Маркова статистика

Расход бензина на 100 тонно-километров транспортных услуг в зависимости от его антидетонационной стойкости, выраженной октановым числом по моторному методу, представлен почти идеальной прямой (рис. 10.2). Это подтверждается и величиной коэффициента корреляции между ними (0,999, приложение 5). Необходимо обратить внимание, что небольшая статистика (всего шесть членов) тем не менее относится ко всему объему генеральной совокупности. В России выпускались и выпускаются только марки автомобильного бензина А-66, А-72, АИ-91, АИ-92, АИ-95, АИ-98. Следовательно, данные табл. 10.5 охватывают весь диапазон изменения детонационной стойкости этого топлива и в данном смысле являются абсолютно представительными. Статистические характеристики тесноты связи, точности и значимости параметров уравнения регрессии по А приведены в приложении 5. Они подтверждают наличие почти функциональной зависимости удельного расхода бензина от его октанового числа А. Уравнение регрессии [c.422]

Уравнения статистической физики отдельной макромолекулы мы применили для теории высокоэластичности полимерных сеток, у которых роль отдельных полимерных цепей, связанных между собой химическими узлами, играют цепи сетки — участки полимерных цепей между соседними узлами сетки. Число звеньев и сегментов в таких цепях сетки еще достаточно велико (редкие сетки, характерные для сшитых эластомеров). Классическая статистическая теория высокоэластичности полимерной сетки, предложенная Куном, Марком и Гутом, имеет дело с невзаимодействующими цепями сетки, подчиняющимися гауссовой статистике. Эта модель идеальной сетки, где силы при деформации передаются только через узлы сетки, приводит к чисто энтропийной природе высокоэластичности. [c.173]

Проведенный анализ данных по использованию различных химических реагентов в процессах добычи и транспортировки углеводородного сырья показал, что для выбора химических реагентов и технологии их применения целесообразно употребление методов математической статистики. На примере деэмульгаторов и ингибиторов коррозии показаны выбор марки реагента, периодического или постоянного дозирования его в перекачиваемую среду, эффективность применения совместно с магнитной обработкой. [c.158]

В этой главе мы переходим к изучению равновесной статистической термодинамики макромолекулярных цепей — полимеров. Этому предмету посвящены многочисленные исследования, продолжающиеся в течение нескольких десятилетий. Изложению наиболее существенных результатов посвящен ряд монографий. Большой вклад в исследование конфигурационной статистики полимеров, внесенный ленинградской школой, и весьма полный обзор достижений других советских и иностранных авторов нашел свое отражение в монографиях [14, 15]. В первых классических работах Куна [16], Гута и Марка [17] полимерные цепи считались состоянщми из статистически независимых элементов, что аналогично рассмотрению идеального газа в теории газов. Учет коллективных эффектов в приближении взаимодействия ближайших соседей был сделан в работе Волькенштейна и Птицына [18]. Их методу предшествовали методы Изинга [19], Крамерса и Ванье [20]. Задача, которую мы ставим перед собой, ограничивается тем, каким образом задачи конфигурационной макромолеку-лярной статистики могут быть выполнены методом, изложенным в предыдущей главе. [c.50]

Времена и Xg рассчитывают по данным технологических карт с применением методов математической статистики и ЦВМ, а значения берутся из регламентов. Вводятся также вектор цены на продукцию С и вектор прибыли Р (плановой), получаемой от реализации одной тонны товарной продукции. Нужды планирования и учета требуют знания количества выпущенной продукции в марочном и групповом ассортименте. Для перехода от вектора производственной программы к вектору количества продукции в марочном ассортименте применяют матрицу элементы которой efa = 1 при условии, что в d-oM режиме изготавливается продукция г-ой марки, и efe = О, когда в этом режиме i-ая продукция не производится. Аналогично вводится матрица Е " перехода от вектора производственной программы к вектору продукции в групповом ассортименте. [c.81]

