Различие недостоверное

Предположим, что на колонке эффективностью 5000 теоретических тарелок время удерживания эталона 10 мин, а неизвестного ника — 10,2 мин. При обычной технике эксперимента такое различие недостоверно. Введя два вещества в колонку одновременно, получим суммарный пик. Если приведенное незначительное различие в удерживании действительно имеет место, ширина этого пика будет примерно на 60% больше ширины индивидуального. Такое увеличение ширины легко заметить визуально или с помощью простейших измерений. Тем самым различие двух соединений становится совершенно очевидным. [c.248]

В настоящее время разработаны значительно более информативные критерии, позволяющие сравнивать вероятности различных гипотез о механизме реакций. В ряде случаев эти критерии позволяют надежно отдать предпочтение одной из нескольких гипотез даже в том случае, когда различия минимальных значений сумм квадратов отклонений недостоверны. Изложение этого в(Л)роса выходит за рамки данного учебника. [c.244]

Различие дисперсий 5 и 2 статистически недостоверно (справедливо неравенство 1.3.5а). В этом случае средневзвешенное значение 5 вычисляют по уравнению 1,1,7, а дисперсию р разности 1x1—Хг1 — по уравнению 1,4,4 [c.212]

Для осуществления проверки выдвигается статистическая гипотеза о генеральных совокупностях, из которых извлекаются результаты измерений. По проверяемым выборкам результатов вычисляют определенное критическое значение некоторой случайной величины Д и находят область Л (при условии, что соответствующее проверяемое распределение выполняется), внутри которой надо ожидать Д с заданной вероятностью Р. Если же критическое значение А лежит вне области Л, то исходная гипотеза отбрасывается. Различие между гипотетическими и наблюдаемыми величинами называется значимым или статистически достоверным. Однако зто различие не может служить достаточно надежной мерой оценки различия в самих генеральных совокупностях, к которым отнесены результаты измерений. Из статистически достоверной разности, например, двух средних XI — Х2 = Ахи еще не следует, что соответствующие совокупности отличаются именно на величину Ах 12. Поэтому ни в коем случае нельзя делать вывод о некотором конкретном числовом различии, опираясь на результаты проверки. Если критическое значение Д находится внутри области Л, то проверяемая гипотеза принимается. Однако из этого не следует еще, что она совершенно верна. Можно только сказать, что результаты измерений ей не противоречат. Поэтому такое различие в результатах называют недостоверным или незначимым. Из утверждения, что разность некоторых величин статистически незначима, еще не следует их равенство. Вопрос о том, можно ли рассматривать такую незначимую разность одновременно и как чисто случайную , нужно решать пр полном понимании статистических методов проверки гипотез (см. [1, 2, 7]) [c.114]

Ввиду большого разнообразия в свойствах разделяемых суспензий и коренных различий в конструкциях значительного числа фильтров, а также высокой чувствительности свойств суспензий и осадков к изменению условий их получения общая стандартизация способов определения постоянных фильтрования вызывает сомнение. Более того, возникает опасение, что, руководствуясь ограниченным числом рекомендованных способов нахождения этих постоянных, исследователь без дальнейших размышлений изберет способ, недостаточно соответствующий особенностям исследуемого им процесса, и получит недостоверные результаты. Поэтому решение о выборе метода определения постоянных фильтрования должно принадлежать самому исследователю, которому необходимо найти наиболее целесообразное соответствие между конкретными особенностями изучаемого им процесса и одним из имеющихся способов нахождения рассматриваемых постоянных. При этом исследователь должен предварительно хорошо изучить закономерности процесса фильтрования и руководствоваться помещаемыми ниже общими указаниями по выбору способа определения постоянных фильтрования. [c.89]

Чтобы различать в дальнейшем абсолютную и относительную недостоверности, рассмотрим взвешивание двух разных объектов на аналитических весах один объект весит 0,0021 г, а второй — 0,5432 г. При такой записи абсолютная недостоверность каждой величины равна одной десятитысячной грамма однако относительные недостоверности значительно отличаются — одна часть на 20 для первого взвешивания и одна часть на 5000 для второго. [c.24]

Если остаться в рамках гипотезы о стационарности климата (недостоверность этой гипотезы, впрочем, не означает, что море имеет только одно равновесное состояние, в этом случае ситуация еще более осложнится), то существует единственная логическая возможность выйти из тупика предположить, что колебания уровня моря на разных отметках описываются разными линейными моделями. Как было показано выше, закономерности испарения с поверхности глубоководных и мелководных водоемов существенно различаются в первом случае среднегодовой слой испарения слабо зависит от глубины моря, во втором - в диапазоне критических глубин до 10 м слой испарения сильно увеличивается. [c.86]

