Товары в корзине: 0 шт Оформить заказ
Стр. 1 

23 страницы

Купить СТ СЭВ 4570-84 — бумажный документ с голограммой и синими печатями. подробнее

Цена на этот документ пока неизвестна. Нажмите кнопку "Купить" и сделайте заказ, и мы пришлем вам цену.

Распространяем нормативную документацию с 1999 года. Пробиваем чеки, платим налоги, принимаем к оплате все законные формы платежей без дополнительных процентов. Наши клиенты защищены Законом. ООО "ЦНТИ Нормоконтроль"

Наши цены ниже, чем в других местах, потому что мы работаем напрямую с поставщиками документов.

Способы доставки

  • Срочная курьерская доставка (1-3 дня)
  • Курьерская доставка (7 дней)
  • Самовывоз из московского офиса
  • Почта РФ

Распространяется на стандартные образцы (СО) СЭВ химического состава веществ и материалов и устанавливает порядок проведения и содержание работ по определению их основным метрологических характеристик методом межлабораторной аттестации.

 Скачать PDF

Оглавление

1. Общие положения

2. Порядок проведения межлабораторной аттестации

3. Статистическая обработка данных межлабораторной аттестации СО

Приложение 1 Форма представления результатов от лаборатории, участвовавшей в межлабораторной аттестации

Приложение 2 Проверка нормальности распределения с помощью W-критерия

Приложение 3 Проверка симметричности распределения по критерию симметрии Вилкоксона

Приложение 4

Приложение 5

Приложение 6

Информационное приложение 1 Примеры установления вида распределения результатов анализа и расчетов метрологических характеристик СО

Информационное приложение 2 Теоретические основы межлабораторной аттестации стандартных образцов состава

Стр. 1
стр. 1
Стр. 2
стр. 2
Стр. 3
стр. 3
Стр. 4
стр. 4
Стр. 5
стр. 5
Стр. 6
стр. 6
Стр. 7
стр. 7
Стр. 8
стр. 8
Стр. 9
стр. 9
Стр. 10
стр. 10
Стр. 11
стр. 11
Стр. 12
стр. 12
Стр. 13
стр. 13
Стр. 14
стр. 14
Стр. 15
стр. 15
Стр. 16
стр. 16
Стр. 17
стр. 17
Стр. 18
стр. 18
Стр. 19
стр. 19
Стр. 20
стр. 20
Стр. 21
стр. 21
Стр. 22
стр. 22
Стр. 23
стр. 23

СТАНДАРТ СЭВ

СТ СЭВ 4570—84

СОВЕТ

Метрология

ЭКОНОМИЧЕСКОЙ

СТАНДАРТНЫЕ ОБРАЗЦЫ

ВЗАИМОПОМОЩИ

Порядок межлпбораторной

аттестации стандартных

образцоо состава

Группа Т80

Настоящий стандарт СЗС «ляется обязательным в рамках Конвенции о применении стандартов СЭВ

Настоящий стандарт СЭВ распространяется на стандартные образцы (СО) СЭВ химического состапа нанести и материалов и устанавливает порядок проведения и содержание работ по определению их основных метрологических характеристик методом межлабораторной аттестации.

1. ОБЩИЕ ПОЛОЖЕНИЯ

1.1.    Межлабораторная аттестация СО состава вещества и материалов представляет собой измерение содержания компонентов, проводимое в нескольких лабораториях с использованием различных методов выполнения измерений с целью установления следующих основных метрологических характеристик СО:

1)    значения аттестованной характеристики СО—Л;

2)    характеристики погрешности СО—Ал-

1.2.    Межлабораторная аттестация СО проводится в случаях:

1)    отсутствия образцового средства измерении, позволяющего установить в одной лаборатории с требуемой точностью содержание аттестуемого компонента в материале СО;

2)    невозможности определить основные метрологические характеристики СО расчетным путем с учетом составляющих погрешности СО, вносимых на всех стадиях приготовления материала СО.

1.3.    При определении погрешности СО наряду с погрешностями средств и методов измерении, применяемых при межлабораторной аттестации, должны быть учтены ее составляющие, вносимые неоднородностью и нестабильностью материала СО.

2. ПОРЯДОК ПРОВЕДЕНИЯ МЕЖЛАБОРАТОРНОЙ АТТЕСТАЦИИ

2.1. Для межлабораторной аттестации следует применять наиболее точные с установленными или нормнроваииы.,п показате-

Утосржден Постоянной Комиссией по сотрудничеству в области стандартизации Берлин, июль 1984 г.

СТ СЭВ 4570—84

лими томности измерений методы выполнения измерений содер-жлнин компонентов в материалах, аналогичных материалу СО (далее*—методы). При наличии методов, установленных стандартами СЭВ, применение их обязательно.

Для устранения неисключенных систематических погрешностей необходимо использовать методы, основанные на различных физических и химических принципах.

2.2.    Для участия в межлабораториой аттестации уполномоченная лаборатория страны-автора (далее — разработчик СО) привлекает не менее десяти наиболее квалифицированных лабораторий, регулярно выполняющих анализ материалов, аналогичных материалу СО, с применением методов, соответствующих требованиям и. 2.1. Межлабораторную аттестацию СО рекомендуется проводить в лабораториях нескольких стран — членов СЭВ.

2.3.    Перед отбором и рассылкой проб на межлабораторную аттестацию разработчик СО должен исследовать и обеспечить однородность и стабильность химического состава материала СО в.соответствии с требованиями, предъявляемыми к СО СЭВ.

2.3.1.    Цель исследования однородности заключается в том, чтобы либо показать незиачимость вклада от неоднородности материала в погрешность СО, либо, в противном случае, оценить характеристику однородности и учесть этот вклад в соответствии с п. 3.5 и СТ СЭВ 4569-84.

2.3.2.    Целью исследования стабильности является установление срока действия СО и таких условий его хранения и применения, при которых возможные изменения значения аттестуемой характеристики СО иезначнмы по сравнению с погрешностью СО.

2.4.    Для проведения межлабораторной аттестации пробы отбирают случайным образом от всего объема материала СО и рассылают их лабораториям в количестве, достаточном для проведения анализа. Пробы материала СО для анализа должны поступать в лаборатории в упакованном виде с наклеенной этикеткой. Не допускается проводить анализ в лаборатории, если повреждена упаковка материала СО.

2.5.    При рассылке проб разработчик СО сообщает лабораториям следующие сведения:

1)    общее описание (характеристику) материала СО;

2)    перечень аттестуемых компонентов и ориентировочные диапазоны их содержания;

3)    перечень применяемых методов со ссылкой на соответствующую нормативно-техническую документацию;

4)    минимальную величину навески и, при необходимости, указания о способе контроля полученных результатов (использование ранее выпущенных СО, метод добавок и т. п.);

5)    форму и срок представления результатов анализа;

Таблица 2

Критические значении W-критсрня при 10%-ном уропне значимости

п

- 1

п

]6

0,906

28

0,936

40

0.949

]7

0,910

29

0,937

41

0,950

18

0,914

30

0,939

42

0,951

19

0,917

31

0,940

43

0,951

20

0.920

32

0.941

44

0,952

21

0,923

33

0.942

45

0.953

22

0.926

34

0,943

46

0,953

23

0,928

35

0,944

47

0,954

24

0,930

36

0.945

48

0,954

25

0,931

37

0.946

49

0,955

26

0,933

38

0,947

50

0,955

27

0,935

39

0.948

ПРИЛОЖЕНИЕ 3

ПРОВЕРКА СИММЕТРИЧНОСТИ РАСПРЕДЕЛЕНИЯ ПО КРИТЕРИЮ СИММЕТРИИ ВИЛКОКСОНА

Для упорядоченного по возрастанию ряда независимых результатов, указанного в выражении (1), вычисляют медиану хм по формуле (9)

х(пП)+ х(Щ2+\) 2

•*(/»+»)

2


(п — четное)

(п — нечетное).


хмвл

Из каждого члена ряда выражения (1) вычитают медиану и образуют ряд разностей ср(о

Ф(|)^Ф(2)^* • • • ^Ф(л)*    (18)

где <р<.)*»дг<о—Хм-

Отбрасывают разности <р<|>, равные нулю, и упорядочивают оставшиеся /л величии qvo по абсолютным значениям с присвоением им рангов; наименьшее значение получает ранг J, наибольшее — т; равным по величине значениям 1 ф(о | присваивают средний для них ранг; у каждого ранга отмечают знак (положительный или отрицательный), соответствующий знаку разности <р{0. Да-

CT CDU 4570-84

— 12

лее образуют суммы положительных и отрицательных рангов R* и R- и проверяют правильность их вычисления с помощью выражения

*++!«-,-=*=?И.    U9)

В качестве статистики R для проверки симметрии используют меньшую из сумм рангов R+ или | R" |, т. е.

7?=mln(tf+. |/г~|).    (20)

Гипотезу о симметрии отвергают, если вычисленное значение R равно или меньше критического значения /?«р (/и). Для /п<25 критические значения Дкр (т) приведены в табл. 3, а для 25 их вычисляют по формуле

*„(«)- =£=dtl2. _,.28    .    (21)

Таблица 3

Р <">

"

Р

т

Я,р(т)

10

13

15

36

20

69

11

17

16

32

21

77

12

21

17

48

22

86

13

2G

18

55

23

95

14

31

19

62

24

104


ПРИЛОЖЕНИЕ 4 Таблица 4


Значения коэффициентов /(п-iy/ V п для доверительной вероятности Р-0,95

Количество

результатов

'(л-Ц/К л

Количество

результатов

'(я-1)/К~

Количество

результатов

'(л-iyV л

6

1,049

19

0,4820

33

0,3546

7

0,9248

20

0,4680

35

0,3435

8

0,8360

21

0,4552

37

0,3334

9

0,7687

22

0,4434

39

0,3242

10

0,7154

23

0,4324

41

0,3156

11

0,6718

24

0,4223

43

0.3078

12

0,6354

25

0,4128

45

0,3004

13

0,6043

26

0.4039

47

0,2936

14

0,5774

27

0,3956

49

0,2872

15

0,5578

98

0,3878

51

0,2813

16

0.5328

29

0,3804

56

0,2678

17

0,5142

30

0,3734

61

0,2561

18

0,4973

31

0,3668


ПРИЛОЖЕНИЕ 5

Табл 1! ц а 5

Номера членов упорядоченного ряда для определения границ доверительного интервала для медианы при симметричном законе распределения и доверительной вероятности 0,95

п

г

'

1 “

г

S

п

г

S

б

1

21

21

59

173

36

209

458

7

3

2G

22

66

188

37

222

483

8

4

33

23

74

203

38

236

506

9

б

40

24

82

219

39

250

531

10

9

47

25

90

236

40

265

556

11

11

5G

26

99

253

41

280

582

12

14

65

27

108

271

42

295

611

13

18

74

28

117

290

43

311

636

14

22

84

29

127

309

44

328

663

15

2G

95

30

138

328

45

344

692

16

30

107

31

148

349

46

362

720

17

35

119

32

160

369

47

379

750

18

41

131

33

171

391

48

397

780

19

47

144

34

183

413

49

416

810

20

53

158

35

196

435

50

435

841

Примечание. Для л>50 значения г и s определяют по формулам:

r=~v‘~-'-96 V~-£-л(п+|)<2я+1> ;    (22)

(23)

•г+1

л(л-Н)

2

ПРИЛОЖЕНИЕ 6

Таблица G

Номера членов упорядоченного ряда для определения границ доверительного интервала для медианы при доверительной вероятности Р=»0,95

п

г

S

п

г

S

п

г

S

G

1

С

21

6

16

36

12

25

7

1

7

22

б

17

37

13

25

8

1

8

23

7

17

38

13

26

9

2

8

24

7

18

39

13

27

10

2

9

! 25

8

18

40

14

27

11

2

10

20

8

19

41

14

28

12

3

10

27

8

20

42

15

28

13

3

11

28

9

20

43

15

29

14

3

12

29

9

21

44

16

29

15

4

12

30

10

21

45

16

30

16

4

13

31

10

22

46

16

31

17

5

13

32

10

23

47

17

31

18

5

14

33

П

23

48

17

32

19

5

15

34

11

24

49

18

32

20

6

15

35

12

24

Примечание. При д>50 значения г и s вычисляют по формулам:

Г /1 — 1.96 V~n—1 1

r=L-5-J+1:    (24)

s~n—r-\-\,    (25)

где квадратные скобки означают целую часть числа.

