分析化學習題集（第三版） pdf epub mobi txt 电子书 下载 2025

☆☆☆☆☆

鬍育築 著，鬍育築 編

圖書標籤:

• 分析化學
• 化學分析
• 學習題集
• 習題集
• 高等教育
• 大學教材
• 化學
• 考試輔導
• 第三版
• 分析化學基礎

出版社： 科学出版社

ISBN：9787030409645

版次：1

商品编码：11498383

包装：平装

丛书名： “十二五”普通高等教育本科国家级规划教材

开本：16开

出版时间：2014-07-01

用纸：胶版纸

页数：496

字数：780000

正文语种：中文

編輯推薦

適讀人群 ：《分析化學習題集（第三版）》具有題目數量大、代錶性強、涵蓋麵廣及題解詳細的特 點。絕大多數習題有詳細的題解，有利於自學。《分析化學習題集（第三版）》適閤作 為高等學校藥學類、化學類及化工類各專業分析化學課程的 教學參考書，也可供相關專業 師生閱讀參考。
題型豐富、代錶性強；題解詳盡、思路清晰，利於自學。

內容簡介

《分析化學習題集》是普通高等教育“十一五”***規劃教材，也是“十二五”江蘇省高等學校重點教材（編號：2013��1��039）。《分析化學習題集》內容包括：誤差和分析數據處理習題1章，化學定量分析法習題6章，儀器分析法習題15章及模擬試捲12套。各章中含本章要求、內容提要、例題、習題、參考答案等內容。模擬試捲包括化學分析試捲、儀器分析試捲及綜閤試捲各4套。為瞭使《分析化學習題集》具有相對的獨立性，附錄中收載瞭與習題有關的附錶。

作者簡介

鬍育築，中國藥科大學教授、博士生導師。1970年畢業於北京大學技術物理係，1981年在中國藥科大學藥物分析專業獲理學碩士學位後留校任教。1987年被國傢公派到比利時布魯塞爾自由大學進修，1989年獲藥學博士學位。中國藥科大學分析化學教研室教授，藥物分析博士點和分析化學碩士點的學科帶頭人之一。曾任中國藥科大學分析化學教研室主任、基礎化學實驗室主任，基礎部主任等職務。現任中國色譜學會理事，全國及江蘇省新藥評審專傢、中國藥學（英文版）及中國藥科大學學報編委等學術職務

內頁插圖

目錄

目錄
第三版前言
第二版前言
第一版前言
第1章誤差和分析數據處理1
第2章重量分析法21
第3章滴定分析法概論30
第4章酸堿滴定法44
第5章絡閤滴定法74
第6章氧化還原滴定法96
第7章沉澱滴定法118
第8章電位分析法及永停滴定法125
第9章光學分析法概論147
第10章紫外�部杉�分光光度法153
第11章分子發光分析法175
第12章紅外分光光度法187
第13章核磁共振波譜法214
第14章質譜法246
第15章綜閤光譜解析法272
第16章原子吸收分光光度法314
第17章色譜分析法概論325
第18章氣相色譜法340
第19章高效液相色譜法352
第20章平麵色譜法370
第21章毛細管電泳法376
第22章色譜聯用技術384
模擬試捲391
模擬試捲Ⅰ（化學分析）391
模擬試捲Ⅱ(化學分析)396
模擬試捲Ⅲ（化學分析）400
模擬試捲Ⅳ（化學分析）407
模擬試捲Ⅴ（儀器分析）413
模擬試捲Ⅵ(儀器分析)419
模擬試捲Ⅶ(儀器分析)426
模擬試捲Ⅷ(儀器分析）433
模擬試捲Ⅸ（綜閤）440
模擬試題Ⅹ(綜閤)446
模擬試捲Ⅺ（綜閤）453
模擬試捲Ⅻ（綜閤）459
主要參考文獻465
附錄466
附錄Ⅰ國際相對原子質量錶466
附錄Ⅱ常用相對分子質量錶467
附錄Ⅲ常用統計檢驗錶469
附錄Ⅳ難溶化閤物的溶度積471
附錄Ⅴ酸、堿在水中的電離常數472
附錄Ⅵ絡閤滴定有關常數474
附錄Ⅶ標準電極電位及條件電位錶478
附錄Ⅷ主要基團的紅外特徵吸收482
附錄Ⅸ質子化學位移簡錶486
附錄Ⅹ質譜中常見的中性碎片與碎片離子487

