= ±1,3305« ±1,3.
Коэффициент К:
2
0,25.
,1448-100 2,40261,96-/"15” 30,9,16
Условия аттестации выполнены (пг>6, К<0,4). Аттестация меди в СО каолина после исключения двух недостоверных результатов соответствует первой категории точности,
Пример 6, Обработка данных по логарифмически нормальному распределению
В СО каолина было определено следующее содержание Си (г/т): 4; 7; 7; 7,5; 8; 8,3; 8,4; 9,4; 9,5; 10; 10; 10,5 12; 12,8; 13; 22; 23.
Распределение результатов отлично от нормального, обработку выполняют по модели логарифмического нормального распределения
.
Преобразование результатов в их логарифмы Xj: 0,6021; 0,8451; 0,8451;
•0,8751; 0,9031; 0,9191; 0,9243; 0,9731; 0,9777; 1,0000; 1,0000; 1,0212;
1,0792; 1,1072; 1,1139; 1,3424; 1,3617 (m=17), =
Среднее арифметическое преобразованных данных X—0,99355, Среднее квадратическое отклонение 5 = 0,18087, Проверка нормальности X, при помощи 1Г-критерия:
№=0,934;
W (Р=0,95, т=17)=0,822.
№>№ (Р, щ); распределение исходных результатов логарифмически нормальное, Среднее геометрическое аналитических данных:
x;=antilog 0,99355=9,85 «9,9;
_/antilog (0,18087)= 1,52;
Sr“antilog (—0,18087)=0,66.
Доверительный интервал среднего геометрического:
,
=12,2052« 12,2;
, Г„ , 2,1199-0,18087 1Z2=antilog 0,99355+ —
l!=antllog 0,99355-
2,11990,18087
=7,9534 «8,0.
Для 9,9 г/т Си ог_п1ах=30%: Коэффициент К:
(
—0,37.
12,2052—7,9534)-1002-1,96-30-9,85
Условия аттестации выполнены (тп>6, К<0,4).
Аттестация содержания меди в СО каолина, выполненная по модели логарифмически нормального распределения с учетом всех результатов, соответствует второй категории точности.
Пример 7. Обработка результатов после ^-преобразования..
Провести 1-преобразование данных из примера 6 и рассчитать аттестованные характеристики, 1-преобразование результатов проводят по уравнению (40) (1=—0,18).
у *-°'18-1
1 —0,18 ’
Расчеты приведены в табл, 18,
Таблица 18
Вспомогательная таблица для расчетов Xj, X и S.
/ |
|
Х! |
/ |
Х! |
Xj |
1 |
4 |
1,2269 |
10 |
10 |
1,8850 |
2 |
7 |
1.6417 |
11 |
10 |
1,8850 |
3 |
7 |
1.6417 |
12 |
10,5 |
1,9171 |
4 |
7,5 |
1,6900 |
13 |
12 |
2,0035 |
5 |
8 |
1,7346 |
14 |
12,8 |
2,0446 |
6 |
8,3 |
1,7598 |
15 |
13 |
2,0543 |
7 |
8,4 |
1,7680 |
16 |
22 |
2,3707 |
8 |
9,4 |
1,8439 |
17 |
23 |
2,3961 |
9 |
9,5 |
1,8510 |
|
|
|
zn=17 х= 1,8655
S=0,2743
Асимметрия преобразованных результатов Аз = 0,003 достигает почти теоретического значения.
лгх= [1,8655-(—0,18)+!] °-18=9,7094=9,7.
Доверительный интервал средней величины Li,s:
, , ве„ 2,1199-0,2743
£1,2=1,8655 т —
/2=[2,0065 (—0,18)4-1] °’18=12,0557=12,1;
Г 1 ’ 1
11=[1,7245 (-0,18)4-1] °’18=7,8835=7,9.
Для 9,7 г/т Си о,_тах=30%:
Коэффициент К:
(12,0557-7,8835)-100 п
К 2-1,96-30-9,7 ' ‘
Требования аттестации выполнены (т>6, К<0,4),
Аттестация меди в СО каолина, выполненная при помощи ^-преобразования с учетом всех результатов, соответствует второй категории точности,
Пример 8, Обработка результатов с применением разных видов медианы»
В СО силиката было определено следующее содержание марганца (%): 0,050; 0,051; 0,051; 0,051; 0,051; 0,052; 0,052; 0,053; 0,056; 0,060; 0,060; 0,061. По W-критерию нельзя считать выборку результатов нормально распределенной. Нельзя принять и модель логарифмически нормального распределения.
Оценка аттестуемых характеристик выполняется по медиане и ее доверительному интервалу
.Оценка аттестованных характеристик с применением выборочной медианы /п= 12;
л= -у (0,052+0,052)=0,052;
L (х)—х3—л10=0,051—0,060;
+—max Для 0,052% Мп —17%;
„ (0,060—0,051 )■ 100
К= =0,26.
2-1,96-17-0,052
Условия аттестации выполнены (zn>6, К<0,40). Аттестация марганца в СО силиката соответствует первой категории точности,
Оценка аттестованных характеристик с применением медианы по Гаствирту хг=0,4-х+0,3 (+а+х8)=0,4-0,052+0,3 (0,051+0,053)=0,052;
£ (хг)=х3—Хіо=О,О51'—0,060;
(0,060-0,051)-100 „
К 2-1,96-17-0,052 ’ '
При расчете медианы по Гаствирту получаются те же аттестованные значения, что и при использовании выборочной медианы,
Оценка аттестованных характеристик с применением медианы по Ходжесу- Леману.
Вычисление всех возможных полусумм результатов определения содержания марганца приведено в табл, 19. В табл. 20 приведены рассчитанные значения полусумм в порядке возрастания
.Z(*) |
0,050 |
0,051 |
0,051 |
0,051 |
0,051 |
0,052 |
0,052 |
0,053 |
0,056 |
0,060 |
0.060 |
0,061 |
0,050 |
0,0500 |
0,0505 |
0,0505 |
0,0505 |
0,0505 |
0,0510 |
0,0510 |
0,0515 |
0,0530 |
0,0550 |
0,0550 |
0,0555 |
0,051 |
— |
0,0510 |
0,0510 |
0,0510 |
0,0510 |
0,0515 |
0,0515 |
0,0520 |
0,0535 |
0,0555 |
0,0555 |
0,0560 |
0,051 |
— |
— |
0,0510 |
0,0510 |
0,0510 |
0,0515 |
0,0515 |
0,0520 |
0,0535 |
0,0555 |
0,0555 |
0,0560 |
0,051 |
— |
— |
—— |
0,0510 |
0,0510 |
0,0515 |
0,0515 |
0,0520 |
0,0535 |
0,0555 |
0,0555 |
0,0560 |
0,051 |
— |
— |
— |
—- |
0,0510 |
0,0515 |
0,0515 |
0,0520 |
0,0535 |
0,0555 |
0,0555 |
0,0560 |
0,052 |
— |
— |
— |
|
— |
0,0520 |
0,0520 |
0,0525 |
0,0540 |
0,0560 |
0,0560 |
0,0565 |
0,052 |
— |
— |
— |
— |
— |
— |
0,0520 |
0,0525 |
0,0540 |
0,0560 |
0,0560 |
0,0565 |
0,0оо Л ЛЕД |
|
— |
— |
— |
— |
— |
— |
0,0530 |
0,0545 |
0,0565 |
0,0565 |
0,0570 |
U,UOO Л ЛДП |
|
— |
—■ |
— |
— |
— |
— |
——1 |
0,0560 |
0,0580 |
0,0580 |
0,0585 |
U,UDU Л лдл |
|
— |
— |
— |
— |
— |
—— |
—■ |
— |
0,0600 |
0,0600 |
0,0605 |
0,061 |
— |
— |
— |
— |
— |
— |
— |
— |
— |
•— |
0,0600 |
0,0605 0,0610 |
Таблица 19
Расчет полусумм по Ходжесу-Леману
С. 40 ГОСТ 27872—88
Общее число полусумм N=
12-13
-^-=78.
