Файл: ГФ 11-1.pdf

Приладожья, Поморья и Прионежья –   

www.alppp.ru.

 Постоянно действующий третейский суд. 

где

                                 2    2

                   C = L / (L - t Sост ),                (II.5.11)

            2

причем L и Sост  берутся из табл.  II.5.2,  а t  -  есть  значение

критерия Стьюдента  для  Р  =  95%  и fост  числа степеней свободы

          2

величины Sост.  Границы  доверительного  интервала  для  отношения

активностей (R и R  ) будут антилогарифмами величин М  и  M, а для

              H    B                                 H     B

доверительных границ активности образца надо  вводить  коэффициент

"гамма " / "гамма " в соответствии с формулой II.5.9.

      U          S

    Пример. II.8.  Активность  стандарта  -  950  ЕД/мг.  Основной

раствор стандарта готовят из расчета 1 мг/мл, так  что   a  =  950

                                                          S

ЕД/мл.  Учитывая,  что  контрольная   концентрация   для   данного

                                                                S

антибиотика равна 1 ЕД/мл,  готовят рабочие растворы стандарта D1,

S    S

D2 и D3 путем разведения основного раствора в  500,  1000  и  2000

раз.   Полагая,   что   активность  испытуемого образца  близка  к

активности стандарта,  и учитывая,  что рабочие  концентрации  для

          U    U    U

образца  D1,  D2,  D3,  должны быть близки к рабочим концентрациям

           S    S    S

стандарта D1,  D2,  D3,  основной раствор образца разводят также в

500, 1000 и 2000 раз. Количество чашек n = 6.

    Результаты опыта записаны в  табл.  II.5.3.  Там  же  записаны

значения Si, Ui, Tj  и у, вычисленные по формулам II.5.1 - II.5.3.

По этим значениям, пользуясь формулами II.5.4 - II.5.6, получаем:

Не является официальной версией, бесплатно предоставляется членам Ассоциации лесопользователей

Приладожья, Поморья и Прионежья –   

www.alppp.ru.

 Постоянно действующий третейский суд. 

            S = 3310;       L  = 325;       Q  = - 5;

                             S               S

            U = 3325:       L  = 345;       Q  = -5.

                             U               U

    Дисперсионный анализ     результатов     опыта     представлен

в табл.II.5.4, из которой видно, что условия незначимости вариаций

в  строках 2,  3 и 4 и значимости вариации в строке 1 выполняются,

что позволяет перейти к дальнейшим расчетам.

    Прежде всего   следует   пересчитать   остаточную  вариацию  с

включением в нее незначимых вариаций.  Поскольку в  данном  случае

вариации незначимы не только в строках 2,  3 и 4, но и в строке 5,

последнюю тоже  следует  включить  в  остаточную  вариацию.  Тогда

получаем  новое значение SUMост = 200,70 + 16,66 + 1,39 + 0 + 6,25

+ 225,00 при числе степеней свободы fост = 25 + 4 =  29,  так  что

2

Sост = 225,00/29 = 7,759.  Новые результаты дисперсионного анализа

представлены в табл. II.5.5.

Таблица II.5.2 

Дисперсионный анализ результатов опыта

------T----------------------T--------T-----------------------T------

------T------------T-------------¬

¦

Номер

¦

¦

 Число  

¦

¦

Дисперсия 

¦

 Отношение  

¦

  Табличные  

¦

¦

стро-

¦

  Источник вариаций   

¦

степеней

¦

  Сумма квадратов SUM  

¦

   2  

SUM  

¦

 дисперсий  

¦

  значения   

¦

¦

ки   

¦

¦

свободы 

¦

¦

  s  =

---  

¦

     2   2  

¦

F(95%,f,fост)

¦

¦

¦

¦

¦

¦

        f   

¦

F = s / Sост

¦

¦

+-----+----------------------+--------+-----------------------+------

Не является официальной версией, бесплатно предоставляется членам Ассоциации лесопользователей

Приладожья, Поморья и Прионежья –   

www.alppp.ru.

 Постоянно действующий третейский суд.