![](/user_photo/2706_HbeT2.jpg)
ГФ 11-1
.pdfПриладожья, Поморья и Прионежья – www.alppp.ru. Постоянно действующий третейский суд.
|
min |
max |
|
|
|
_ |
"ДЕЛЬТА"х |
доверительного |
интервала |
А +/- "ДЕЛЬТА"х = А +/- --------- = |
|
|
|
|
--- |
|
|
|
\/ m |
0,97
= 99 +/- ----- = 99 +/- 0,56, что соответствует примечанию I.5.1.
---
\/ 3
I.6. РАСЧЕТ И СТАТИСТИЧЕСКАЯ ОЦЕНКА
ПАРАМЕТРОВ ЛИНЕЙНОЙ ЗАВИСИМОСТИ
При использовании ряда химических и физико - химических методов количественного анализа непосредственному измерению подвергается некоторая величина у, которая является линейной функцией искомой концентрации (количества) х определяемого вещества или элемента. Иными словами, в основе таких методов анализа лежит существование линейной зависимости:
у = bх + а, |
(I.6.1) |
где у - измеряемая величина; x - концентрация (количество) определяемого вещества или элемента; b - угловой коэффициент линейной зависимости; a - свободный член линейной зависимости.
Для использования зависимости I.6.1 в аналитических целях,
т.е. для определения конкретной величины x по измеренному значению у, необходимо заранее найти числовые значения констант Ь и а, т.е.
провести калибровку. Иногда константы функции (I.6.1) имеют тот
или иной физический смысл, и их значения должны оцениваться с учетом соответствующего доверительного интервала. Если калибровка
проведена и значения констант а и Ь определены, величину х находят
по измеренному значению у ; |
i |
i |
|
Не является официальной версией, бесплатно предоставляется членам Ассоциации лесопользователей Приладожья, Поморья и Прионежья – www.alppp.ru. Постоянно действующий третейский суд.
|
1 |
|
а |
|
х |
= --- у |
- ---. |
(I.6.2) |
|
i |
b |
i |
b |
|
При калибровке величину х рассматривают как аргумент, а величину у - как функцию. Наличие линейной зависимости между х и у не всегда является очевидным. По этой причине экспериментальные данные, полученные при калибровке, в первую очередь используют для оценки жесткости, т. е. степени неслучайности линейной связи между х и у, и лишь затем определяют значения констант а и b и их доверительные интервалы. В первом приближении судить о жесткости линейной связи между переменными х и у можно по величине коэффициента корреляции r, который вычисляют по уравнению:
|
|
|
|
m |
|
m |
|
m |
|
|
(I.6.3) |
|
|
|
m SUM х у |
- SUM х |
|
SUM у |
|
|
|
||
|
|
|
|
1 i i |
|
1 |
i |
1 |
i |
|
|
r = ---------------------------------------------------------- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
------------------------------------------------ |
||||||||||
|
/ - |
|
|
|
|
¬ |
- |
|
|
|
¬ m |
|
/ ¦ |
m |
2 |
m |
|
2 ¦ ¦ |
m |
2 |
m |
2 ¦ |
|
/ |
¦m SUM х |
- (SUM х ) |
¦ ¦m SUM у |
- (SUM у ) |
¦ |
||||||
\ / |
¦ |
1 |
i |
1 |
i |
¦ ¦ |
1 |
i |
1 i |
¦ |
|
\/ |
L |
|
|
|
|
- |
L |
|
|
|
- |
исходя |
из |
экспериментальных |
данных, |
представленных |
в |
|
табл. I.6.1. |
Чем |
ближе |
¦r¦ к |
единице, |
тем менее случайна |
наблюдаемая линейная зависимость между переменными х и у. В
аналитической химии в большинстве случаев используют линейные зависимости с коэффициентом корреляции ¦r¦ >= 0,98 и только при анализе следовых количеств рассматривают линейные зависимости с коэффициентом корреляции ¦r¦ >= 0,9. Применение уравнения I.6.2
оправдано только при ¦r¦ >= 0,95.
