |
3 |
2,353 |
3,182 |
5,841 |
5 |
4 |
2,132 |
2,776 |
4,604 |
6 |
5 |
2,015 |
2,571 |
4,034 |
7 |
6 |
1,94 |
2,45 |
3,71 |
8 |
7 |
1,90 |
2,37 |
3,50 |
9 |
8 |
1,86 |
2,31 |
3,36 |
10 |
9 |
1,83 |
2,26 |
3,25 |
11 |
10 |
1,81 |
2,23 |
3,17 |
Таким образом, доверительный интервал характеризует как воспроизводимость результатов химического анализа, так и – если известно истинное значение Хист. или μ – их правильность.
Заполните таблицу 5.
Таблица 5
|
S2 |
S |
SХ |
∆Х |
a |
δ |
Вид обработки |
259,2 |
0,32 |
0,57 |
0,07 |
240,15 |
|
9,4 |
Компьютерная и ручная |
4. Сравнение выборок
Чтобы решить вопрос, принадлежат ли разные выборки одной совокупности, можно воспользоваться статистическими методами проверки гипотез, в частности нуль-гипотезы.
1. Если известны дисперсии или стандартные отклонения разных выборок, можно сравнить их и решить вопрос о принадлежности этих выборок одной совокупности по воспроизводимости. При этом целесообразно использовать статистический критерий F-распределения (F- критерий Фишера): Fp = ,где S12 > S22, S1 > S2.
Нуль-гипотеза строится на предположении о неразличимости дисперсий или стандартных отклонений. F-критерий рассчитывают по экспериментальным данным. Найденные значения Fp сравнивают с табличным значением Fт (см. табл. 6). Если Fp < Fт, нуль-гипотеза подтверждается, выборки обладают одинаковой точностью, систематические погрешности отсутствуют, их можно отнести к одной совокупности. Если Fp > Fт, нуль-гипотеза отвергается, воспроизводимости двух методов разные, присутствуют систематические погрешности, поэтому выборки нельзя отнести к одной совокупности (объединить).
Таблица 6
Теоретические значения критерия Фишера (fт)
k2 |
Значения Fт при k1 (Р или α = 0,95) | ||||
2 |
3 |
4 |
5 |
6 | |
2 |
19,00 |
19,16 |
19,25 |
19,30 |
19,33 |
3 |
9,55 |
9,28 |
9,12 |
9,01 |
8,94 |
4 |
6,94 |
6,59 |
6,39 |
6,26 |
6,16 |
5 |
5,79 |
5,41 |
5,19 |
5,05 |
4,95 |
6 |
5,14 |
4,76 |
4,53 |
4,39 |
4,28 |
Установив однородность дисперсий выборок и отсутствие систематических погрешностей, можно решать вопросы о принадлежности единичных результатов выборок к одной совокупности и о правильности того или иного метода определения.
2. Если известны средние значения выборок с однородной дисперсией, можно судить о принадлежности всех результатов одной выборке. Сравнение средних позволяет выявить случайные погрешности. Нуль-гипотеза здесь строится на предположении об идентичности а1 и а2, то есть незначимости различия Х1,ср. и Х2,ср. При этом целесообразно использовать статистический критерий Стьюдента (t-критерий). T-критерий рассчитывают по экспериментальным данным по формуле:
tp = ,
где Sср.2 = .
Найденное значение tp сравнивают с табличным значением tт (см. табл. 2). Если tp < tт, нуль-гипотеза подтверждается, расхождение между средними значениями незначимо, случайные погрешности отсутствуют и выборки можно отнести к одной генеральной совокупности, следовательно данные обеих серий можно объединить. Если tp > tт, нуль-гипотеза отвергается, расхождение между средними значениями значимо, поэтому выборки не принадлежат одной и той же генеральной совокупности.
ВЫВОД: