ГОСТ 12.4.119-82 - Средства индивидуальной защиты органов дыхания. Метод оценки защитных свойств по аэрозолям

 

Отношение F сравнивают с величиной Fk из табл. 2 настоящего приложения.

 

Таблица 2

 

n

k

 

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

4,4

3,3

2,8

2,6

2,4

2,2

2,2

2,1

2,1

50

3,9

3,1

2,7

2,9

2,2

2,1

2,0

1,9

1,9

 

При F£Fk различия между  считаются статистически незначимыми и принимается решение m1=m2=...=mk.

При F>Fk возможны другие выводы.

4.5. Определяют стандартное (среднеквадратичное) отклонение среднего - :

 

 

где  для однородных стандартных отклонений.

Проверка стандартных отклонений на однородность проводится по п. 4.3 настоящего приложения.

Величины значимых рядов Дункана 3Pj (k-1 величина) выписывают из строки k(n-1) табл. 3 настоящего приложения.

Таблица 3

 

k(n-1)

k

 

1

2

3

4

5

6

7

8

9

20

2,95

 

 

 

 

 

 

 

 

30

2,89

3,04

 

 

 

 

 

 

 

40

2,86

3,01

3,10

3,17

 

 

 

 

 

60

2,83

2,98

3,08

3,14

3,20

3,24

3,28

3,31

3,33

100

2,80

2,95

3,05

3,12

3,18

3,22

3,26

3,29

3,32

¥

2,77

2.92

3,02

3,09

3,15

3,19

3,23

3,26

3,29

 

Значимые ранги 3Pj умножают на  и получают наименьшие значимые ранги Pj.

Сравнивают разности * (в ранжированной последовательности ) с соответствующими рангами. При этом разности стоящих "рядом" , то есть  сравнивают с рангом P1 (k-1 сравнение). Разности  (средние "через одну", k-2 сравнения) сравнивают с P2. Разности Dj(j+3) сравнивают с P3 (k-3 сравнения) и так далее до Djk (1 сравнение) с Pk-1. Например, для k=4:

 

сравнение с P1      с P2   D14 с P3.

_________________

* В ранжированной последовательности .

 

Разности, превышающие соответствующие ранги или равные им, считаются статистически значимыми с доверительной вероятностью g=0,95. Для средних , составляющих значимые разности, устанавливают отношение > "больше". Например, при D23³P1 c g=0,95 считают m2>m3.

Совокупность статистически значимых отношений > или, что то же самое, разностей Dj1, содержит в себе всю информацию, которую можно использовать для решений о взаимных соотношениях mj. Эта информация может быть представлена в виде матрицы или диаграммы. Пример матрицы для k=4 приведен в табл. 4 настоящего приложения.

Таблица 4

 

g

j

 

1

2

3

4

4

А

А

Б

-

3

А

А

-

-

2

Б

-

-

-

1

-

-

-

-

 

Примечание. Знак "А" соответствует D³Pj; знак "Б" соответствует D<Pj.

На чертеже a представлен случай для k=5, когда можно (статистика достаточна) принимать решение m1>m2>m3>m4>m5. На чертеже б представлен случай для k=4, когда статистика недостаточна для такого вывода и можно принять только решение m1 и m2>m3 и m4, то есть: показатели качества СИЗОД или отдельных его элементов с индексами 1 и 2 больше показателей их качества с индексами 3 и 4, но для решения о различиях в их качестве 1 и 2 (3 и 4) информации недостаточно (мало n или m1=m2).

5. Совместное рассмотрение (объединение) результатов различных испытаний или испытаний, проведенных различными методами, в различных лабораториях, по различным показателям качества и т. д., проводится в следующем порядке.

5.1. Ранжируют результаты каждого испытания так, чтобы во всех ранжировках наихудший (наилучший) выборочный показатель качества  был минимальным (или максимальным).

Например, ранжировка для логарифма среднего геометрического коэффициента проникания респиратора имеет вид

 

 

5.2. В зависимости от положения в соответствующей ранжировке каждому j-му СИЗОД или отдельному его элементу приписывают ранг, равный его порядковому номеру (но не его индексу j!) в ранжировке.

Например: ранжировка

ранг                    1              2              3               4;

ранжировка

ранг                 1          2           3          4

и т.д.

5.3. Проверяют согласованность различных ранжировок. При более чем двух ранжировках вычисляют коэффициент конкордации по формуле

 

 

где k - количество испытываемых марок СИЗОД или их элементов;

N - количество ранжировок;

Pj1 - ранг СИЗОД или его элемента с индексом j в ранжировке l.