Упорядочение полусумм по возрастанию
В качестве значения полусумм, упорядоченных
0,0500 |
0,0505 |
0,0505 |
0,0505 |
0,0505 |
0,0510 |
0,0510 |
0Д510 |
0,0510 |
0,0510 |
0,0510 |
0,0510 |
0,0510 |
0,0510 |
0,0516 |
0,0510 |
0,0510 |
0,0515 |
0,0515 |
0,0515 |
0,0515 |
0,0515 |
0,0515 |
0,0515 |
0,0515 |
0,0515 |
0,0520 |
0,0520 |
0,0520 |
0,0520 |
0,0520 |
0,0520 |
0,0520 |
0,0525 |
0,0525 |
0,0530 |
0,0530 |
0,0535 |
0,0535 |
0,0535 |
0,0535 |
0,0546 |
0,0540 |
0,0545 |
0,0550 |
0,0550 |
0,0555 |
0,0555 |
0,0555 |
0,0555 |
0,0555 |
0,0555 |
0,0555 |
0,0555 |
0,0555 |
0,0560 |
0,0560 |
0,0560 |
0,0560 |
0,0560 |
0,0560 |
0,0560 |
0,0560 |
0,0560 |
0,0565 |
0,0565 |
0,0565 |
0,0565 |
0,0570 |
0,0580 |
0,0580 |
0,0585 |
0,0600 |
0,0600 |
0,0600 |
0,0605 |
0,0605 |
0,0610 |
|
|
Таблица 20
а
медиану ряда
ттестованного содержания принимают по возрастанию (табл» 20).~хл= (0,05354-0,0535)=0,0535-
Доверительный интервал медианы
L (ххл)=Х14—Ze5=0,051—0,0565
Значение доверительного интервала для медианы, рассчитанной по Ходжесу- Леману меньше, чем для выборочной медианы и медианы, рассчитанной по Гаствирту,
Or—max для 0,052%Мп — 17%
Коэффициент К
(0,0565—0,051)-100
2-1,96-17-0,052 -°’ '
Условия аттестации выполнены (т>6, К<0,4)
.
ПРИЛОЖЕНИЕ 13
Обязательное
Таблица 21
Максимально допустимые относительные средние
квадратические отклонения результатов рядовых анализов
1 |
60,0—69,9 |
2 |
50,0—59,9 |
3 |
40,0—49,9 |
4 |
30,0—39,9 |
5 |
20,0—29,9 |
6 |
10,0—19,9 |
7 |
5,0—9,9 |
8 |
2,0—4,9 |
9 |
1,0—1,9 |
10 |
0,50—0,99 |
11 |
0,20—0,49 |
12 |
0,10—0,19 |
13 |
0,050—0,099 |
14 |
0,020—0,049 |
15 |
0,010—0,019 |
16 |
0,0050—0,0099 |
17 |
0;0020—0,0049 |
18 |
0,0010—0,0019 |
19 |
0,00050—0,00099 |
20 |
0,00020—0,00049 |
21 |
0,00005—0,00019 |
22 |
0,000020—0,000049 |
1,1 |
- |
— |
— |
1,2 |
|
—— |
— |
1,6 |
2,8 |
— |
—- |
2,1 |
4,0 |
— |
1,6 |
2,8 |
5,4 |
— |
2,1 |
3,5 |
7,0 |
1,8 |
2,8 |
5,4 |
9,0 |
2,5 |
4,0 |
8,0 |
11 |
3,5 |
6,0 |
11 |
13 |
4,6 |
9,0 |
15 |
16 |
6,0 |
12 |
20 |
19 |
8,0 |
15 |
25 |
21 |
10 |
19 |
28 |
27 |
12 |
24 |
30 |
28 |
16 |
27 |
30 |
30 |
20 |
28 |
30 |
30 |
27 |
30 |
30 |
30 |
30 |
30 |
30 |
30 |
30 |
30 |
30 |
30 |
30 |
30 |
30 |
30 |
30 |
30 |
30 |
30 |
30 |
30 |
30 |
30 |
30 |
30 |
— |
— |
— |
|
— |
— |
— |
■ — |
— |
— |
—• |
■ 1 — |
— |
— |
— |
|
— |
— |
— |
1,4 |
— |
— |
2,1 |
2,1 |
—— |
— |
3,5 |
3,5 |
6,0 |
6,0 |
5,4 |
5,4 |
8,0 |
6,5 |
7,0 |
7,0 |
10 |
7,0 |
9,0 |
9,0 |
12 |
8,6 |
11 |
11 |
16 |
10 |
14 |
14 |
18 |
12 |
21 |
21 |
21 |
16 |
— |
|
25 |
21 |
||
30 |
27 |
— |
— |
30 |
30 |
— |
—- |
30 |
30 |
— |
—- |
30 |
30 |
— |
— |
30 |
30 |
■— |
— |
30 |
30 |
—— |
— |
30 |
30 |
■— |
— |