Коэффициенты a и b и другие метрологические характеристики зависимости I.6.1 рассчитывают с использованием метода наименьших квадратов по экспериментально измеренным значениям переменной у для заданных значений аргумента х. Пусть в результате эксперимента найдены
Не является официальной версией, бесплатно предоставляется членам Ассоциации лесопользователей Приладожья, Поморья и Прионежья – www.alppp.ru. Постоянно действующий третейский суд.
представленные в табл. I.6.1 пары значений аргумента х и функции у.
Таблица I.6.1
-------- |
|
T-------- |
|
T-------- |
|
¬ |
¦ |
i |
¦ |
x |
¦ |
у |
¦ |
¦ |
|
¦ |
i |
¦ |
i |
¦ |
+------- |
|
+-------- |
|
+-------- |
|
+ |
¦ |
1 |
¦ |
х |
¦ |
у |
¦ |
¦ |
|
¦ |
1 |
¦ |
1 |
¦ |
+------- |
|
+-------- |
|
+-------- |
|
+ |
¦ |
2 |
¦ |
х |
¦ |
у |
¦ |
¦ |
|
¦ |
2 |
¦ |
2 |
¦ |
+------- |
|
+-------- |
|
+-------- |
|
+ |
¦ ... |
¦ ... |
¦ ... |
¦ |
|||
+------- |
|
+-------- |
|
+-------- |
|
+ |
¦ |
m |
¦ |
х |
¦ |
у |
¦ |
¦ |
|
¦ |
m |
¦ |
m |
¦ |
L------- |
|
+-------- |
|
+--------- |
|
|
Тогда:
|
m |
|
m |
|
m |
|
|
m SUM х |
у |
- SUM х |
SUM у |
|
|
||
|
1 |
i i |
1 |
i |
1 |
i |
|
b = ---------------------------- |
(I.6.4) |
||||||
|
m |
2 |
m |
|
2 |
|
|
|
m SUM х - (SUM х ) |
|
|
||||
|
1 |
i |
1 |
|
i |
|
|
m |
|
|
m |
|
|
|
|
SUM у |
- b SUM х |
|
|
|
|
||
1 |
i |
|
1 |
i |
|
|
|
Не является официальной версией, бесплатно предоставляется членам Ассоциации лесопользователей
Приладожья, Поморья и Прионежья – www.alppp.ru. Постоянно действующий третейский суд.
а = |
--------------------- |
; |
(I.6.5) |
|
m |
|
|
|
f |
= m - 2. |
(1.6.6) |
Если полученные значения коэффициентов a и b использовать для вычисления значений у по заданным в табл. I.6.1 значениям аргумента х согласно зависимости I.6.1, то вычисленные значения Y
обозначают через Y1, Y2, ... Yi, ... Yn. Разброс значений у
i
2
относительно значений Yi, характеризует величина дисперсии s0 ,
которую вычисляют по уравнению:
|
m |
2 |
m |
2 |
m |
|
m |
|
|
|
SUM (у |
- Yi) |
SUM у |
|
- aSUM у |
|
- bSUM х |
|
у |
2 |
1 |
i |
1 |
i |
1 |
i |
1 |
i |
i |
s0 |
= -------------- |
= |
------------------------------- |
|
|
|
|
|
. (I.6.7) |
|
|
f |
|
|
|
|
f |
|
|
В свою очередь дисперсии констант b и a находят по уравнениям:
|
|
|
2 |
|
|
2 |
|
|
ms0 |
|
|
s |
= -------------------- |
|
|
; |
(I.6.8) |
b |
m |
2 |
m |
2 |
|
|
mSUM х |
|
- (SUM х ) |
|
|
|
1 |
i |
1 |
i |
|
|
2 |
|
|
|
|
|
s |
|
|
|
|
2 |
b |
m |
2 |
|
|
Не является официальной версией, бесплатно предоставляется членам Ассоциации лесопользователей
Приладожья, Поморья и Прионежья – www.alppp.ru. Постоянно действующий третейский суд.