Генетическая активность НАМ прп обработке в кислой среде с использованием растворителей усилилась в сравнении с воздействием НАМ в буфере. Однако во многих случаях (см. рис. 6—8) наблюдали лишь тенденцию повышения мутагенного эффекта, различия же между вариантами обработки мутагенами с растворителями и без них были недостоверными. [c.69]

Различия между отмеченными вариантами статистически недостоверны. [c.189]

Вследствие трудности измерения дозы в легких было предпринято несколько попыток вычислить дозу, обусловленную излучением радона и его дочерних продуктов, находящихся в радиоактивном равновесии [13, 107, 110, 147, 296, 299]. Результаты таких вычислений следует рассматривать только как оценки воздействия излучения на ткани. Действительно, мы можем с достаточной точностью установить количество энергии, получаемой при некоторых особых условиях всей легочной тканью, но если бы мы попытались определить действие излучения на конкретный элемент ткани, то полученные нами сведения безусловно оказались бы недостоверными. Неизвестно не только распределение различных радиоактивных продуктов в легких, но очень неполны также и наши данные об относительной биологической эффективности (ОБЭ) излучения различ- [c.52]

В записи приближенного числа различают цифры достоверные и недостоверные. В записи результата отсчета по шкале правильного измерительного прибора цифры, соответствующие делениям шкалы, считаются достоверными цифры, соответствующие отсчету между делениями низшего порядка шкалы на глаз ,— недостоверными. При округлении точного числа оно становится приближенным, и последняя его значащая цифра является недостоверной. Так, если точное число 249 округлить до 250, то полученное число будет приближенным, цифра [c.6]

Во всех вариантах опыта всхожесть семян по сравнению с контролем была в различной степени снижена (рис. 1). Стимуляцию наблюдали лишь в варианте НММ 0,01 %+ДМФА, pH 5,7. В некоторых случаях превышение числа взошедших в варианте растений над контрольным было недостоверно. Фосфатный буфер и главным образом 2,5%-ные растворы ДМФА и СЭ значительно снизили всхожесть семян, при этом различия были особо заметными при pH 7,0. [c.120]

Хи-квадрат на уровне 0,05 для одной степени свободы равен 3,84 (см. табл. П.2). Следовательно, различия межДу наблюдаемым и ожидаемым числом гетерозигот для задачи 1 недостоверны, а для задачи 2-статистически значимы. [c.296]

Тем не менее даже в настоящее время имеются аналитики-практики, которые предпочитают эмпирический подход при разработке аналитических методов. Отчасти это происходит потому, что многие константы устойчивости, приводимые в литературе, недостоверны. Известны случаи, когда константы устойчивости одних и тех же комплексов различаются на несколько порядков по данным различных авторов [433]. Аналитик обычно не может взять на себя проверку столь отличающихся данных, он их просто не использует. Критическое рассмотрение имеющихся в литературе данных о константах устойчивости и составление таблиц устойчивости, из которых аналитик мог бы почерпнуть необходимые для него сведения, представляет сложную химическую задачу. [c.232]

По степени надежности показаний контрольно-измерительной аппаратуры различают достоверный и недостоверный контроль. [c.272]

Из табл. 20 видно отсутствие какой-либо направленности средних величин показателей в зависимости от концентрации БВБ в рационе цыплят. Исключением может быть относительная масса печени и мышечного желудка, у которых наблюдается выраженная тенденция к увеличению соответственно составу корма, однако различия всех величин по группам статистически недостоверны. [c.98]

Пороговая иитеисивность е. Суммарная интенсивность всех линий спектра полагается равной 2 , где п — общее число спинов. Обычно для сильносвязанных спиновых систем наблюдаются сильные различия в интенсивности отдельных компонент. Слабые линии спектра могут оказаться ниже уровня шума, т. е. экспериментально недостоверными. Для упрощения анализа следует, по крайней мере вначале, рассмотреть наиболее интенсивные линии, Для этого вводят пороговую интенсивность (см. также 3). [c.201]

Применяя метод Иди (уравнение У.9), Маунтер и Тарнер [7] нашли, что дополнение метода наименьших квадратов введением статистических весов дает более точные результаты, чем просто метод наименьших квадратов (исследовался гидролиз триацетина под влиянием липазы). Авторы, приводя график зависимости и = /(у/[5]), не приводят расчетов Кт и V, но по рисунку в их статье видно, что различия V невелики (и, по-видимому, недостоверны), в то время как Кт, определяемая наклоном прямой, имеет разное значение при использовании обоих методов. [c.45]

Высокая АА была выявлена у больных с ЖКГЭ, железистыми полипами и раком эндометрия. АА при атипичной гиперплазии была несколько повышена по сравнению с контрольной группой, но различия были статистически недостоверны. В соответствии с рекомендациями по использованному ра- [c.537]