精彩書摘

分析化學習題集第1章誤差和分析數據處理第1章誤差和分析數據處理本 章 要 求1�� 掌握絕對誤差、相對誤差、係統誤差、偶然誤差、精密度、準確度、有效數字及顯著性檢驗等基本概念;誤差的産生原因及減免方法;準確度和精密度的錶示方法及有關計算;有效數字的修約規則及運算規則；置信區間的含義及錶示方法；準確度和精密度顯著性檢驗的目的和方法；可疑數據的取捨方法。2�� 熟悉誤差傳遞的規律;正態分布和t分布的特點和應用；處理變量之間關係的相關與迴歸的作用和算法。3�� 瞭解提高分析準確度的方法以及分析方法的質量保證。一、 內 容 提 要〖1〗（一） 基本概念1�� 絕對誤差(δ)測量值與真實值之差。2�� 相對誤差δμ以真實值的大小為基礎錶示的誤差值。3�� 係統誤差也稱可定誤差，是由某種確定的原因所引起的誤差，一般有固定的方嚮(正和負)和大小，重復測定時重復齣現。主要有方法誤差、儀器或試劑誤差以及操作誤差。方法誤差是由於不適當的實驗設計或所選方法不恰當所引起的誤差；儀器或試劑誤差是由於儀器未經校準或試劑不閤規格所引起的誤差；操作誤差是由於分析者操作不符閤要求所造成的誤差。4�� 恒定誤差在多次測定中絕對值保持不變，但相對值隨被測組分含量的增大而減少，這種係統誤差稱為恒定誤差。5�� 比例誤差在多次測定中，絕對值隨樣品量的增大而成比例地增大，但相對值保持不變，這種係統誤差稱為比例誤差。6�� 偶然誤差也稱隨機誤差和不可定誤差，是由某些偶然的原因所引起的誤差，其大小和正負都不固定。7�� 準確度錶示分析結果與真實值接近的程度，其大小用誤差錶示。8�� 精密度錶示平行測量的各測量值之間互相接近的程度，其大小用偏差錶示。9�� 偏差測量值與平均值之差。10�敝眯徘�間在一定置信水平時，以測量結果為中心，包括總體均值在內的可信範圍。11�� 有效數字實際能測量到的數字，主要取決於所用方法和儀器，按照實際能夠測準的數字記錄、計算和處理。12�憊�差對分析結果允許誤差製定的質量指標，與産品要求、試樣組成及含量等因素有關。13�狽治齜椒ǖ難櫓の�瞭保證分析測試結果的可靠性和準確性，必須要有分析方法的標準化。對新建立的分析方法應按照一定的程序和要求證實其可靠性和可行性。（二） 主要計算公式1�� 絕對誤差δ=x－μ2�� 相對誤差相對誤差=δμ×100%3�� 絕對偏差d=xi－4�� 絕對平均偏差=∑ni=1xi－n5�� 相對平均偏差(RAD)RAD=×100%6�� 標準偏差或標準差S=∑ni=1(xi－)2n－1=∑x2i－1n(∑xi)2n－17�� 相對標準偏差(RSD)或變異係數(CV)RSD=S×100%8�� 係統誤差傳遞的計算（1） 和、差的絕對誤差等於各測量值絕對誤差的和、差δR=δx+δy－δz(R=x+y－z)（2） 積、商的相對誤差等於各測量值相對誤差的和、差δRR=δxx+δyy－δzz(R=x·y/z)（3） 通式R=f(x，y，z，…)係統誤差傳遞對計算結果的影響δR=�礡�祒δx+�礡�祔δy+�礡�祕δz+…9�� 偶然誤差傳遞的計算（1） 和、差的標準偏差的平方等於各測量值標準偏差的平方和S2R=S2x+S2y+S2z(R=x+y－z)（2） 積、商的相對標準偏差的平方等於各測量值相對標準偏差的平方和SRR2=Sxx2+Syy2+Szz2(R=x·y/z)（3） 通式R=f(x，y，z，…)偶然誤差傳遞對計算結果的影響S2R=�礡�祒2S2x+�礡�祔2S2y+�礡�祕2S2z+…10�� 偶然誤差正態分布麯綫的數學方程式y=f(x)=1σ2πe-(x-μ)22σ2
若令u=(x－μ)/σ，則y=f(u)=1σ2πe-12u2
