Добавил:
Upload Опубликованный материал нарушает ваши авторские права? Сообщите нам.
Вуз: Предмет: Файл:

ГФ 11-1

.pdf
Скачиваний:
1243
Добавлен:
21.05.2015
Размер:
3.83 Mб
Скачать

Приладожья, 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