1.1.13._(ОФС.1.1.0013.15). Статья статистическая обработка результатов офс 0013. 15

• Название: Статья статистическая обработка результатов офс 0013. 15
• Дата: 10.09.2019
• Размер: 0.5 Mb.
• Имя файла: 1.1.13._(ОФС.1.1.0013.15).docx
• Тип: Статья; #86457
• страница: 1 из 11

МИНИСТЕРСТВО ЗДРАВООХРАНЕНИЯ РОССИЙСКОЙ ФЕДЕРАЦИИ


ОБЩАЯ ФАРМАКОПЕЙНАЯ СТАТЬЯ

Статистическая обработка результатов ОФС.1.1.0013.15

химического эксперимента Взамен ст. ГФ XI, вып.1
Требования данной общей фармакопейной статьи распространяются на методы, используемые при статистической обработке результатов химического эксперимента.

Обозначения:

А – измеряемая величина;

a – свободный член линейной зависимости;

b– угловой коэффициент линейной зависимости;

F– критерий Фишера;

f – число степеней свободы;

i – порядковый номер варианты;

L – фактор, используемый при оценке сходимости результатов

параллельных определений;

т, п – объемы выборки;

P, – доверительная вероятность соответственно при дву- и

односторонней постановке задачи;

Q₁, Q_n– контрольные критерии идентификации грубых ошибок;

R– размах варьирования;

r– коэффициент корреляции;

s– стандартное отклонение;

s²– дисперсия;

s – стандартное отклонение среднего результата;

s_,% – относительное стандартное отклонение среднего результата

(коэффициент вариации);

s_lg – логарифмическое стандартное отклонение;

s²_lg – логарифмическая дисперсия;

s_lgg – логарифмическое стандартное отклонение среднего

геометрического результата;

s, s, s– общая дисперсия и дисперсия коэффициентов линейной

зависимости;

t – критерий Стьюдента;

U – коэффициент для расчета границ среднего результата

гарантии качества анализируемого продукта;

х, у – текущие координаты в уравнении линейной зависимости;

Х_i, Y_i – вычисленные, исходя из уравнения линейной зависимости,

значения переменных х и у;

, – средние выборки (координаты центра линейной зависимости);

х_i,, y_i – i-тая варианта (i-тая пара экспериментальных значений х и у);

± ∆ – граничные значения доверительного интервала среднего

результата;

х_i ± ∆х– граничные значения доверительного интервала

результата отдельного определения;

d, ∆ – разность некоторых величин;

 – уровень значимости, степень надежности;

∆х– полуширина доверительного интервала величины;

δ – относительная величина систематической ошибки;

ε, – относительные ошибки соответственно результата отдельного

определения и среднего результата;

µ – истинное значение измеряемой величины;

∑ – знак суммирования (сумма);

X² – критерий хи-квадрат.

Примечание. Термины доверительная вероятностьP и уровень значимости (степень надежности) взаимозаменяемы, поскольку их сумма равна либо 1, либо 100 %.

Метрологические характеристики методов и результатов, получаемых при статистической обработке данных эксперимента, позволяют проводить оценку и сравнение, как методик аналитического эксперимента, так и исследуемых при таком эксперименте объектов, и на этой основе решать ряд прикладных задач.

1. Основные статистические характеристики однородной выборки и их вычисление

Проверка однородности выборки. Исключение выпадающих значений вариант. Термином «выборка» обозначают совокупность статистически эквивалентных найденных в эксперименте величин (вариант). В качестве такой совокупности можно, например, рассматривать ряд результатов, полученных при параллельных определениях содержания какого-либо вещества в однородной по составу пробе.

Допустим, что отдельные значения вариант выборки объема п обозначены через x_i (1 ≤ i ≤ n) и расположены в порядке возрастания:

x₁; х₂; ... х_i; ...х_n-1; х_n. (1.1)

Результаты, полученные при статистической обработке выборки, будут достоверны лишь в том случае, если эта выборка однородна, т. е. если варианты, входящие в нее, не отягощены грубыми ошибками, допущенными при измерении или расчете. Такие варианты должны быть исключены из выборки перед окончательным вычислением ее статистических характеристик. Для выборки небольшого объема (n < 10) идентификация вариант, отягощенных грубыми ошибками, может быть выполнена, исходя из величины размаха варьирования R,см. уравнения (1.12), (1.13). Для идентификации таких вариант в выборке большого объема (n 10) целесообразно проводить предварительную статистическую обработку всей выборки, полагая ее однородной, и уже затем на основании найденных статистических характеристик решать вопрос о справедливости сделанного предположения об однородности, см. выражение (1.14).