概率密度最大值(x=μ)y(x=μ)=1σ2π11�� t分布t=－μS12�� 平均值的精密度S=Sx/n13�� 平均值的置信區間（1） 用多次測量樣本平均值，估計μ的範圍μ=±uσ/n（n>30）（2） 用少量測量值的平均值，估計μ的範圍μ=±tS/n（n<30）14�� t檢驗（1） 樣本平均值與標準值比較t=－μSn（2） 兩個樣本平均值的t檢驗t=x1－x2SRn1n2n1+n2SR=(n1－1)S21+(n2－1)S22n1+n2－2=∑(x1－x1)2+∑(x2－x2)2(n1－1)+(n2－1)15�� F檢驗F=S21S22(S1>S2)16�� 可疑值的取捨（1） Q檢驗法Q=x可疑－x緊鄰R極差R＝x最大－x最小（2） G檢驗法G=x可疑－Sx17�� 一元迴歸分析相關係數的計算r=n∑xiyi－∑xi∑yin∑x2i－(∑xi)2·n∑y2i－(∑yi)218�� 一元迴歸分析迴歸係數的計算斜率b=n∑xiyi－∑xi∑yin∑x2i－(∑xi)2截距a=∑yi－b∑xin（三） 要點與難點1�� 偶然誤差的分布規律：正誤差和負誤差齣現的概率相等；小誤差齣現的概率大，大誤差齣現的概率小。增加平行測定的次數可減免偶然誤差。2�� 係統誤差根據其來源的不同分為方法誤差、儀器或試劑誤差及操作誤差三種。減免係統誤差的方法：校準儀器、空白實驗、對照實驗和迴收實驗。3�� 準確度與精密度的關係：好的精密度不一定能保證好的準確度；精密度差，所測結果不可靠，就失去瞭衡量準確度的前提，精密度是保證準確度的先決條件；隻有在已經消除瞭係統誤差的前提下，纔可用精密度同時錶達準確度；精密度和準確度都好的測量值纔是可靠的。4�� 有效數字的修約規則如下：(1) 按照國傢標準采用“四捨六入五留雙”的規則，即當多餘尾數≤4時捨去，≥6時進位。若多餘尾數=5，則5後數字不為零，進位；5後數字為零，則取決於5前數字的奇偶：奇數則進，偶數則棄，稱為“奇進偶捨”。（2） 隻允許對數據一次修約至所需位數，不能分次修約。（3） 為防止誤差纍積，對參加運算的所有數據可先多保留一位有效數字，運算後再將結果修約成和測量準確度相符閤的位數。5�� 有效數字的運算規則如下：（1） 加減法運算所得和或差的誤差是各個數值絕對誤差的傳遞結果。幾個數據相加或相減的和或差的有效數字的保留，應以小數點後位數最少，即絕對誤差最大的數據為依據。（2） 乘除法的積或商的誤差是各個數據相對誤差的傳遞結果。幾個數據相乘或相除時積或商的有效數字位數，應以參加運算的數據中相對誤差最大的數據為依據。6�� 兩組數據顯著性檢驗的順序是，先進行F檢驗，後進行t檢驗，即先由F檢驗確認兩組數據的精密度無顯著性差異，再進行兩組數據的均值是否存在係統誤差的t檢驗。7�� F檢驗是通過比較兩組數據的均方偏差(S)，以確定它們的精密度是否有顯著性差異。方法如下：(1) 首先計算齣兩個樣本的標準偏差S1與S2，然後計算統計量F。(2) 將F與附錄Ⅲ��3 Fα，f1，f2臨界值(單側)比較，若FF0��05，f1，f2，則錶示兩者有顯著性差異。使用該錶時必須注意f1為大方差的自由度，f2為小方差的自由度。8�� t檢驗主要用於下述幾個方麵：(1) 樣本平均值與標準值的比較。①計算齣樣本的、S及n，求齣統計量t值;②查附錄Ⅲ��1 t分布臨界值錶，若t≥tα，f，說明與μ間存在顯著性差異，若t＜tα，f，說明兩者不存在顯著性差異。(2) 兩個樣本平均值的比較。①求統計量t值;②查附錄Ⅲ��1 t分布臨界值錶，若t＜tα，f，說明兩組數據的平均值不存在顯著性差異；若t≥tα，f，說明兩組數據的均值間存在係統誤差。使用統計檢驗需注意的兩個問題。(1) 單側與雙側檢驗：檢驗兩個分析結果是否存在顯著性差彆時，用雙側檢驗；若檢驗某分析結果是否明顯高於(或小於)某值，則用單側檢驗。(2) 置信水平P或顯著性水平α的選擇：u、t及F等的臨界值隨α的不同而不同，分析化學中常以α=0��05即P=0��95作為判斷差彆是否顯著的標準。9�� 可疑數據的取捨有以下兩種方法。(1) Q檢驗法:①將所有測定數據按遞增的順序排列：x1，x2，x3，…，xn，其中x1或xn可能是可疑值；②按公式計算統計量Q；③選定顯著性水平α（α＝1－P），由附錄Ⅲ��4 Q檢驗臨界值錶中查齣Qα，n，若Q≥Qα，n，則可疑值應棄去，否則應予以保留。(2) G檢驗法：①設有n個測定值，其遞增順序為x1，x2，x3，…，xn，其中x1或xn可能是可疑值；②計算統計量G；③選定顯著性水平α（α＝1－P），由附錄Ⅲ��5 G檢驗臨界值錶查齣Gα，n，若G≥Gα，n，則可疑值應棄去，否則應予以保留。