II. Рекомендации по установлению соответствия фактических параметров УЕ существующим учетным данным
7. Определение соответствия фактических параметров УЕ существующим учетным данным в организациях рекомендуется проводить путем сопоставления результатов измерений параметров УЕ с учетными данными. Например, при установлении несоответствия результатов измерений параметров УЕ учетным данным, а также в организациях, в которых формируются новые УЕ. Учетные измерения рекомендуется осуществлять в соответствии со специально разрабатываемыми МВИ, предусматривающими либо однократное измерение параметра проверяемой УЕ, либо выполнение нескольких одновременных измерений этого параметра. В случае, когда МВИ предусматривает однократные измерения параметра проверяемых УЕ, в ней определяется и порядок получения гарантированных границ погрешности измерения. Совпадение результата измерения с учетными данными в пределах этих границ рекомендуется рассматривать как соответствие фактического значения характеристики УЕ существующим учетным данным.
8. Статистическую обработку результатов однократных измерений для подтверждения количества ЯМ в выборке УЕ рекомендуется осуществлять на основе определенных характеристик.
Так, например, в случае определения массы ЯМ среднее значение массы ЯМ в выборке однородных (изготовленных по одним техническим условиям) УЕ рекомендуется вычислять по формуле:
n SUM m _ i=1 i m = ------, (1) n где: m - значение массы ЯМ в отдельных УЕ выборки; i n - число УЕ в выборке. Для определения значений m с помощью прямых или косвенных методов i рекомендуется использовать аттестованные МВИ, определяющие порядок проведения измерений и гарантированную погрешность результата. Выборочную дисперсию массы ЯМ в УЕ рекомендуется определять в соответствии с выражениями: 2 1 n _ 2 S = ----- SUM (m - m) (2) m n - 1 i=1 i или 2 1 n 2 1 n 2 S = ----- [SUM m - - (SUM m ) ]. (2.1) m n - 1 i=1 i n i=1 i СКО и коэффициент вариации по выборке рекомендуется определять по формулам: _ /2 S = \/S (3) m m и S m ню = -- х 100%. (4) _ m
Расчет перечисленных характеристик рекомендуется выполнять с использованием интегрированных статистических пакетов. В случаях, когда при проведении измерений количества ЯМ в продуктах с использованием имеющихся МВИ обнаружено значимое расхождение с учетными данными, рекомендуется убедиться в целесообразности дальнейшего использования перечисленных характеристик.
Для этого рекомендуется выполнить проверку соответствующих статистических гипотез.
9. Для проверки гипотез рекомендуется подход, основанный на формировании статистического вывода о количестве ЯМ в УЕ, с использованием двух типов гипотез: нулевой гипотезы, заключающейся в том, что действительное количество ЯМ равно заявленному, и альтернативной гипотезы, заключающейся в том, что количество ЯМ в УЕ отличается от заявленного.
При проверке гипотез возможны ошибка, состоящая в отклонении нулевой гипотезы, когда она истинна (ошибка 1-го рода), и ошибка, состоящая в принятии нулевой гипотезы, когда истинной является альтернативная гипотеза (ошибка 2-го рода).
Вероятности возникновения ошибок 1-го рода и ошибок 2-го рода соответственно обозначаются как альфа и бета.
10. Проверку согласия опытного распределения с нормальным законом рекомендуется проводить в соответствии с Правилами проверки согласия опытного распределения с теоретическим (рекомендации по стандартизации Р 50.1.037-2002). При этом в зависимости от числа проводимых измерений рекомендуется использовать различные критерии.
