ГОСТ Р 54502—2011/ ISO/TS 19036:2006
- во время испытаний лаборатория использовала тот же метод анализа, какой она применяет при
рутинной работе;
- образцы, которые использовались в исследовательской работе, сопоставимы (в плане матрицы
и уровня контаминации) с теми, какие испытываются в лаборатории при рутинной работе;
- лаборатории, участвовавшие в проведении исследований, не использовали разные эмпириче-
ские методы или достаточно большое число участников применяли один и тот же метод, так что имеет-
ся возможность получить корректную оценку стандартного отклонения воспроизводимости.
На рисунке 4 показаны основные источники неопределенности, охваченные данным протоколом,
за одним исключением: операция «Отбор проб».
Задача данного подхода — дать возможность лаборатории, принимающей участие в межлабора-
торных испытаниях, частично оценить величину собственного смещения как компоненту неопределен-
ности измерений. Этот аспект в настоящем стандарте не обсуждается.
8 Вычисление расширенной неопределенности
8.1 Введение
Предполагается, что количество колониеобразующих единиц в чашках Петри подчиняется Пуас-
соновскому закону распределения. Эта случайная погрешность учитывается при оценке расширенной
неопределенности, как описано в 8.2.
Примечание — В вычислениях, описанных для оценки внутрилабораторного стандартного отклонения
неопределенности (см. 5.3), пренебрегали случайной погрешностью, возникающей вследствие Пуассоновского
распределения; на это указывает то, что при расчетах предусматривалось исключение тех численных результатов
эксперимента, которые представляли собой низкие значения количества колониеобразующих единиц (КОЕ).
8.2 Вычисления
8.2.1 Общий случай
Если результат испытаний выражен как y = log
10
x, то расширенная неопределенность U, с учетом
того, что коэффициент охвата равен 2 (что примерно соответствует P = 95 %), может быть определена
по уравнению (1)
2
S
C
U
=
2 s
R
+
0,18861
,
(1)
— стандартное отклонение воспроизводимости;
где s
R
0,18861/
Σ
C
— компонента дисперсии, возникающая вследствие Пуассоновского распределения;
здесь
Σ
C — это сумма всех результатов подсчета колоний на всех платах.
10
Примечание — Числитель дроби определяется исходя из теоретического свойства Пуассоновского рас-
пределения (равенства математического ожидания и дисперсии, из чего непосредственно вытекает, что Пуассо-
новская компонента коэффициента вариации CV =
1
S
C
) и того допущения, что Пуассоновская компонента дис-
персии, будучи выражена в логарифмической шкале, примерно равна коэффициенту вариации, возведенному в
квадрат (СV)
2
, еслииспользуетсяшкаланатуральныхлогарифмов, и, следовательно, равна (log е)
2
= 0,18861 (СV)
2
,
если используется шкала десятичных логарифмов.
Неопределенность измерений в соответствии с уравнением (1) зависит и от стандартного откло-
нения неопределенности, оцениваемого по данным эксперимента в случае больших значений КОЕ, s
R
,
и от общего числа подсчетов для исследуемой пробы
Σ
C. Рекомендуется ради простоты использовать
уравнение (1) в любых случаях.
8.2.2 Установление границы между низким и высоким значениями результатов расчета
(факультативно)
В случае высоких значений КОЕ второе слагаемое в сумме, находящейся под знаком квадратного
корня, т. е. Пуассоновское слагаемое, зависящее от величины
Σ
C, настолько мало, что им можно пре-
небречь; тогда уравнение (1) упрощается
R
U
=
2s
2
.
(2)
10