10�� 分析方法的驗證內容：根據2010年版《中華人民共和國藥典》的規定，驗證內容有準確度、精密度(包括重復性、中間精密度和重現性)、專屬性、檢測限、定量限、綫性、範圍和耐用性。對於定量分析方法，最重要的驗證內容是準確度和精密度。二、 例題【例1��1】測定碳的相對原子質量所得數據:12��0080、12��0095、12��0099、12��0101、12��0102、12��0106、12��0111、12��0113、12��0118及12��0120。求算:（1）平均偏差、標準偏差和平均值的標準偏差；（2）相對平均偏差和相對標準偏差；（3）平均值在99%和95%置信水平的置信區間，並說明其意義。解（1） 根據實驗數據及n=10計算平均值
=∑ni=1xin
=12��0080+12��0095+12��0099+12��0101+12��0102+12��0106+12��0111+12��0113+12��0118+12��012010
=12��0104
d＝∑ni=1xi－n
=0��0024+0��0009+0��0005+0��0003+0��0002+0��0002+0��0007+0��0009+0��0014+0��001610
＝0��0009在實驗次數較少（n<5）的情況下，一般用相對平均偏差RAD錶示實驗結果的精密度；但本例n＝10， 用相對標準偏差顯然更為閤理。
Sx=∑ni=1(xi－)2n－1
=0��00242＋0��00092＋0��00052＋0��00032＋0��00022＋0��00022＋0��00072＋0��00092＋0��00142＋0��0016210－1
＝0��0012
平均值的標準偏差S=Sx/n＝0��001210＝0��000 38
該值反映平均值的精密度。（2） RAD=×100%＝0��000912��0104×100%＝0��007%RSD=S×100%＝0��001212��0104×100%=0��01%
標準偏差的計算用偏差平方和取代平均偏差中的偏差絕對值，用自由度(n-1)取代實驗次數(n)，可突齣較大偏差對測量結果的影響。（3） 平均值的置信區間計算式為μ=±tα，fSnf=10-1=9，P=95%，則α＝0��05;P=99% α＝0��05，查附錄Ⅲ��1得t0��05，9=2��262，t0��01，9=3��250，則有P=95% ，μ=12��0104±3��250×0��001210=12��0104±0��0012P=99% ，μ=12��0104±2��262×0��001210=12��0104±0��0008說明總體平均值（真實值）在12��0092～12��0116的概率為95%；在12��0096～12��0112的概率為99%，即分彆有95%及99%的可能，總體平均值在上述兩區間內。由此可見增加置信水平則擴大瞭置信區間。【例1��2】用KIO3作基準物質，對Na2S2O3溶液的濃度進行標定，共做瞭6次，測得其濃度為0��1029mol/L、0��1060mol/L、0��1036mol/L、0��1032mol/L、0��1018mol/L和0��1034mol/L，則上述６次測定值中，0��1060是否為可疑值［用格魯布斯（Grubbs）法檢驗］？它們的平均值、標準偏差和平均值的置信區間各為多少？(設置信水平P＝95%)解計算平均值和標準偏差=0��1018+0��1029+0��1032+0��1034+0��1036+0��10606=0��1035（mol/L）S=∑ni=1(xi－)2n－1=9��61×10－66－1=0��0014

前言/序言

评分☆☆☆☆☆

服务很好！

评分☆☆☆☆☆

赞

评分☆☆☆☆☆

用的不错

评分☆☆☆☆☆

书是正版的，可以购买

评分☆☆☆☆☆

用的不错

评分☆☆☆☆☆

没啥好说的，挺不错。内容还是比较细的。

评分☆☆☆☆☆

不错，讲的很仔细，题也很经典

评分☆☆☆☆☆

还可以spit书都没人理你了？

评分☆☆☆☆☆

书不错，挺好的，快递小哥服务态度好！