ГФ 11-1
.pdfПриладожья, Поморья и Прионежья – www.alppp.ru. Постоянно действующий третейский суд.
Примечание I.3.2. Для случая, описанного в примечании I.1.2, в
|
|
|
|
|
_ |
2 |
|
|
|
табл. I.3.1 вместо величин "ми", |
х, |
s1 |
и s |
приводят |
величины |
||||
|
_ |
|
2 |
|
|
|
|
|
|
lg "ми", |
lg х , |
s |
и |
s . |
|
При |
этом в графу 8, согласно |
||
|
g |
|
lg |
lg |
|
|
|
|
|
примечанию I.2.2, |
вносят величину |
"ДЕЛЬТА"lg х, а |
в графу 9 - |
||||||
максимальное по |
абсолютной |
|
величине |
значение |
"эпсилон". |
||||
Аналогичные |
замены проводят при |
вычислении t по уравнению I.3.1 и |
F - по уравнению I.3.4.
Для сравнения двух методов анализа результаты статистической обработки сводят в табл. I.3.2.
Таблица I.3.2
Данные для сравнительной метрологической оценки
двух методов анализа
Me- |
|
|
_ |
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
При- |
тод, |
"ми" |
f |
х |
s |
s |
Р t(Р, f) |
"ДЕЛЬ- "эпси- |
t |
F(Р,f1,f2) |
F |
"дель- |
ме- |
||
N |
|
|
|
|
|
|
(табл.) |
ТА"х |
лон" |
выч |
(табл.) |
выч |
та" |
ча- |
п/п |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Р - 99% |
|
|
ния |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
11 |
12 |
13 |
14 |
15 |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Метрологическое сравнение методов анализа желательно проводить |
|
||||||||||||
при "ми1" = "ми2", f1 > 10 и f2 > 10. Если точные значения "ми1" и |
|
|||||||||||||
"ми2" неизвестны, величины "дельта" и t |
не определяют. |
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
выч |
|
|
|
|
Пример I.3.1. Пусть для двух выборок аналитических данных (1 и 2), характеризующих, например, различные методы анализа, получены метрологические характеристики, приведенные в
Не является официальной версией, бесплатно предоставляется членам Ассоциации лесопользователей Приладожья, Поморья и Прионежья – www.alppp.ru. Постоянно действующий третейский суд.
графах 1-10 табл. I.3.3.
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Таблица I.3.3 |
||
-----T---- |
T--T------ |
T |
----- |
T----- |
T-- |
T------- |
|
T------ |
T |
----T----- |
T------- |
|
|
||
----T |
----- |
T------ |
|
¬ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
¦Но- ¦ |
¦ ¦ _ |
¦ 2 |
¦ |
|
¦ ¦ |
|
¦ |
¦ |
¦ |
|
|||||
¦ |
|
¦ |
|
¦ |
|
¦ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
¦мер ¦"ми" ¦f |
¦ |
х, % |
¦ |
s |
¦ |
s |
|
¦Р,¦t(Р, f) ¦"ДЕЛЬ- ¦"эп- ¦t |
|
||||||
¦F(Р,f1,f2) ¦F |
¦"дель- ¦ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
¦вы- |
¦ |
¦ |
¦ |
|
¦ |
|
¦ |
|
¦% |
¦(табл.) ¦ТА"х ¦си- ¦ |
выч |
¦ |
|||
(табл.) |
¦ выч ¦та" |
¦ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
¦бор- ¦ |
¦ |
¦ |
|
¦ |
¦ |
|
¦ |
¦ |
|
¦ |
¦лон" ¦ |
¦ |
Р = |
||
99% |
¦ |
¦ |
|
¦ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
¦ки ¦ |
¦ ¦ |
|
¦ |
|
¦ |
|
¦ ¦ |
|
¦ |
¦ |
¦ |
|
|||
¦ |
|
¦ |
|
¦ |
|
¦ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
¦ |
¦ |
¦ ¦ |
|
¦ |
|
¦ |
|
¦ ¦ |
|
¦ |
¦ |
¦ |
|
||
¦ |
|
¦ |
|
¦ |
|
¦ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
+---- |
+---- |
+--+------ |
+----- |
|
+----- |
+--+------- |
|
+------ |
+---- |
+----- |
+------- |
|
|
||
----+ |
----- |
+------ |
|
+ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
¦ 1 ¦ 2 ¦3 ¦ 4 |
¦ 5 ¦ 6 ¦7 ¦ |
8 |
¦ |
9 ¦10 ¦ 11 ¦ |
|||||||||||
12 |
|
¦ 13 |
¦ |
14 |
¦ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
