Фармакопея. Издание XIV. Том I. Введение, Общие положения, Методы анализа лекарственных средств. Реактивы

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: 294