анализируемых разными методами, в поле должно быть отобрано
либо 444 = 176, либо 11.6 = 66, либо 2.19 — 38 индивидуаль-
ных образцов.
Очевидно, что без учета некоторых дополнительных сведений
(сложности отбора образцов в поле, стоимости анализов, произво-
дительности труда и пр.) осуществить окончательный выбор мето-
да, величин Псм И повторности 
в анализе нельзя, так как 
невоз-
можно 
с 
определенностью 
ответить 
на 
вопрос, 
что выгоднее:
отобрать ли 176 образцов, приготовить смешанные образцы и сде-
лать 4 анализа первым методом, отобрать 66 образцов и сделать
6 анализов вторым методом или отобрать 38 образцов и сделать
19 анализов третьим методом. По тем же причинам не исключено,
что наиболее рационально делать анализ не смешанных образцов,
а индивидуальных.
Заменять анализ п смешанных образцов, каждый из которых
составлен 
из 
лсм ЧИсла отличных индивидуальных образцов,
п-кратным анализом одного смешанного образца, составленного
из всех отобранных 
п:Иом ИНдИивидуальных образцов, нельзя,
так как такой прием позволяет более точно найти оценку гене-
рального среднего для отобранных образцов, но не оценку гене-
рального среднего для того объекта, 
откуда были взяты об-
разцы.
Если задача исследования состоит в сопоставлении средних
значений величин, меняющихся во времени или пространстве,
причем величина минимальных различий , которые можно счи-
тать значимыми с соответствующей вероятностью, задана, выбор
подходящего метода анализа осуществляется с помощью оценки
необходимого числа повторностей Л, зависящего от применяемого
метода анализа. Нахождение й проводится с помощью величины
К,,‚ вычисляемой по формуле (62), где $° последовательно прирав-
2 
2 
2
нивается $; — $пр ! $ан,, СООТВетствующим разным методам ана-
лиза (для сопоставляемых выборок природная дисперсия пред-
полагается одинаковой). При необходимости (и принципиальной
допустимости) можно спланировать исследование с использова-
нием смешанных образцов, аналогично тому, как это было пока-
зано выше.
Допустим, в профиле почвы содержание валового Ре,О, может
предположительно меняться от 2,5 до 5,0%. Для того чтобы можно
было статистически обоснованно говорить о дифференциации про-
филя почвы по содержанию железа, достаточно принять ) —
= 0,2 (5,0—2,5) = 0,5%. Если злр — 0,40, а для трех возможных
методов определения Ре,О, 
5ан, == 0,06, 
в$ан, = 0,12 
и 
‘бан, =
= 0,30%, то я = 0,40* + 0,06° = 0,1636, в = 0,1744 и & —
= 0,2500, 
откуда 
К, = 0,5% : (4-0,1636) = 0,38, 
К, = 0,36 
и
и К, = 0,25. Пользуясь табл. ХП, для Р = 0,95 найдем л, —
= 13, п, == 14 и п, — 18, а следовательно, повторности в оценке
отдельных средних должны быть й, = 7, й, = 7 и й, — 9.
359