Эйринг [9] в 1932 г. подверг обсуждению вопрос о средней квадратичной длине изолированных длинных цепных молекул с фиксированным валентным углом. Гут и Марк [16] и независимо от них Кун [34а] в 1934 г. разработали статистику изолированных длинных цепных молекул со свободным вращением. В то время Кун не занимался обсуждением проблемы эластичности каучука, и лишь в 1936 г. изложил в обширной статье свои статистические расчеты применительно к этой проблеме. [c.79]

Несколько лет назад один из крупнейших авторитетов в области полимерных материалов Г. Марк (ему более восьмидесяти, и он своими руками строил здание полимерной науки), выступая на страницах одного из советских научных журналов, предсказывал, что число новых полимеров будет уменьшаться-резервы мономеров достаточно глубоко проработаны. Действительно, статистика показывает, что за последнее время число новых полимеров, освоенных промышленностью, сократилось. Центр тяжести исследовательских работ переместился в область модификации, улучшения свойств уже известных материалов. [c.38]

Мы ограничимся здесь статистикой свободно-сочлененных цепей. На примере карбоцепных полимеров мы увидим, что результаты, полученные для свободно-сочлененных цепей, применимы к реальным цепным молекулам. Основы статистической теории полимерных цепей были разработаны в трудах В. Куна [2] и Е. Гута и Г. Марка [3]. [c.16]

Современная теория высокоэластичности основывается на конфигурационной статистике полимерных цепей, изложенной в предыдущих главах. Этой теории посвящено множество исследований, начиная с работ Гута и Марка 1934 г. и В. Куна 1936 г. Сеточная теория изложена в ряде монографий Не касаясь многочисленных работ [c.414]

Поэтому предлагается принципиально новый способ определения статистики механических характеристик трубной стали. Сначала прокатывают исходный лист конкретной марки стали, статистика которой уже известна [4]. Затем из этого листа изготовляют трубу, после чего определяют отношение механических характеристик трубы Х,- р и листа Х,л, которое условно назовем коэффициентом наклепа для данной механической характеристики [c.30]

Переводы. Переводную научную литературу по аналитической химии выпускают издательства Мир , Химия , Атомиздат, Металлургия и некоторые другие. Для выпуска на русском языке отбираются лучшие зарубежные монографии и руководства, которые могут способствовать развитию аналитической химии в СССР. Переведен ряд книг, написанных учеными из социалистических стран. Можно назвать книги польского химика Марченко Фотометрическое определение элементов (1971), аналитика из ГДР Дёрфеля Статистика в аналитической химии (1969), чехословацких ученых Долежаля Методы разложения минеральных объектов и Стары Экстракция хелатов (1966), венгерского химика-аналитика Денеша Титрование в неводных средах (1971). Переведено много монографий и руководств американских, английских, французских и других авторов. Приведем в качестве примеров монографию Марка и Рехница (США) Кинетика в аналитической химии (1972) сборник статей, более похожий на коллективную монографию, Ионоселективные электроды (1972), подготовленный американскими химиками. Выпущен перевод книги Л. С. Барк и С. М. Барк (Англия) Термометрическое титрование (1973). Хорошо известно руководство Шарло (Франция) Методы аналитической химии. Количественный анализ [c.186]

В этой книге излагается современная статистическая теория макромолекул, основанная на рассмотрении их конформаций. Эта теория раскрыла сущность ряда важных явлений, связанных с макромолекулами она дала практически полное количественное объяснение поведению макромолекул в растворах, молекулярное истолкование высоко-эластичности и сыграла большую роль в развитии физики биополимеров—белков и нуклеиновых кислот. При решении указанных и ряда других задач конформационная статистика привела к принципиально новым результатам и, тем самым, пазволила пойти значительно дальше, чем первоначальная модельная статистика Куна, Гута и Марка. [c.6]