Конец

ИНФОРМАЦИОННОЕ ПРИЛОЖЕНИЕ I

ПРИМЕРЫ УСТАНОВЛЕНИЯ ВИДА РАСПРЕДЕЛЕНИЯ РЕЗУЛЬТАТОВ АНАЛИЗА И РАСЧЕТОВ МЕТРОЛОГИЧЕСКИХ ХАРАКТЕРИСТИК СО

1. Примеры проверки нормальности распределения с помощью W-критерия

Пример 1. Промеряем на нормальность упорядоченный ряд результатом: 0,933; 0,948; 0,954; 0,957; 0,968; 0.974; 0,979; 0,987; 0,992; 1,001; 1,012; 1,021; 1,031; 1,038; 1,039; 1,043; 1,058; 1,074; 1,075.

Вычисляем

х^- 0,9334-0,948+.,.+1,075=19,084

и сумму квадратом

0,9334*0,9434-... +1,075*»«\ д, 20236. Вычисляем величину

19 0843

$3=19,20236 — ----0,03399

и

Определяем статистику

6=0,4808 (1,075-0,933)4-0,3232(1,074-0,948)+* • *4* 4-0,0303(1,001—0,937) =0.18066

и отношение

=0,9602.

0.180662

0,03399

Находим значение W|9 из табл. 2

1УцмО,917.

Следовательно, U^i9<U^ и гипотеза о нормальности распределения ряда результатов принимается.

Пример 2. Проверяем на нормальность упорядоченный ряд из 21 результата:

0,90; 0.91; 0,92; 0,93; 0,93; 0,95; 0,96; 0,98; 0,99; 1,00; 1,01; 1,04; 1,12; 1,14; 1,15; 1,16; 1,19; 1,21; 1,22; 1,22; 1,25.

Вычисляем сумму

хъ=0,90+0,914-.. .4*1»25=22,18

и сумму квадратов

0.9034-0,9124-.. .4-1.253=23,7222.

Вычисляем

22 183

$з=23.7222-~- =0,2959

*-S=L-io.

Определяем статистику

£—0,4643(1,25—0,90)+0,3185(1,22—0,91)+...+ +0,0263(1,04-1,00) —0,51397

и отношение

0,2959

0,51397а «7=    „    ■    =0,8927.

Находим из табл. 2 значение

WoX=0,923

Так как U7<№2(, то гипотеза о нормальности распределения результатов отвергается.

2. Примеры проверки симметричности распределения по критерию симметрии Вилкоксона

Пример 1. Проверяем гипотезу о симметричности упорядоченного по возрастанию ряда (/1=12) независимых результатов:

0,401; 0,414; 0,416; 0,482; 0,498; 0,511; 0,53*1; 0,535; 0.564; 0,637; 0,712; 0,782. Медиана

^(6) хп) 0,511+0,534 *п~    “    =-2-°'5225*

Из каждого члена ряда вычитаем медиану хм и образуем ряд разио-cTofi ф<#):

—0,1215; —0.1085; -0.1065; -0.0105; —0,0245; -0,0115;

0,0115; 0.0125;    0,0415;    0,1145;    0,1895;    0.2595.

Упорядочиваем величины ср<о но абсолютным значениям (т—12):

0,0115; 0,0115; 0,0125; 0,0245; 0,0405; 0,0415; 0,1065; 0,1085; 0,1145; 0,1215; 0,1895; 0,2595.

Присваиваем величинам <рранги; у каждого ранга ставим знак (положительный или отрицательный), соответствующий знаку разности:

—1.5; 1,5; 3; -4; -5; 6; -7; -8; -9; -10; 11; 12.

Подсчитываем суммы рангов R- и R:

/?+=42,5;    35,5;

tf = inln(/?+, |/?“| )=35.5.

Для т-12 из табл. 3 получаем RHP — 21.

Так как /?>/?«р гипотеза о симметричности исследуемого ряда не отвергается.

упорядоченного по воз-1,00; 1,01; 1,04;

1.12;

Пример 2. Проверяем гипотезу о симметричности растаиию ряда (п — 21) независимых результатов:

0,90; 0,91; 0,92; 0,93; 0,93; 0,95; 0,96; 0,98; 0,99;

1,14; 1,15; 1,16; 1,19; 1,21; 1,22; 1,22; 1,25.