При W=1 все ранжировки строго согласованы. При W<1 величину Fвычисляют по формуле

 

 

и сравнивают с F0,95. Величина F0,95 приведена в табл. 5. При F>F0,95 с доверительной вероятностью g=0,95 ранжировки считают согласованными и допускающими усреднение.

Примечания:

1. При k=2 должно быть N>4.

2. При k=3 должно быть N³3.

3. При k=4 коэффициент конкордации применим к любому N.

Таблица 5

 

N

k

 

2

3

4

5

6

7

8

9

10

3

 

19,0

6,94

5,14

4,46

4,10

3,89

3,74

3,63

4

21,6

6,59

4,35

3,11

3,41

3,24

3,13

3,05

2,99

5

19,3

4,53

3,48

3,11

2,99

2,82

2,74

2,69

2,66

6

9,01

3,69

3,03

2,77

2,64

2,56

2,51

2,47

2,44

7

6,16

3,22

2,74

2,55

2,45

2,40

2,34

2,41

2,29

8

4,88

2,91

2,54

2,39

2,30

2,25

2,22

2,19

2,17

9

4,15

2,70

2,40

2,27

2,18

2,16

2,13

2,10

2,08

10

3,68

2,54

2,28

2,17

2,12

2,08

2,04

2,03

2,02

15

2,62

2,07

1,92

1,86

1,82

1,80

1,78

1,76

1,75

20

2,23

1,89

1,76

1,73

1,70

1,67

1,65

1,63

1,61

 

Для двух ранжировок можно вычислить также коэффициент ранговой корреляции по формуле

 

где Pj1 - ранг j-й СИЗОД в первой ранжировке;

Pj2 - то же для второй ранжировки.

Критические величины Rкрит. при доверительной вероятности 0,95 показаны в табл. 6. При R>Rкрит. ранжировки можно считать согласующимися.

Таблица 6

 

k

6

7

8

9

10

Rкрит.

0,886

0,786

0,738

0,683

0,648

 

При низкой величине коэффициента конкордации целесообразно с помощью  парных коэффициентов ранговой корреляции R выделить ранжировки с минимальными R и снова вычислить W для оставшихся ранжировок. Если перерасчет показывает достаточно высокий W, оставшиеся ранжировки считают согласованными и допускающими усреднение рангов:

Усредненные ранги Pj используют для построения новой ранжировки, которая позволяет расположить все подвергавшиеся испытаниям (экспертной оценке) СИЗОД или отдельные элементы в ряд "по качеству", учитывающему все показатели, использованные в объединяемых ранжировках (оценках отдельных экспертов).

5.4. Если ранжировки, построенные по результатам различных испытаний, согласуются по п. 5.3 настоящего приложения, то кроме усреднения рангов по п. 5.3 настоящего приложения допускается усреднить сами характеристики, по которым установлены ранги. Усреднение проводится следующим образом:

 

 

где  - характеристика j-го СИЗОД или его элемента, измеренная в l-испытании;

n1 - количество измерений  в l-испытании;

 

 

После усреднения величины  и Sобj обрабатывают по п. 4 настоящего приложения при

 

6. Обозначения, используемые в настоящем приложении:

X - величина, подвергаемая статистической обработке;

i - индекс экземпляра СИЗОД, единичного измерения; 1£i£n;

j - индекс серии измерений типа СИЗОД; 1£j£k;

n - количество измерений в серии;

k - количество серий измерений;

g - доверительная вероятность, двусторонняя доверительная вероятность;

di - модуль отклонения i-го измерения от средней величины;

S - стандартное (среднеквадратичное) отклонение;

d - полуразмах доверительного интервала; ;

 - верхняя граница доверительного интервала для средней величины ;

 - нижняя граница доверительного интервала;

Xg - среднее геометрическое для серий измерений;

bg - стандартное геометрическое отклонение;

mj - среднее для генеральной совокупности j-й случайной величины (математическое ожидание );

C - постоянная;

t - критерий Стьюдента;

G - критерий Кохрена;

F - критерий Фишера;

SX - стандартное (среднеквадратичное) отклонение среднего;

SBC - стандартное отклонение внутрисерийное;

SMC - стандартное отклонение межсерийное;

3Pj - значимый ранг Дункана; 1£j£(k-1);

Pj - наименьший значимый ранг Дункана;

Dj1 - разность ;

W - коэффициент конкордации;

l - индекс ранжировки;

Pj1 - ранг j-го СИЗОД в l-ранжировке;

R - коэффициент ранговой корреляции;

об - индекс общего усреднения.

Предыдущая




Полезная информация: