ГОСТ ИСО 11843-3—2005
8.2 Пример 2
Определение химичес
к
ого потребления
к
ислороде водой с использованием титриметричес
к
ого
метода
Необходимо отметить, что функция калибровки* для данной процедуры измерений химического потребления
кислорода водой является монотонно убывающей: по мере увеличения объема потребления кислорода водой объ ем
свободного кислорода уменьшается и, соответственно, уменьшается объем раствора железоаммонийных квас цов
(железо (III) аммоний сульфат), использованный в процессе титрования.
Для определения химического потребления кислорода водой (в миллилитрах) в процессе титрования с ис
пользованием 0.060 моль/л раствора железоаммонийных квасцов было измерено 30 холостых проб (см. табли цу
В.З).
Т а б л и ц а В.З — Определение химического потребления кислорода водой титриметрическим методом
Объем раствора железоаммонийных квасцов, израсходованный в процессе титрования, см1
19.7719.7119.7719.94
19.7719.7119.7719.91
19.7819.7119.8519.94
19.7819.8019.8519.91
19,7619.8319.7819.91
19.9219.84
19.9519.88
19.9419.77
19.9419,76
19.8319.80
После проведения нескольких испытаний на выявление отклонений от нормального распределения (асим
метрия, эксцесс, критерий Шапиро-Уилкса)и выявления резко выделяющихся значений (единичный критерий Граб
бса. двойной критерий Граббса) был сделан вывод, что есть незначительное отклонение от нормального
распределения: критерий для эксцесса не выполняется при и * 0.01 (Ог * 1.737 против критических значений 1.79 и
5.12). а критерий Шапиро-Уилкса не выполняется для « = 0.05 (W - 0.9045 против критических значений 0.900 при и
=0.01 и 0,927 при а = 0.05). Распределение исходных данных может быть описано как близкое к нормаль ному.
поскольку результаты двух тестов указывают на нормальное распределение. Однако даже частотная диаг рамма
распределения указывает на возможность того, что результаты принадлежат двум распределениям.
Следовательно, на практике необходимо убедиться в том. что в лаборатории, приводящей данные по откликам, нет
ошибок при выполнении записей. Если делают вывод о правильной регистрации данных, критическое значение от
клика при однократном измерении действительного состояния (опытного образца) рассчитывают следующим обра
зом:
Среднее значение откликов равно ув = 19.829 см5. а стандартное отклонение sb = 0.0774 см5.
Значение квантиля распределения Стьюдента (односторонний интервал) для 29 степеней свободы и
а = 0.05 определено по стандартным таблицам: t (v) = f .,(29) = 1699.
1•ай эт
В соответствии с формулой (5). поскольку функция калибровки* убывает, требуется использовать знак «—е.
а не к*». Следовательно, критическое значение отклика с точностью до двух десятичных знаков после запятой для
единичных измерений опытного образца имеет вид:
Ус = 19.829 — 1.699 0.0774 ,1-1+1 = 19.829 — 0.1337 = 19.70 см5.
^30
Полученные результаты приведены в таблице В.4.
Т а б л и ц а В.4 — Критические значения отклика для определения химического потребления кислорода водой
титриметрическим методом
Количество повторений отклика в базовом состоянии
30
Количество повторений отклика в действительном состоянии
1
Выбранное значение а (по умолчанию 0.05)
0.05
19.829 см5
0.0774 см5
Среднее значение отклика в базовом состоянии
Стандартное отклонение отклика в базовом состоянии
Критическое значение отклика, полученное упрощенным методом, описанным а настоящем
стандарте, без использования данных калибровки
19.70 см5
Поскольку объем 0.060 мольУдм1раствора железоаммонийных квасцов (железо (III) аммоний сульфат], из
расходованный в процессе титрования, для действительного состояния (опытного образца) не ниже 19.70 см1, нет
различия между базовым состоянием и опытным образцом.
* Аналогом функции калибровки в национальных стандартах Российской Федерации является градуировоч
ная кривая.
8