Медиана Хи — Х(ц>— 1,01.

Из каждого члена ряда вычитаем медиану хм и образуем ряд разностей: —0,11; —0,10; —0,09; 2-0,08; -0,08; 2-0.06; —0,05; —0,03; —0,0; —0.01; 0,0; 0,03; 0,11; 0,13; 0,14; 0,15; 0,18; 0,20; 0.21; 0,21; 0,24.

Упорядочиваем величины qvn по абсолютным значениям (т = 20):

0,01; 0,02; 0.03; 0,03; 0,05; 0,06; 0,08; 0,08; 0,09; 0,10; 0,М; 0,11; 0,12; 0,14; 0,15; 0,18; 0,20; 0,21; 0,21; 0,24.

СТ СЭВ 4570— ZA

— 3 —

(>) указании о способах хранения проб и мерах безопасности лрл лропедснил анализа материала СО.

2.6.    Для нынолнения аиалп.зои и лабораториях следует привлекать наиболее квалифицированных операторов.

2.7.    Сели п отдельной лаборатории анализ выполняется по нескольким методам, то измерения должны проводиться независимо, т. е. результаты измерении, полученные но одному метолу, не следует корректировать с учетом результатов, полученных по другому метолу.

2.8.    По каждому прилагаемому методу в лаборатории необходимо выполнить пять параллельных определений. В необходимых случаях количество параллельных определений может быть изменено по указанию разработчика СО.

2.9.    Результаты анализа, полученные каждой лабораторией, перелаются разработчику СО в виде отчета (см. приложение 1).

2.10.    Отчеты о проведении .анализов, представленные лабораториями, перед статистической обработкой рассматривает разработчик СО с точки зрения корректности выполнения измерений (правильности воспроизведения метода, пределов измерения, учета влияния мешающих компонентов, соответствия применяемой аппаратуры и реактивов, требуемым результатам контроля ит.п.).

При предварительном анализе может быть принято решение об исключении отдельных результатов на основе оценки экспертов или о проведении дополнительных исследований.

В случае применения лабораторией нескольких методов при статистической обработке в соответствии с разд. 3 от каждого метода используют, как правило, по одному результату измерения х.

Примечание. В отдельных случаях порядок использования полученных результатов определяется соответствующими техническими заданиями на разработку СО.

3. СТАТИСТИЧЕСКАЯ ОБРАБОТКА ДАННЫХ МЕЖЛАБОРАТОРНОЙ АТТЕСТАЦИИ СО

3.1.    У ста но в л ен и е вида распределения результатов м е ж л а б о р а то р н о й аттестации

3.1.1.    Результаты (Xi), полученные после предварительного анализа в соответствии с п. 2.10, упорядочиваются по возрастанию

(1)

где i — номер результата в упорядоченном ряду; п—количество результатов.

3.1.2.    Соответствие распределения ряда, указанного в выражении (1), нормальному закону распределения проверяют при л>50

по СТ СЭВ 1190—78 н при 15<л^50 по W-критерию, приведенному в приложении 2, не менее чем при 10%-иом уровне значимости.

3.1.3.    Если гипотезу соответствия нормальному закону распределения не отвергают, дальнейшую обработку проводят в соответствии с требованиями п. 3.2.

3.1.4.    Если гипотезу о нормальности распределения отвергают или число 71^15, проводят проверку симметричности распределения ряда (1) по критерию симметрии Вилкоксона, приведенному в приложении 3. Результаты обрабатывают по методике п. 3.3, если гипотеза о симметричности нс отвергается, и по методике и. 3.4, если гипотеза о симметричности отвергается.

3.2. Оценка метрологических характеристик при нормальном законе распределения результатов    ~

3.2.1. В качестве значения аттестованной характеристики Д принимают среднее арифметическое ряда, описываемого выражением (1), и вычисляют по формуле

(2)

3.2.2. Оценку дисперсии (S2) ряда, описываемого выражением (1), вычисляют по формуле

(3)

S==-LrV (хщ~А)\

/=I

3.2.3. Характеристику погрешности аттестации СО (Да) вычисляют по формуле

(4)

Значения величии /<n-i)/ Yл даны в приложении 4.