+---- |
+---- |
+--+------ |
+----- |
|
+----- |
+--+------- |
|
+------ |
+---- |
+----- |
+------- |
|
|
||
----+ |
----- |
+------ |
|
+ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
¦ 1 |
|
¦100 |
¦20¦100,13 ¦0,215 ¦0,464 ¦95¦ 2,09 |
¦ 0,97 |
¦0,97 ¦1,28 |
||||||||||
¦ |
|
¦ |
|
¦ |
- |
¦ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
¦ |
¦ |
¦ ¦ |
|
¦ |
¦ |
|
¦ ¦ |
|
¦ |
¦ |
¦ |
¦ |
|||
3,36 |
|
¦17,92 ¦ |
|
¦ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
¦ 2 |
|
¦100 |
¦15¦98,01 |
¦0,012 ¦0,110 ¦95¦ |
2,13 |
¦ |
0,23 |
||||||||
¦0,24 ¦72,36 ¦ |
|
|
¦ |
|
¦ 1,99 |
¦ |
|
|
|
|
|
|
|||
L---- |
+---- |
+--+------ |
+----- |
|
+----- |
+--+------- |
|
+------ |
+---- |
+----- |
+------- |
|
|
||
----+ |
----- |
+------- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Для заполнения графы 11 вычислим значения t1 и t2:
_ |
--- |
------ |
¦"ми" - х1 ¦ |
\/ m1 |
¦100 - 100,13 ¦ \/20 + 1 |
t1 = -------------------- |
= |
------------------------- = 1,28; |
Не является официальной версией, бесплатно предоставляется членам Ассоциации лесопользователей
Приладожья, Поморья и Прионежья – www.alppp.ru. Постоянно действующий третейский суд.
s1 |
|
0,464 |
|
_ |
---- |
------ |
|
¦"ми" - х2 ¦ |
\/ m2 |
¦100 - 98,01 ¦ \/15 + 1 |
|
t2 = --------------------- |
= |
----------------------- |
= 72,36; |
s2 |
|
0,110 |
|
|
|
|
_ |
Поскольку t1 = 1,28 < (95%, |
20) = 2,09, гипотеза |
¦"ми1" - x1 ¦ |
не равно 0 может быть отвергнута, что позволяет считать результаты
выборки 1 свободными от систематической ошибки. |
|
|
|||||
Напротив, |
поскольку |
t2 = |
72,36 |
>> |
t2 (95%, |
15) = 2,13, |
|
|
_ |
|
|
|
|
|
|
гипотезу ¦"ми2" |
- x2 ¦ |
не |
равно |
0 |
приходится |
признать |
|
статистически |
достоверной, |
что |
свидетельствует |
о |
наличии |
систематической ошибки в результатах выборки 2. В графу 14 вносим:
|
_ |
|
|
¦"ми1" - x1 ¦ |
¦100 - 98,01 ¦ |
"дельта2" = |
------------ 100% = |
------------- х 100% = 1,99%. |
|
"ми" |
100 |
Заполним графы 12 и 13:
F(99%; 20; 15) = 3,36;
2 |
|
s1 |
0,215 |
F = ---- = ----- = 17,92; |
|
2 |
0,012 |
s2 |
|
F = 17,92 >> f(99%; 20; 15) = 3,36.
2
Не является официальной версией, бесплатно предоставляется членам Ассоциации лесопользователей
Приладожья, Поморья и Прионежья – www.alppp.ru. Постоянно действующий третейский суд.
Следовательно, при Р = 99% гипотезу о различии дисперсий s1 и
2
s2 следует признать статистически достоверной.
Выводы:
а) результаты, полученные первым методом, являются правильными, т.е. они не отягощены систематической ошибкой;
б) результаты, полученные вторым методом, отягощены систематической ошибкой;
в) по воспроизводимости второй метод существенно лучше первого метода.
I.4. МЕТРОЛОГИЧЕСКАЯ
ХАРАКТЕРИСТИКА СРЕДНЕГО РЕЗУЛЬТАТА.
СРАВНЕНИЕ СРЕДНИХ РЕЗУЛЬТАТОВ ДВУХ ВЫБОРОК
Если с помощью данного метода анализа (измерения) следует определить значение некоторой величины А, то для полученной экспериментально однородной выборки объема m рассчитывают величины, необходимые для заполнения табл. I.4.1. Так поступают в том случае, если применяемый метод анализа (измерения) не был ранее аттестован метрологически. Если же этот метод уже имеет метрологическую аттестацию, графы 2, 4, 5, 7, 8 и 9 табл. I.4.1 заполняются на основании данных табл. I.3.1, полученных при аттестации. При заполнении табл. I.4.1. следует при необходимости учитывать примечания I.2.1 и I.3.1.
