Лекции.Орг

Поиск:

Рекомендуем:

Почему я выбрал профессую экономиста

Почему одни успешнее, чем другие

Периферийные устройства ЭВМ

Нейроглия (или проще глия, глиальные клетки)

Популярное

Новые страницы

Случайная страница

Контакты

ЗАКАЗАТЬ РАБОТУ

Метод фундаментальних параметрів

Нехай проба складається з n елементів з концентраціями С₁, С₂, …С_n, а інтенсивність їх аналітичних ліній рівна І₁, І₂, …I_n. Для стандартних зразків відповідні значення позначимо так само, додавши помітку ст..

C₁ = (І₁/I₁_ст) ´ C₁_ст

C₂ = (І₂/I₂_ст) ´ C₂_ст

…………………….

C_n = (І_n/I_n_ст) ´ C_n_ст

+

C₁ + C₂ + ……. + C_n = 1

При наявності хоча б одного еталону розв’язання наведеної системи дає перше наближення визначення елементного складу зразка. Однак, підвищення точності аналізу можливе лише за умови урахування матричних ефектів. Їх урахування передбачає додавання в кожне з рівнянь декількох членів, які залежать від складу проби. У рівнянні:

				lg
I_{2A i}= K_i´C_A´	[	_______ A_{o________} m_m1/sinj + m_mi/siny	+A₁´	ʃ	__ I_l´m_l_i´dl_{A______} m_l/sinj + m_i/siny	]
				l_o

для спрощення зробимо позначення

				lg
F_i =	[	_______ A_{o________} m_m1/sinj + m_mi/siny	+A₁´	ʃ	__ I_l´m_l_i´dl_{A______} m_l/sinj + m_i/siny	]
				l_o

Тоді маємо:

I_{2A i}= K_i´C_A´ F_i

Відповідно:

C_і = (І_і/I_{і ст}) ´ (F_і/F_{і ст}) ´ C_{і ст}

або у формі:

C_і = C_{і вим} ´ К_і,

де C_{і вим}= C_{і ст.} ´ (І_і/I_{і ст}); К_і – поправка на різниці поглинання первинного і флуоресцентного випромінювання в пробі і еталоні.

10.

Система рівнянь в РСФА на основі регресійного аналізу.

Принципи виготовлення стандартних зразків у РСФА. При виготовлені стандартних зразків як наповнювачі обирають речовини, які або не містять елементу, що аналізується, або містять його в певній концентрації. Помилка з якою визначають концентрацію елементу, який аналізується, у стандартному зразку визначає систематичну помилку, яку отримують з використанням цього стандарту. Така помилка не буде суттєво спотворювати результати аналізу, якщо вона значно менша випадкової помилки методики, яка характеризує відтворюваність аналізу. Прийнято вважати, що середня арифметична помилка у визначенні вмісту елементу, який аналізують, у стандарті повинна складати 1/3 – 1/4 від випадкової похибки методики (у метрології прийнято вимогу s_{систем.} £ 0,05×s_випад.). Якщо відтворюваність РСФА-визначення складає 5 %, то вміст елементу, котрий аналізують, в стандарті повинен відомий з точністю 1,2-1,7 %, а для випадку 1% – відповідно 0,2-0,3 %. Зазначене визначає основні вимоги до чистоти та кількісного дозування вихідних реагентів, які використовують при виготовленні стандартів. Приклад: якщо вихідний реагент має чистоту 99,0 %, то при відтворюваності аналізу 3-4 % його треба вважати чистим, а випадку 1% вихідний реагент має мати чистоту 99,6-99,7 %. Зважування реактивів при приготуванні стандартів є допустимим до 1%, якщо відтворюваність не більше декількох відсотків. Рекомендовано при приготуванні стандартів не брати наважки менше 50-100 мг. Якщо відтворюваність висока (0,1-1%), то вимоги до зважування є більш жорсткими: вага наважки повинна перебувати у межах 100-500 мг. Стандарти (як правило) готують шляхом розбавлення. Кожне з розбавлень не повинно бути більш як 3-5 кратним (для порошкових зразків), інакше важко добитися однорідності. Стандарти з дуже маленьким вмістом елементу (10^-2-10^-4 %) готують розбавленням вихідного матеріалу з вмістом елементу в межах 1,0-0,1 %. У цих випадках дозування зручно проводити «мокрим» методом (шляхом просочування при дозуванні розчину).

14.

Оцінка точності результату аналізу. Вибір методу та методики аналізу визначається вимогами поставленої задачі – в першу точністю визначення елементу або вмісту певної фази у композиті. Точність аналізу може бути охарактеризована двома аспектами – правильністю, під якою розуміють або відсутність розходження результатів аналізу з дійсним вмістом елементу, або досить незначна величина такого розходження, та відтворюваністю, що має сенс розсіювання окремих результатів навколо середнього значення. Для оцінки правильності аналізу застосовують стандартні зразки з однозначно відомим складом. При цьому правильність аналізу встановлюють за різницею між середнім результатом визначення та відомим значенням елементу. Відтворюваність визначається випадковими похибками, обумовленими дією неконтрольованих факторів. Відтворюваність характеризується вибірковою дисперсієї S або стандартним відхиленням S (чи відносним стандартним відхиленням S_r = (S/X)×100). У випадку визначення відтворюваності за однією пробою маємо:

n __

S² = [(C_i – C)]/(n-1),

i =1

де C_i – вміст елементу у пробі; С – його середнє значення; n – число паралельних визначень

Метрологічні показники аналітичних методик визначення складу багатоелементних зразків.

Межа знаходження вмісту елементів у РСФА. Межа знаходження – найменший вміст елементу, який можна знайти за конкретною методикою з заданою довірчою ймовірністю. За межу знаходження елементу Сmin приймається такий вміст елементу в пробі, при якому середнє значення різниці методу аналітичним сигналом І і фоновим сигналом І_ф в К разів перевищує стандартне відхилення фонового сигналу: І – І_ф = K × s_ф Значення К визначається вибраною статистичною рівністю. При К = 3 статистична упевненість знаходження рівна 50%, а при К = 6 правильність знаходження рівна 99,8 %. Для РСФА (в середньому) межа знаходження складає 10^-3–10^-4 %.

Інструментальні похибки аналізу.Інструментальні похибки – обумовлені властивостями (або недосконалістю) засобів вимірювання, які використовуються при вимірюванні. (зношення механічних вузлів, збої у роботі електроніки та т.п.);

Суб’єктивні похибки аналізу.Суб’єктивні похибки: вимірювання залежить від експериментатора, що виконує вимірювання. Значну роль відіграє кваліфікація і досвід експериментатора. Суб’єктивна похибка вимірювання характерна тільки для аналогових вимірювальних приладів. Вона має два різновиди: 1) Похибка відліку, яка обумовлена округленням показів під час їх відліку оператором зі шкали аналогового вимірювального приладу. Вона проявляється в тому, що однаковий показ приладу, який, наприклад, дорівнює 100,3 поділки, один оператор зчитує правильно, другий - як 100,0, третій - як 100,5. 2) Похибка паралакса, обумовлена взаємним розташуванням ока експериментатора, стрілки вказівника і шкали аналогового вимірювального приладу. Суб’єктивні похибки не можуть бути передбачені і вказані в технічній документації аналогових приладів (для цифрових вимірювальних приладах зазвичай округлення виконується автоматично, а похибка округлення (похибка квантування) нормується і вказується в технічному описі приладу).Суб’єктивні похибки вимірювань не можуть бути оцінені кількісно, а тому вони не входять у математичну модель повної похибки вимірювань. Їх треба зменшувати або виключити, але про них слід завжди пам’ятати під час відліку оператором показів зі шкали аналогового вимірювального приладу.

Дисперсійний аналіз похибок.Дисперсійний аналіз – статистичний метод виявлення на досліджувану випадкову величину (параметр) одночасної дії одного або декількох факторів. Дія деякого фактора спричинює мінливість його властивостей. За кількістю оцінюваних факторів дисперсійний аналіз поділяють на одно-, дво- та багатофакторний. Кожен фактор може бути дискретною чи неперервною випадковою змінною, яку розділяють на декілька сталих рівнів (градацій, інтервалів). Якщо кількість вимірювань (проб, даних) на всіх рівнях кожного з факторів однакова, то дисперсійний аналіз називають рівномірним, інакше – нерівномірним. В основі дисперсійного аналізу знаходиться принцип: якщо на випадкову величину діють взаємно незалежні фактори A, B, …, то загальна дисперсія дорівнює сумі дисперсій, зумовлених дією окремо кожного з факторів: σ² = σ²_А + σ²_В + … Цей метод ґрунтується на розділенні загальної дисперсії σ²_Т на складові, що відповідають впливу різних джерел мінливості (дисперсія σ²_R, зумовлена дією факторів, і залишкова дисперсія σ²_D,σ²_Т = σ²_R+ σ²_D), а застосовувані критерії дають змогу одночасно вивчати відмінності як у середніх значеннях, так і в дисперсіях. Однофакторний дисперсійний аналіз Результати вимірювань запишемо у вигляді матриці з n рядків та p стовпців:

^.

Кожен стовпець (градацію фактора) треба розглядати як вибірку нормально розподілених випадкових величин ξ₁, ξ₂, …, ξ_p з параметрами M(ξ_j) = μ_j, D(ξ_j) = σ² для всіх j = 1, …, p (дисперсії однакові).

Тоді для кожної градації фактора (стовпця таблиці даних) маємо фіксоване середнє значення, що є сталим у межах експерименту.

Гіпотезу для перевірки сформулюємо так:

H₀:μ₁= μ₂ = …= μ_p = μ.

Отже, дисперсія випадкової величини y_ij, зумовлена дією фактора на всіх рівнях, σ²_R= 0 і вся мінливість буде спричинена неврахованими факторами: σ²_Т = σ²_D або D(y_ij) = σ² _A + σ²_D _.

<== предыдущая лекция	\|	следующая лекция ==>
Концептуальная рефлекторная дуга Соколова	\|	Основні категорії професійної педагогіки

Поделиться с друзьями:

Дата добавления: 2015-10-27; Мы поможем в написании ваших работ!; просмотров: 296 | Нарушение авторских прав

Поиск на сайте:

Лучшие изречения:

Даже страх смягчается привычкой. © Неизвестно
==> читать все изречения...

2456 -

| 2156 -

© 2015-2024 lektsii.org - Контакты - Последнее добавление

Ген: 0.14 с.