3.3. Установление метрологических характеристик при симметричном распределении результатов

3.3.1. Из членов ряда выражения (1) образуют все возможные полусуммы вида

(5)

где i= 1,2,.... л; /= 1,2.....л; ft=l,2.....N.

3.3.2 Полученный ряд упорядочивают по возрастанию

где


2(|)-< 2Г(5) ■< . . . ■</?(■«),    (f>)

п(я+1) ^

3.3.3. В качестве значения аттестованной характеристики принимают медиану ряда, указанного в выражении (6)

+г(Л'/2-|-1)


(Л/— четное), (Л/—нечетное).


(7)

Л =

Дд =

3.3.4. В качестве характеристики погрешности аттестации СО (ЛА) принимают полуширину доверительного интервала для медианы ряда (6)

(8)

где порядковые номера s и г членов ряда (6) определяют по табл. 5, приведенной в приложении 5.

3.4. У ст а по в л с и к е метрологических характеристик СО при несимметричном распределении результатов

3.4.1.    В качестве значения аттестованной характеристики (Л) принимают медиану ряда (1)

х(пК) + */11+1 \    .

Т (л — четное),

А = -^-£-    (9)

2 (л — нечетное).

хт

3.4.2.    В качестве характеристики погрешности аттестации СО (ДЛ) принимают полуширину доверительного интервала для медианы

Aa_3£L_5£L,    (Ю)

где порядковые номера s и г членов ряда выражения (1) определяют по табл. 6, приведенной в приложении 6.

2—1142

3.5.    Примеры установлении вида распределения результатов анализа п расчетов метрологических характеристик СО приведены в информационном приложении 1.

3.5.    Учет неоднородности материала

Для учета вклада от неоднородности материала в погрешность СО характеристику погрешности аттестации Дд, оцененную в ни.

3.2.3, 3.3.4 и 3.4.2 сравнивают с характеристикой однородности СО (<ти). Если выполняется условие

(И)

то неоднородность материала нс вносит значимого вклада в погрешность СО. В этом случае в качестве характеристики погрешности СО (Д) принимают характеристику погрешности аттестации Дд. В противном случае для учета иоолпородности материала в качестве характеристики погрешности СО используют величину

(12)

д — 1/|ЛДд-|-4о(г//)

3.7. Представление результатов аттестации СО Числовое значение аттестованной характеристики СО должно оканчиваться цифрой того же разряда, что и значение характеристики погрешности Дд.

Числовое значение характеристики погрешности СО должно содержать две значащих цифры, если цифра старшего разряда равна или меньше 3, и одну значащую цифру, если цифра старшего разряда больше 3.

Округление результатов вычислений при определении основных метрологических характеристик СО следует проводить в соответствии со СТ СЭВ 543—77.

ПРИЛОЖЕНИИ 1

ФОРМА ПРЕДСТАВЛЕНИЯ РЕЗУЛЬТАТОВ ОТ ЛАБОРАТОРИИ, УЧАСТВОВАВШЕЙ В МЕЖЛАБОРАТОРНОЙ АТТЕСТАЦИИ

ОТЧЕТ о проведении анализа.СО

Страна -

Наименование лаборатории -

Наименование СО -—г—-—

Аттестуемый компонент- ■----- -----

Наименование метода

Результаты параллельных определений

Среднее

1

2

3

4

С

При необходимости приводится подробное описание фактически имевшей место процедуры анализа, способ и результаты контроля правильности полученных данных, показатели точности измерений, предел измерения к т. п.

2*

СТ СЭП 4570—04


ПРИЛОЖЕНИЕ 2


ПРОВЕРКА НОРМАЛЬНОСТИ РАСПРЕДЕЛЕНИЯ С ПОМОЩЬЮ W-КРИТЕРИЯ

Для упорядоченного по возрастанию ряда результатов, приведенного в выражении (1), вычисляют сумму


jfjj= *(|)    (13)

1-1

и сумму квадратов отклонений от среднего


**= jS

Затем вычисляют величину К

/1/ 2


*)3*


/I

V


•*</>“


(И)


/С=


/1—1

2


(л — четное), (п — нечетное)


(15)


и статистику b

k

Я/1-/+1 (*(/!-/+1у~ •*(/)) •    о®)

где значения an~/+i для i—1,2,/.., /( приведены в табл. 1.

