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
x
1
и
x
n
рассчитывают значения контрольного
критерия
Q
, исходя из величины размаха варьирования
R
:
R
=
n
x
x
−
1
,
(1.12)
Q
1
=
R
x
x
2
1
−
,
(1.13 а)
Q
n
=
R
x
x
n
n
1
−
−
.
(1.13 б)
Выборка признается неоднородной, если хотя бы одно из вычисленных
значений
Q
превышает табличное значение
Q
(
P
,
n
), найденное для
доверительной вероятности
P
(см. табл. I приложения). Варианты
х
1
или
x
n
,
для которых соответствующее значение
Q
>
Q
(
P
,
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
,
s
2
,
s
и
s
x
.
Примечание 1.3. При
2
1
x
x
−
<
3
2
x
x
−
и
1
−
−
n
n
x
x
<
2
1
−
−
−
n
n
x
x
уравнения (1.13 а) и (1.13 б) принимают соответственно вид:
Q
1
=
R
x
x
3
2
−
;
Q
n
=
R
x
x
n
n
2
1
−
−
−
.
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 опыта
i
1
2
3
4
5
6
7
8
9
x
i
,%
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
=
n
x
x
−
1
=
99
,
0
62
,
0
−
=0,37;
Q
1
=
R
x
x
2
1
−
=
37
,
0
81
,
0
62
,
0
−
= 0,51.
По табл. I приложения находим:
Предыдущая < | 294 | > Следующая | Главная | pharma-14@mail.ru | pharmacopeia.ru