Государственная фармакопея Республики Беларусь -
Скачать (прямая ссылка):
2 2 2 — —
равенство 3.2). Если sj > s2, дисперсию sp разности (x1 - Х2) находят по уравнению (5.7), а число степеней свободы v'— по уравнению (5.8):
2 2
S2p = ^ ^ (5.7)
n1 n2
v' = (n1 + n2 - 2 )x Следовательно, в данном случае
s2 x s2
0,5 +
V si + s2 0
(5.8)
, \Х1 - Х2І .
t = -—s------=\ Х1 - x 2 \ x
Sp \
n1 x n2
22 n2 x s2 + n1 x s2
(5.9)
Вычисленное по уравнению (5.9) значение t сравнивают с табличным значением t(P2, v), как это описано выше для случая 1.
22
Рассмотрение проблемы упрощается, когда п1»п2 и s1 >> s2- Тогда в отсутствие систематической погрешности среднее Х2 выборки объема п2 принимают за достаточно точную оценку величины А, т.е. принимают Х2 = m. Справедливость гипотезы
Х1 = m, эквивалентной гипотезе (5.1), проверяют с помощью выражений (2.7) и (2.8),
принимая v1 = n1—1. Гипотеза (5.1) отклоняется, как статистически недостоверная, если выполняется неравенство (2.8).
5.3. Известно точное значение величины А.
Если А = т, проверяют две гипотезы: Х1 = m и Х2 = m. Проверку выполняют так, как описано в разделе 2 с помощью выражений (2.7) и (2.8), отдельно для каждой из гипотез. Если обе проверяемые гипотезы статистически достоверны, то следует признать достоверной и гипотезу (5.1). В противном случае гипотеза (5.1) должна быть отброшена.
Если при измерениях получают логарифмы исходных вариант, при сравнении средних используют величины lgxg, s^ и slg .
В тех случаях, когда разность ( x1 - x2 ) оказывается значимой, определяют доЛ Л
верительный интервал для разности соответствующих генеральных средних (Х1 - Х2)
x1 - x 2
— t(P2,V) x sP <
x ¦1- x2
<
x1 - x 2
+ t(P2,V) x SP
(5.10)
л
6. ИНТЕРПРЕТАЦИЯ РЕЗУЛЬТАТОВ АНАЛИЗА, ПОЛУЧЕННЫХ С ПОМОЩЬЮ МЕТРОЛОГИЧЕСКИ АТТЕСТОВАННОЙ МЕТОДИКИ.
Данная интерпретация основывается на том, что для метрологически аттестованной методики известна принятая оценка стандартного отклонения.
6.1. Оценка сходимости результатов параллельных определений.
При рутинных анализах аналитик обычно проводит два-три, реже четыре параллельных определения. Варианты полученной при этом упорядоченной выборки объема т, как правило, довольно значительно отличаются друг от друга. Если методика анализа метрологически аттестована, то максимальная разность результатов двух параллельных определений должна удовлетворять неравенству:
|x1 - xn| < L(P,m) x s (6.1)
где s - принятая оценка стандартного отклонения, L(P, m)— фактор, вычисленный по Пирсону при Р = 95%.
m 2 3 4
L 2,77 3,31 3,65
Если неравенство (6.1) не выполняется, необходимо провести дополнительное определение и снова проверить, удовлетворяет ли величина \x1-xn\ неравенству (6.1).
Если для результатов четырех параллельных определений неравенство (6.1) не выполняется, следует считать, что конкретные условия анализа привели к снижению воспроизводимости методики и принятая оценка величины s применительно к данному случаю является заниженной. В этом случае поступают, как указано в разделе 1.2.
6.2. Определение необходимого числа параллельных определений.
Если необходимо получить средний результат x с относительной неопределенностью е < j (где j - некоторое число, например, 2%) , причем методика анализа метрологически аттестован, необходимое число параллельных определений m находят из уравнения
m >
j x x
(6.2)
6.3. ГАРАНТИЯ КАЧЕСТВА ПРОДУКЦИИ.
Описанный ниже подход применим к метрологически аттестованной методике. В других случаях могут применяться иные подходы (см. общую статью «Валидация аналитических методик и испытаний»).
Предположим, что качество продукции регламентируется предельными значе-
ниями amin и amax величины А , которую определяют на основании результатов анализа. Примем, что вероятность соответствия качества продукта условию
amin < A < amax (63)
должна составлять P1.
Пусть величину А находят экспериментально как среднее выборки объема т, а методика ее определения метрологически аттестована. Тогда условие (6.3) будет выполняться с вероятностью P1, если значение x — A будет лежать в пределах
amin + dA < A < amax - DA (6 4)
где:
. U(Pi) x s
da--m- <6-5)
Значения коэффициента U для вероятности P1 = 95% и P1 = 99% соответственно равны 1,65 и 2,33.