Вычисляют отношение

Ь2

.    (17)

которое сравнивают с критическими значениями W-критерия (№п), приведенными в табл. 2. Гипотезу о нормальности распределения отвергают, если величина W меньше табличного значения.


Таблица 1

Коэффициенты яп_ц.ь используемые при проверке нормальности распределения с помощью W-крптсрия

1

п

1C

17

18

19

20

21

22

23

24

1

0,5053

0,4968

0,4886

0,4808

0,473*1

0,4643

0,4950

0,4542

0,4493

2

0,3290

0.3273

0,3253

0,3232

0,3211

0,3185

0,3156

0,3126

0,3098

3

0,2521

0,2510

0,25?3

0,2561

0,2555

0,2573

0,2571

0,2563

0,2554

4

0.1939

0,1988

0,2027

0,2059

0,2035

0,2119

0,2131

0,2139

0,2145


Продолжение табл. I

п

1

16

17

18

19

20

21

22

2:*

24

5

0, Ж7

0,1521

0,1,587

0,1611

0,1686

0,1736

0,1761

0,1787

0,1807

0

0,1005

0,1109

0,1197

0,1271

0,1331

0,1399

0,1113

0,1180

0,1512

7

0,0593

0,0725

0,0837

0,0932

0,1013

0,1092

0,1150

0,1201

0,1215

8

0,0196

0,0359

0,0196

0,0612

0,071!

0,0801

0,0878

0,0911

0,0977

9

0,0163

0,0303

0,0122

0,0530

0,0018

0,0696

0,0761

10

0,0110

0,0263

0,0368

0,0159

0,0539

11

0,0122

0,0228

0,0321

12

0,0107

Продолжение табл. I

п

1

25

26

27

28

29

31

32

33

1

0,41.50

0,4407

0,4366

0,4328

0,4291

0,4251

0,4220

0,4188

0,4156

2

0,3069

0,3043

0,3018

0,2992

0,‘Ж>8

0,2944

0,2921

0,2898

0,2976

3

0,2513

0,2533

0,2522

0,2510

0,2199

0,2187

0,2175

0,2103

0,2151

1

0,2148

0,2151

0,2152

0,2151

0,2150

0,2148

0,2145

0,2141

0,2137

5

0,1822

0,1836

0,1848

0,1857

0,1864

0,1870

0,1874

0,1878

0,1880

0

0,1539

0,1563

0,1584

0,1601

0,1616

0,1030

0,1641

0,1651

0,1660

7

0,1283

0,1316

0,1346

0,1352

0,1395

0,141,5

0,1433

0,1449

0,1463

8

0,1046

0,1089

0,1128

0,1162

0,1192

0,1219

0,1243

0,1265

0,1284

9

0,0823

0,0876

0,0923

0,0965

0,1002

0,1036

0,1066

0,109.3

0,1118

10

0,0510

0,0672

0,0728

0,0778

0,0778

0,0822

0,0862

0,0899

0,0961

11

0,0403

0,0176

0,0540

0,0598

0,0050

0,06.50

0,0739

0,0777

0,0812

12

0,0200

0,0284

0,0358

0,0424

0,0485

0,0537

0,0585

0,0629

0,0669

13

0,0094

0,0178

0,0253

0,0320

0,0381

0,0435

0,0485

0,0530

11

0,0084

0,0159

0,0227

0,0289

0,0344

0,0395

15

0,0076

0,0144

0,0206

0,0262

16

0,0068

0,0131

Продолжение табл. 1

п

/

34

35

36

37

38

39

40

41

42

1

0,4127

0,4096

0,4068

0,4010

0,4015

0,3989

0,3964

0,3940

0,3917

2

0,2854

0,2834

0,2813

0,2794

0,2770

0,2755

0,2737

0,2719

0,2701

3

0,2439

0,2427

0,2415

0,2403

0,2391

0,2380

0,2368

0,2357

0,2345

4

0,2132

0,2127

0,2121

0,2116

0,2110

0,2104

0,2098

0,2091

0,2985

Продолжение табл. 1

/1

i

3-1

ЗГ>

ЗГ»