При построении гистограммы обычно вверх и вниз от контрольной линии (100%) откладывают 10% отклонения от средней величины. Все значения активностей, попадающие между этими величинами, считаются недостоверными. Если возникает необходимость сопоставить достоверность различий между отдельными зонами А и В одной гистограммы или сопоставить зоны двух гистограмм, характеризующих два варианта, то сопоставляют средние величины и средние квадратичные ошибки, характеризующие эти варианты. Так один вариант имеет среднюю величину Аср и среднюю квадратичную ошибку аЛер, а другой вариант соответственно Вер и аВср- Тогда для оценки достоверности различий определяется коэффициент [c.21]

При выращивании растений в ЛИК генетически обусловленные различия но содержанию хлорофилла между исходным сортом и мутантами № 5 и № 26 статистически недостоверны. Высокосущественное различие но фактору В и статистическая значимость различий по взаимодействию АВ свидетельствует о том, что независимо от условий выращивания как у сорта Белоцерковская 198, так и у мутантов накопление хлорофилла меняется по фенофазам, при этом абсолютное содержание хлорофилла в отдельные стадии развития неодинаково у исходного сорта и мутантов. [c.100]

В опытах с химическими мутагенами значительное снижение укореняемости черенков, угнетение роста побегов, образовавшихся из верхней почки, отмечали у обоих сортов в вариантах с НММ — 0,05% и НЭМ — 0,05% (разница статистически достоверна), снижение укореняемости черенков в варианте с сортом Голубка, ДМС (0,1%). Некоторую стимуляцию роста наблюдали у сортов Голубка, Нина нри действии 0,009%-ной ДАБ и 0,005%-ной НЭМ, у Голубки — при действии ДМС—0,05 и 0,1%. Однако различия в длине надземной части, а также длине побегов, образовавшихся пз верхней почки, статистически недостоверны (табл. 2, 3). [c.292]

Два следующих типа разбивки на классы (см. табл. 3 и 4) позволяют выяснить, возникают ли эти различия за счет открытых и преждевременно разошедшихся бивалентов, наличия унивалентов или мультивалентов. Очевидно, те гибридные комбинации, которые обнаружили достоверные различия при первом типе классификации и недостоверные при втором (см. табл. 3), отличались по конъюгации в М] мейоза от сорта Л329 количеством концевых хиазм в бивалентах. Таких гибридов оказалось два Л329 х 266/1 и Л329 х 233/2. Сравнение табл. 2, 3 и 4 дает представление о значении количества мультивалентов для возникновения различий в конъюгации хромосом. Некоторые из гибридов, обнаруживающих достоверные различия по конъюгации при втором [c.235]

В каждом приближенном числе различают достоверные и недостоверные цифры. Недостоверной является последняя цифра числа например, измеряя объем раствора мерным цилиндром, получили 20 мл здесь точность 1 мл. Записать этот объем надо 20 мл, а не 20,0 мл, так как в последнем случае точность равна 0,1 мл. Если же этот объем раствора измерить прокалибрированной бюреткой. [c.204]

Из таблицы следует, что танан, а также танол эффективны не только в корме, но и в организме. Показательно, что и в этом случае эффективность действия танана, с увеличением его количеств в корме, падала. Различия в биологической активности разных доз танола ока эались недостоверными. Количества ретинола, накопленного в печени цыплят, получавших с кормом иминоксильнь1е радикалы, малы и лишь [c.281]

Результаты опыта на цыплятах даны в таблице 3, из которой видно, что по интенсивности роста чистый и технический препараты сантохина и дилудин практически не отличаются друг от друга, и различия между привесами в этих группах недостоверны. В отличие от них синтезированный нами 1,2-дигидросантохин достоверно эффективней сантохина, и цыплята, получившие его с кормом, опередили в весе контрольную группу на 12,5%. [c.287]

Интерес к определениям содержания белка в серуме крови или плазме с помощью измерений удельного веса особенно вырос после опубликования работы Барбура и Гамильтона [131] о простом микрометоде определения удельного веса растворов. Измерялось время падения капли образца сквозь 30 см смеси ксилола и бромбен-зола, имеющей плотность немного меньшую, чем у образца. При сравнении со стандартным раствором сульфата калия известного удельного веса может быть сразу рассчитан неизвестный удельный вес. При соответствующей температурной поправке предельная точность была + 0,0001. Моор и Ван-Сляйк [132], главным образом с помощью пикнометрического определения удельного веса, изучали серум крови и вывели коэфициенты для расчета концентрации белка из измеренного удельного веса. Они нашли, что концентрация в 7г белка на 100 дает плотность около 1,027, которая изменяется линейно на 0,0029 на 1 г белка. Предельная точность метода падающей капли соответствует предельной определимой концентрации, равной около +0,05 г на 100 мл. Моор и Ван-Сляйк показали различие в 0,6 г белка на 100 мл между методом удельного веса и газометрическим микрокьельдалем Ван-Сляйка [133]. Это различие представляет сумму экспериментальных отклонений в обоих методах, прибавленную к недостоверности сделанных выше основных предположений, а также недостоверности в интерпретации метода Кьельдаля. Колебания между пикнометриче- [c.29]