s |
= ---- SUM х . |
(1.6.9) |
аm 1 i
Стандартные отклонения s , и s и величины "ДЕЛЬТА"b и "ДЕЛЬТА"
|
|
|
b |
а |
|
|
a, необходимые |
для |
оценки |
|
доверительных |
интервалов констант, |
|
рассчитывают по уравнениям: |
|
|
|
|
||
|
|
|
|
---- |
|
|
|
|
|
|
/ 2 |
|
|
|
s |
= |
|
/ s |
; |
(I.6.10) |
|
|
b |
\/ |
b |
|
|
|
|
|
|
---- |
|
|
|
|
|
|
/ 2 |
|
|
|
s |
|
= |
/ s |
; |
(I.6.11) |
|
|
а |
|
\/ |
а |
|
"ДЕЛЬТА"b = t(P; F)s ; |
(I.6.12) |
||
|
|
b |
|
"ДЕЛЬТА"а = t(P; F)s . |
(I.6.13) |
||
|
|
а |
|
Уравнению I.6.1 с константами a и b обязательно |
удовлетворяет |
||
_ |
_ |
|
|
точка с координатами х |
и у, |
называемая центром калибровочного |
|
графика: |
|
|
|
|
m |
|
|
|
SUM х |
|
|
_ |
1 |
i |
|
х = --------; |
(I.6.14) |
Не является официальной версией, бесплатно предоставляется членам Ассоциации лесопользователей
Приладожья, Поморья и Прионежья – www.alppp.ru. Постоянно действующий третейский суд.
|
m |
|
|
|
m |
|
|
|
SUM у |
|
|
_ |
1 |
i |
|
у = -------. |
(I.6.15) |
||
|
m |
|
|
Наименьшие отклонения значений у |
от значений Yi наблюдаются |
||
|
|
i |
|
в окрестностях центра графика. |
Стандартные отклонения s и s |
у x
величины у и х, рассчитанных соответственно по уравнениям I.6.1 и I.6.2 исходя из известных значений х и у, определяются с учетом удаления последних от координат центра графика:
|
|
|
-------------------------------- |
|
|
|
|
|||||||
|
|
/ |
|
|
|
|
|
|
_ 2 |
|
|
|
|
|
|
|
/ |
2 - |
1 |
|
m(x - x) |
|
¬ |
|
|
|
|||
s |
= |
/ |
s |
¦--- |
|
+ ---------------------- |
|
|
|
|
¦; |
|
|
(I.6.16) |
|
y |
/ |
0 L |
m |
m |
|
2 |
m |
2 |
- |
|
|
|
|
|
\ |
/ |
|
|
|
mSUM х |
- (SUM х ) |
|
|
|
|
|||
|
\/ |
|
|
|
|
1 |
i |
1 |
i |
|
|
|
|
|
|
|
|
------------------------------------------ |
|
||||||||||
|
|
/ |
- |
|
|
|
|
|
_ |
_ 2 |
|
|
|
¬ |
|
|
/ |
¦ |
|
|
|
|
|
m(у |
- у) |
|
|
|
¦ |
|
|
/ 2 |
¦ |
1 |
|
1 |
|
|
j |
|
|
|
|
¦ |
s |
= |
/ s0 |
¦ |
--- |
|
+ --- + --------------------------- |
|
|
|
|
|
|
|
¦(I.6.17) |
|
x |
/ --- |
¦ |
n |
|
m |
|
2 - |
m |
2 |
m |
2 |
¬ |
¦ |
|
\ / |
2 |
¦ |
|
j |
|
b |
¦ |
mSUM х - (SUM х ) |
¦ |
¦ |
|||
|
\/ |
b |
L |
|
|
|
|
L |
1 |
i |
1 |
i |
- |
- |
Не является официальной версией, бесплатно предоставляется членам Ассоциации лесопользователей