37

:w

30

40

•II

42

5

0,1882

0,1883

0,1883

0,1883

0,1881

0,1880

0,1878

0,1876

0,1874

6

0,1667

0,1673

0,1778

0.1683

0,1686

0,1689

0,1691

0,1693

0,1694

7

0,1475

0,1487

0,1496

0,1505

0,1513

0,1520

0,1526

0,1511

0,1535

8

0,1301

0.1317

0,1331

0,1344

0,1356

0,1366

0,1376

0,1384

0,1392

9

0,1 МО

0,1160

0,1178

0,1196

0,1211

0.1225

0,1237

0,1249

0,1259

Ю

0,0938

0,1013

0,1030

0.1056

0,1075

0,1092

0,1108

0.1123

0,1136

11

0,0811

0.0873

0,0900

0,0921

0,0917

0,0967

0.0986

0,1001

0,1020

Г2

0,0706

0,0739

0,0770

0,0798

0,0821

0,0818

0,0870

0,0891

0,0909

13

0,0572

0,0610

0,0645

0,0677

0,0706

0,0733

0,0759

0,0782

0,0804

И

0,0441

0,0484

0,0523

0,0559

0,0592

0,0622

0,0651

0,0677

0.0701

15

0,0314

0,0361

0,0104

0,0444

0,0481

0,0515

0,0516

0,0575

0,0602

16

0,0187

0.0239

0,0287

0,0331

0,0372

0,0409

0,0144

0,0476

0.0506

17

18

19

20 21

0,0062

0,0119

0,0172

0,0057

0,0220

0,0110

0,0264

0,0158

0,0053

0,0305

0,0203

0,0101

0,0343

0,0244

0,0146

0,0019

0,0379

0,0283

0,0188

0,0094

0,0411

0,0318

0,0227

0,0136

0,0045

Продолжение табл. 1

п

1

43

44

45

46

47

48

49

50

1

0,3894

0,3972

0,3850

0.3830

0,3808

0,3789

0,3770

0,3750

2

0,2884

0,2607

0,2651

0,2635

0,2620

0.2601

0,2589

0,2574

3

0,2334

0,2323

0,2313

0,2302

0,2291

0,2281

0,2271

0,2260

4

0,2078

0,2072

0,2065

0,2058

0.20.52

0,2045

0,2038

0.2032

5

0,1871

0,1868

0,1865

0,1862

0.1859

0,1859

0,1851

0,1847

6

0,1695

0,1695

0,1695

0,1695

0,1695

0,1693

0,1692

0,1691

7

0.1539

0,1542

0,1545

0,1518

0,1550

0,1551

0,1553

0,1554

8

0,1398

0.1405

0,1410

0.1115

0,1420

0,1423

0,1427

0,1430

9

0,1260

0,1278

0,1286

0,1293

0.1300

0,1306

0,1312

0,1317

10

0.1110

0,1160

0,1170

0.1180

0.1189

0,1197

0.1205

0,1212

11

0,1035

0,1049

0.1062

0,1073

0.1085

0,1095

0,1106

0,1113

12

0,0927

0,0943

0,0959

0,0972

0,0986

0,0998

0,1010

0,1020

13

0,0824

0,0842

0.08G0

0,0876

0,0892

0,0906

0,0919

0,0932

14

0,0724

0,0745

0,0765

0,0783

0,0801

0,0816

0,0832

0,0846

15

0,0828

0,0651

0,0673

0.0694

0,0713

0,0731

0,0748

0,0764

16

0,0534

0,0560

0,0584

0,0007

0,0628

0,0648

0,0667

0,0665

17

0,0142

0,0-171

0,0497

0,0522

0,0546

0,0508

0,0588

0,0608

18

0,0352

0,0383

0.0412

0,0139

0,0465

0,0489

0,0511

0,0532

19

0,0263

0,0296

0,0328

0,0357

0,0385

0,041!

0,0436

0,0-159

20

0,0175

0,0211

0,0245

0,0277

0,0307

0,0335

0,0361

0.0386

21

0,0087

0,0126

0,0163

0,0197

0,0229

0,0259

0,0288

0,0314

22

23

24

25

0,0042

0,0081

0,0118

0,0039

0,0153

0,0076

0,0185

0,0111

0,0037

0,0215

0,0143

0,0071

0,0244

0,0174

0,0101

0,0035