Минденские рабочие дали наименьший расход, 229 марок, а кобленцкие наибольший, а именно 555 марок в год на семью . Это последнее число дает 111 марок, или по 51 руб. 39 коп. на душу в среднем, т. е. в 1848 г. наиболее зажиточные крестьяне Пруссии тратили в год меньше, чем наши воронежские крестьяне ныне в среднем (более 60 руб.). Не входя в подробности (они у Мая), укажем далее, что для Германии расходы рабочего сословия определялись затем еще двукратно и дали средний годовой расход на душу в 1875 г. 59 руб. в Пруссии, для всей Германии 66 руб., а в 1892 г. для Верхней Силезии (на семью 1272 марки) уже по 117 руб. на душу в год. Примерно такая же цифра получается из следующего общего, но основанного на прочных данных статистики расчета. В 1893 г. в Германии жителей было около 52 млн, из них 50 миллионов получали в год доходов менее 3000 марок (1389 руб.) и 2 млн жителей более того (см. Май, [1. с.], стр. 5). Первые получили в год всего около 19 млрд марок (на каждого в среднем приходится по 176 руб. в год), вторые — около 6 млрд марок (в среднем на каждого по 1389 руб., т. е. в 8 раз более, чем для лиц первой категории). Из этих 25 млрд марок ежегодного дохода 3 миллиарда надо отчислить на годовое приращение богатства страны (стройки, машины, улучшения, сбережения и т. п.), а на текущие расходы придется около 22 млрд марок, из которых примерно 18 миллиардов — на 50 млн жителей, получающих в год менее 3 тыс. марок. Это дает на каждого всех годовых расходов в среднем по 167 руб., а эта цифра уже не далека от той наименьшей (около 111 руб. в год на душу), которая принята выше для современного германского рабочего, и очевидно, что в 50 млн жителей Германии, получающих в год менее 3 тыс. марок, есть (особенно в городах) немалый процент таьсих, которые проживают в год более 1000 руб., а потому в общем среднем и вышла цифра большая, чем расход, приходящийся на каждого члена рабочей семьи. Доказательством возрастания— и очень быстрого — расходов в Германии может служить и следующее сопоставление (Mulhall—May). Доходы всех видов Германии в 1840, 1869 и 1894 гг. выражаются [c.531]

Самой хорошей проверкой высказанных на основе термодинамического рассмотрения положений было бы вычисление величины какого-нибудь макросвойства образца (модуль, разрывная прочность и др.) исходя из микросвойств составляющих образец цепных молекул и сопоставление полученной расчетной величины с экспериментальными данными. Такая попытка связать упругость образца с упругостью составляющих его молекул была предпринята в 1934—1 6 гг. независимо друг от друга Куном и Марком с Гутом [61. Однако, прежде чем подойти к непосредственному изложению полученных ими результатов, следует немного коснуться основных положений статистики применительно к длинной гибкой макромолекуле. [c.61]

При обсуждении автобусных опытов других исследователей Бэкер допускает ряд ошибок, о которых читатель, вероятно, хотел бы знать. Во-первых, он утверждает, что корректным является только V- или z-критерий, но не говорит, какой именно. Раз z-критерий просто указывает на наличие любой неслучайной ориентации, его следует предпочесть, если не иметь в виду определенное направление ориентации, как в случае, когда на испытуемых были укреплены магниты. Например, Бэкер применяет этот вариант статистики, чтобы апостериорно заключить, что автобусы определенной марки существенно влияют на компасные оценки (Baker, 1981). У некоторых животных установлена также зависимость выбора ими направления от того места, где их выпустили. В отличие от этого V-критерий менее требователен в отношении длины среднего вектора, но для его применения необходимо наличие ориентации в предсказанном направлении. Мы используем оба типа статистических методов, чтобы не создавалось впечатления, будто мы выбираем апостериорную статистическую методику для подтверждения наших выводов. Результаты обработки по z-критерию приведены на рис. 30.1 и в табл. 30.1 анализ по V-критерию показывает отсутствие значимой ориентации для всех случаев, представленных на этом рисунке и в этой таблице (Gould, Able, 1981). [c.422]

Справочник химика 21

Химия и химическая технология