В случае более крупных гликонротеинов с высокой характеристической вязкостью исследование обычно сводится к решению вопроса о том, можно ли рассматривать молекулы как гибкие клубки или более подходящими являются более жесткие анизотропные модели. Выше обсуждались методы, позволяющие различить эти типы структур. Для молекул рассматриваемого типа наиболее полезную дополнительную информацию можно получить из экспериментов по рассеянию света. В ряде случаев удобно рассматривать опыты по рассеянию света как основной источник сведений для вычисления молекулярного веса, но тем не менее целесообразно также нолучить и какие-либо гидродинамические данные, например характеристическую вязкость, так как хотя теоретически и можно определить форму молекул по диаграмме рассеяния света, но на практике этот вывод может оказаться недостоверным, причем наиболее серьезным источником ошибок является полидисперсность. Дальнейшая характеристика меньших по размеру и более компактных молекул не должна вызывать затруднений. В этом случае рассеяние света используется реже, а осмометрия, напротив, заслуживает серьезного внимания. [c.96]

Облучение родителей по медицинским показаниям и трисомия по 21-й хромосоме у их детей. Сообщения о частотах трисомии по 21-й хромосоме (синдром Дауна) у детей матерей, проходивших рентгеновскую диагностику или терапию, противоречивы. Зиглер и др. (1965) [1620] провели сравнение доз радиации, полученных 216 матерями детей с синдромом Дауна с дозами, которые получили 216 других матерей того же возраста и социального происхождения. Дозы были явно выше в случае матерей детей-трисомиков. Ушида и др. (1968) [1663] сравнили частоту анеуплоидии среди детей облученных и необлученных женщин. Несмотря на то, что другие изучавшиеся параметры не проявили никаких различий, среди потомков облученных женпдан оказались десять детей с анеуплоидиями, у восьми из которых был синдром Дауна, а у двух - трисомия по 18-й хромосоме. В контроле обнаружен только один ребенок с синдромом Дауна различие оказалось статистически недостоверным. Однако дозы радиации, полученные гонадами этих матерей, были очень низкими, составляя от 0,007 до 0,126 Гр. Имеются другие работы, свидетельствующие в пользу предположения о повышенной частоте анеуплоидий у детей, появившихся после радиационного облучения их матерей. За прошедшее время исследователи часто возвращались к этой проблеме (см. [c.248]

Результаты исследования. В обследованной группе было обнаружено 12 носителей XYY-набора и 16 носителей набора XXY. Поиск, проведенный по картотекам уголовных преступников, показал, что 5 из 12 индивидов XYY (41,7%), 3 из 16 мужчин XXY (18,8%) и 9,3% обладателей нормального генотипа были осуждены по одному или большему числу уголовных преступлений (табл. 8.14). Различие между XYY и XY статистически значимо различие между XXY и XY недостоверно. Обе группы лиц с аберрантным кариотипом (XYY и XXY) продемонстрировали существенно сниженные показатели интеллектуального развития, несмотря на то что социоэкономический статус их родителей не отличался от такого в контрольной группе. [c.98]

В табл. 20 и 27 показаны результаты исследований, которые проведены во время контрольных убоев кур. Колебания средних величин большинства рассматриваемых параметров статистически недостоверны. Исключением является увеличение альбуминов и уменьшение глобулинов у кур 2-й группы в сравнении с контролем и 3-й группой, увеличение содержания общего холестерина в сыворотке крови во 2-й (за счет свободного холестерина) и 3-й (за счет эфирносвязанного) группах по сравнению с контролем в первом поколении. Во втором поколении отмечается лишь возрастание альбуминовой и уменьшение глобулиновой (за счет р-глобулинов) фракций белков сыворотки крови у кур 2-й и 3-й групп в сравнении с контролем. В настоящее время не представляется возможным удовлетворительно объяснить эти различия, тем более, что соотношение белковых фракций в сыворотке крови кур экспериментальных групп предпочтительнее контрольной. [c.104]

При постановке реакции нейтрализации ставится три положительных и семь отрицательных контролей те же, что и в обычной реакции). Оптическая плотность стандартных положительных проб после инкубации с конъюгатом, содержащим нейтрализующую сыворотку, должна быть в два раза и более ниже, чем с нормальной сывороткой, и приближаться к уровню отрицательных контролей. Оптическая плотность отрицательных стандартных проб с нейтрализующей и нормальной сывороткой ие должна статистически различаться. В противном случае Нейтрализация считается иеспецифической, а результаты — недостоверными, [c.273]

Справочник химика 21

Химия и химическая технология