В большинстве случаев среднее выборки является наилучшей оценкой истинного значения измеряемой величины µ, если его вычисляют как среднее арифметическое всех вариант:

= . (1.2)

При этом разброс вариант х_iвокруг среднего характеризуется величиной стандартного отклонения s. В количественном химическом анализе величина s часто рассматривается как оценка случайной ошибки, свойственной данному методу анализа. Квадрат этой величины s² называют дисперсией. Величина дисперсии может рассматриваться как мера воспроизводимости результатов, представленных в данной выборке. Вычисление величин (оценок) s и s² проводят по уравнениям (1.5) и (1.6). Иногда для этого предварительно определяют значения отклонений d_i и число степеней свободы (число независимых вариант) f:

d_i= x_i– , (1.3)

f = n – 1, (1.4)

s² = = , (1.5)

(1.6)

Стандартное отклонение среднего результата s рассчитывают

по уравнению:

(1.7)

Отношение s к , выраженное в процентах, называют относительным стандартным отклонением среднего результата или коэффициентом вариации s_{, %.}

Примечание 1.1. При наличии ряда из gвыборок с порядковыми номерами k(1 ≤ k≤ g) расчет дисперсии s целесообразно проводить по формуле:

s² = . (1.8)

При этом число степеней свободы равно:

f = , (1.9)

где x_k – среднее k-той выборки;

n_k– число вариант в k-тойвыборке;

x_ik– i-тая варианта k-той выборки;

s – дисперсия k-той выборки;

d_ik – отклонение i-той варианты k-той выборки.

Необходимым условием применения уравнений (1.8) и (1.9) является отсутствие статистически достоверной разницы между отдельными значениями s. В простейшем случае сравнение крайних значений s проводят, исходя из величины критерия F, которую вычисляют по уравнению (3.4) и интерпретируют, как указано в разделе 3.

Примечание 1.2. Если при измерениях получают логарифмы искомых вариант, среднее выборки вычисляют как среднее геометрическое, используя логарифм вариант:

lg_g = , (1.10)

откуда

_g = antilg (lg_g).(1.11)

Значения s², s и s в этом случае также рассчитывают, исходя из логарифмов вариант, и обозначают соответственно через s, s_lg и s_lgg.

Пример 1.1. При определении содержания стрептоцида в образце линимента были получены следующие данные:

Содержание в образце	Номер опыта i
	1	2	3	4	5
xi, %	9,52	9,55	9,83	10,12	10,33

n = 5; f = n – 1 = 5 – 1 = 4.

x = = = 9,87.

d_i = , т. е. d_i=1 = = 0,35и т. д. до i = 5.

s² = = = =
= 0,1252;

s = = = 0,3538;

s = = =0,1582.

Как было указано выше, значения х, s², s и s могут быть признаны достоверными, если ни одна из вариант выборки не отягощена грубой ошибкой, т. е. если выборка однородна. Проверка однородности выборок малого объема (n< 10) осуществляется без предварительного вычисления статистических характеристик, с этой целью после представления выборки в виде (1.1) для крайних вариант x₁ и x_n рассчитывают значения контрольного критерия Q, исходя из величины размаха варьирования R:

R = , (1.12)

Q₁ = , (1.13 а)

Q_n= . (1.13 б)

Выборка признается неоднородной, если хотя бы одно из вычисленных значений Q превышает табличное значение Q (, n), найденное для доверительной вероятности (см. табл. I приложения). Варианты х₁ или x_n, для которых соответствующее значение Q > Q(, n), отбрасываются и для полученной выборки уменьшенного объема выполняют новый цикл вычислений по уравнениям (1.12) и (1.13) с целью проверки ее однородности. Полученная в конечном счете однородная выборка используется для вычисления х, s², s и s.

Примечание 1.3. При < и < уравнения (1.13 а) и (1.13 б) принимают соответственно вид:

Q₁ = ; Q_n = .

Пример1.2. При проведении девяти (n = 9) определений содержания общего азота в плазме крови крыс были получены следующие данные (в порядке возрастания):

Содержание общего азота	Номер опытаi
	1	2	3	4	5	6	7	8	9
xi,%	0,62	0,81	0,83	0,86	0,87	0,90	0,94	0,98	0,99

По уравнениям (1.12) и (1.13 а) находим:

R = = =0,37;

Q₁ = = = 0,51.

По табл. I приложения находим:

Q(9; 95%) = 0,46 < Q₁ = 0,51;

Q(9; 99%) = 0,55 > Q₁ = 0,51.

Следовательно, гипотеза о том, что значение x₁ = 0,62 должно быть исключено из рассматриваемой совокупности результатов измерений как отягощенное грубой ошибкой, может быть принята с доверительной вероятностью 95 %, но должна быть отвергнута, если выбранное значение доверительной вероятности равно 99 %.
Для выборок большого объема (n 10) проверку однородности проводят после предварительного вычисления статистических характеристик , s², s и s. При этом выборка признается однородной, если для всех вариант выполняется условие:

≤ 3s. (1.14)

Если выборка признана неоднородной, то варианты, для которых
|d_i| > 3s, отбрасываются как отягощенные грубыми ошибками с доверительной вероятностью Р > 99,0 %. В этом случае для полученной выборки сокращенного объема повторяют цикл вычислений статистических характеристик по уравнениям (1.2), (1.5), (1.6), (1.9) и снова проводят проверку однородности. Вычисление статистических характеристик считают законченным, когда выборка сокращенного объема оказывается однородной.

Примечание 1.4. При решении вопроса об однородности конкретной выборки небольшого объема также можно воспользоваться выражением (1.14), если известна оценка величины s, ранее найденная для данного метода измерения (расчета) вариант.