Например, при числе измерений, превышающем пятьдесят, рекомендуется 2 использовать критерий омега . 2 При расчете омега рекомендуется табличный метод отображения, при котором значения, например, содержания каждого изотопа x (i = 1,...,n), i располагаются в порядке их возрастания и результаты упорядочения (x , j = j 1,...,n) заносятся в первый столбец таблиц. Во второй столбец таблиц записываются значения функции распределения проверяемого теоретического распределения F(x ), j = 1,...,n. В третий столбец таблиц записываются j значения ln F(x ), j = 1,...,n. В четвертый - значения (2j - 1) / (2n), j = j 1,...,n. В пятый - произведения значений в столбцах (3) и (4) для j = 1,...,n. В шестой - разность единицы и значений в столбце (4) для j = 1,...,n. В седьмой - разность единицы и значений в столбце (2) для j = 1,...,n. В восьмой столбец записываются значения ln [1 - F(x )], j = j 1,...,n. В девятый - произведения значений в столбцах (6) и (8) для j = 1,...,n. В десятый - сумма значений в столбцах (5) и (9) для j = 1,...,n. 2 По таблицам рассчитываются значения омега = -n - 2 SUM {[(2j - 1) / (2n)] n ln F(x ) + [1 - (2j - 1) / (2n)] ln [1 - F(x )]}. Здесь суммирование по j = j j 2 1,...,n. Рассчитанные значения омега сравниваются с критическим для уровня n значимости 0,05 значением, приведенным в Правилах проверки согласия опытного распределения с теоретическим (рекомендации по стандартизации Р 50.1.037-2002). 11. Проверку стохастической независимости результатов параллельных определений рекомендуется проводить на основе критерия отношений квадратов последовательных разностей. Для этого для каждых n одновременных измерений рассчитывается значение: 2 2 гамма(n) = g (n) / s (n), (5) где: 2 n-1 2 g (n) = [SUM (x - x ) ] / [2(n - 1)], i=1 i+1 i 2 n _ 2 _ n s (n) = [SUM (x - x) ] /(n - 1), x = (SUM x ) / n. i=1 i i=1 i В случае гамма(n) > гамма' (n), где гамма' (n) = 1 + и / 0,05 0,05 0,05 _____ \/n - 1, а и - табулированное значение, гипотеза о стохастической 0,05 независимости результатов параллельных определений не отвергается. 12. Проверку незначимости расхождения результатов параллельных определений (x , i = 1,...,n) для каждой серии из n измерений при i доверительной вероятности 0,95 рекомендуется оценивать с помощью неравенства: _ B _ |x - x| < бета S x, (6) i r B где верхняя граница относительного СКО результатов измерений бета S = r _ _ эпсилон \/n / (2x), доверительные границы (интервал) случайной погрешности _____ результата измерений эпсилон = t S / \/n - 1, среднее (n-1);0,95 x ________________________ _ n / n _ 2 арифметическое x = (SUM x ) / n, СКО S = \/(SUM (x - x) ) / (n - 1). i=1 i x i=1 i t - значение коэффициента Стьюдента с (n - 1) степенями свободы (n-1);0,95 при доверительной вероятности 0,95. При определении значения коэффициента бета используются существующие в этой области стандарты и рекомендации. В случае выполнения неравенства оснований для исключения из анализа i-го значения как аномального нет. 13. Для проверки незначимости различия дисперсий по критерию Кохрена для каждого изотопа (элемента) образцов каждого содержания рекомендуется рассчитывать значения: 2 m 2 G = S / SUM S . (7) max max i=1 i 2 N _ 2 2 2 _ Здесь S = SUM (x - x) / (N - 1), а S - наибольшее из S . Расчет x i j=1 j max i _ N производится по формуле: x = SUM x / N, N - число параллельных определений j=1 j содержания каждого изотопа (элемента) в каждом образце, а m - количество образцов каждого содержания. Для проверки незначимости различия дисперсий рассчитанные значения G сравниваются с критическим для уровня значимости 0,05 значением max G (N - 1, m), которое определяется в соответствии с существующими в этой кр области стандартами и рекомендациями. 14. При исследовании однородности образцов содержания элемента (изотопа) для каждого содержания по каждому элементу (изотопу) рассчитывается сумма квадратов отклонений результатов определений внутри N проб (под пробами здесь понимаются образцы одного содержания) SS = SUM е n=1 J _ 2 N _ SUM (x - x ) и между средними арифметическими по пробам SS = J SUM (x j=1 nj n н n=1 n _ 2 _ - x) . Здесь x - среднее арифметическое значение J параллельных n определений (x , j = 1,...,J) каждого элемента (изотопа) в n-ом образце nj _ исследуемого содержания, а x - среднее арифметическое значение всех NJ определений x . Затем вычисляются выборочные средние квадраты отклонений nj __ __ результатов внутри проб SS = SS / (N (J - 1)) и между пробами SS = SS / е е н н (N - 1). Для неделимых образцов СКО, характеризующие неоднородность материала по содержанию каждого элемента (изотопа) в образцах каждого содержания элемента (изотопа), рассчитываются по формуле: _______ /__ сигма = \/ SS / J. н н
Пример сравнения двух алгоритмов обработки спектров приведен в Приложении N 1 к настоящему Положению.