Таблица I.4.1
Метрологические характеристики среднего результата
|
|
|
|
|
|
|
|
|
_ |
|
|
|
|
_ |
2 |
|
s_ |
|
|
|
"ДЕЛЬТА"х или |
_______ |
|
m |
f |
х |
s |
s |
х |
P |
t (P, f) |
"ДЕЛЬТА"х _ |
_ |
"эпсилон" |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
х +/-"ДЕЛЬТА"х |
|
|
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
|
11 |
Таким образом, на основании выражения I.2.1 для измеряемой величины А в предположении отсутствия систематической ошибки с вероятностью Р выполняется условие:
Не является официальной версией, бесплатно предоставляется членам Ассоциации лесопользователей Приладожья, Поморья и Прионежья – www.alppp.ru. Постоянно действующий третейский суд.
|
_ |
|
|
_ |
_ |
|
_ |
|
|
|
|
|
х - "ДЕЛЬТА"х <= А <= х + "ДЕЛЬТА"х, |
|
|
(I.4.1) |
|||||||
т. е. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
_ |
_ |
|
|
_ |
|
|
|
|
|
|
|
А = х +/- "ДЕЛЬТА"х. |
|
|
|
|
(I.4.2) |
|||||
Примечание I.4.1. |
В |
|
случае, |
предусмотренном |
в |
примечании |
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
_ |
|
I.1.2, в графе 9 табл. |
I.4.1 приводят величину "ДЕЛЬТА"lg x, |
а |
|||||||||
каждую из граф 3, 10 и 11 разбивают на две (а, |
б). |
В |
графе 3а |
||||||||
|
_ |
|
|
|
|
|
_ |
|
|
|
|
приводят значение х , в графе 3б |
- значение lg х , |
|
в графах |
10а |
|||||||
|
g |
|
|
|
|
|
g |
|
|
|
|
и 10б |
- соответственно |
значения |
нижней |
и |
верхней |
границ |
|||||
|
|
|
|
_ |
|
|
|
|
|
|
|
доверительного интервала для х (см. |
уравнения |
I.2.11, |
I.2.12). |
g
Наконец, в графе 11 приводят максимальное по абсолютной величине
_______
значение "эпсилон", (см. уравнение I.2.12а).
Если в результате измерений одной и той же величины А получены
_ |
_ |
две выборки объема n1 и n2, причем х1 |
не равно х2, может |
возникнуть необходимость проверки статистической достоверности гипотезы:
_ |
|
_ |
|
х1 |
= |
х2, |
(I.4.3) |
_ |
|
_ |
|
т.е. значимости разности (х1 - |
х2). |
|
|
Такая проверка необходима, если величина А определялась двумя |
|||
разными методами с целью |
их |
сравнения |
или если величина А |
Не является официальной версией, бесплатно предоставляется членам Ассоциации лесопользователей
Приладожья, Поморья и Прионежья – www.alppp.ru. Постоянно действующий третейский суд.
определялась одним и тем же |
методом |
для |
двух |
разных |
объектов, |
||
идентичность которых требуется доказать. Для проверки |
гипотезы |
||||||
I.4.3 следует установить, |
существует |
ли |
статистически |
значимое |
|||
|
2 |
|
2 |
|
|
|
|
различие между дисперсиями |
s1 |
и |
s2. |
Эта |
проверка проводится так, |
||
как указано в разделе I.3 |
(см. |
выражения |
I.3.4, |
I.3.5, |
I.3.5а). |
||
Рассмотрим три случая. |
|
|
|
|
|
|
|
22
1.Различие дисперсий s1 и s2 статистически недостоверно
(справедливо неравенство I.3.5а). В этом случае средневзвешенное
|
2 |
|
|
|
|
|
2 |
значение s вычисляют по уравнению I.1.7, а дисперсию s |
разности |
||||||
_ |
_ |
|
|
|
|
Р |
|
¦x1 - х2 ¦ - по уравнению I.4.4: |
|
|
|||||
|
|
|
2 |
|
|
|
|
|
|
2 |
s |
(n1 + n2) |
|
|
|
|
|
s |
= ------------; |
|
(I.4.4) |
||
|
|
Р |
|
n1n2 |
|
|
|
|
|
|
|
---- |
|
|
|
|
|
|
|
/ 2 |
|
|
|
|
|
s |
= |
/ s |
|
|
(I.4.4a) |
|
|
Р |
\/ |
Р . |
|
|
|
|
Далее вычисляют критерий Стьюдента: |
|
|||||
|
_ |
_ |
_ |
|
|
--------- |
|
|
¦х1 - |
х2 ¦ |
¦х1 - х2 ¦ |
|
/ n1n2 |
|
|
|
t = ---------- |
= |
---------- |
|
/ --------- |
; |
(I.4.5) |
|
s |
|
|
s |
\/ |
n1 + n2 |
|
Не является официальной версией, бесплатно предоставляется членам Ассоциации лесопользователей