were also used to correlate the dat

were also used to correlate the data and found to yield closely similar results. In particular, the values of the GC calibration factor
k12 obtained by means of different models differed less than 0.15%,
which indicates the stability of the evaluation procedure and the
reliability of the calibration. The calculated values of adjustable
model parameters, the GC calibration factor, and the respective
standard deviation of fit s(lna12) for the employed models are
listed in Table 3. As seen from Fig. 3, the mixture methyl acetate(
1) + methanol(2) exhibits a positive azeotrope at about
x1 = 0.66. For exact comparison with existing literature data, we
recalculated the present result to a nitrogen-free system and the
normal pressure. Table 4 shows that the normal azeotropic boiling
point determined here is within its expanded experimental uncertainty
(95% confidence range) in agreement with data reported in
the literature by Vasil’eva et al. [26], Gmehling and Bolts [28],
and Orchilles et al. [11], but differs slightly from data of other
authors (Mato and Cepeda [27] and Iliuta et al. [10]).

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

นอกจากนี้ยังใช้ในการเชื่อมโยงข้อมูล และพบผลลัพธ์ที่คล้ายคลึงกันอย่างใกล้ชิด โดยเฉพาะอย่างยิ่ง ค่าตัวเทียบ GCk12 ได้ โดยรูปแบบที่แตกต่างกันแตกต่างน้อยกว่า 0.15%ว่า ความมั่นคงของกระบวนการประเมินและความน่าเชื่อถือของการปรับเทียบ คำนวณค่าปรับรุ่นพารามิเตอร์ ตัวเทียบ GC และที่เกี่ยวข้องส่วนเบี่ยงเบนมาตรฐานของ s(lna12) พอดีในรูปแบบเจ้าของอยู่แสดงในตาราง 3 เห็น Fig. 3, (methyl acetate ผสม1) + methanol(2) azeotrope บวกที่จัดแสดงเกี่ยวกับx 1 = 0.66 สำหรับการเปรียบเทียบที่ตรงกับข้อมูลที่มีอยู่ในวรรณคดี เราคำนวณผลลัพธ์ปัจจุบันกับระบบฟรีไนโตรเจนและความดันปกติ ตารางที่ 4 แสดงที่วางเดือด azeotropic ปกติกำหนดจุดที่นี่อยู่ที่ความไม่แน่นอนเป็นขยายทดลอง(ช่วงความเชื่อมั่น 95%) ยังคงข้อมูลรายงานในวรรณกรรม โดย Vasil'eva et al. [26], Gmehling และนอต [28],และ Orchilles et al. [11], แต่แตกต่างเล็กน้อยจากข้อมูลอื่น ๆผู้เขียน (Mato และเคเปดา [27] และ Iliuta et al. [10])

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

ยังถูกนำมาใช้เพื่อเทียบเคียงข้อมูลและพบว่าให้ผลคล้ายกันอย่างใกล้ชิด โดยเฉพาะอย่างยิ่งค่าของปัจจัยการสอบเทียบ GC
k12 รับโดยวิธีการที่แตกต่างกันของรูปแบบที่แตกต่างกันน้อยกว่า 0.15%
ซึ่งบ่งบอกถึงความมั่นคงของขั้นตอนการประเมินผลและ
ความน่าเชื่อถือของการสอบเทียบ การคำนวณค่าปรับของ
พารามิเตอร์รุ่น GC ปัจจัยการสอบเทียบและแต่ละ
ส่วนเบี่ยงเบนมาตรฐานของพอดีวินาที (lna12) สำหรับรุ่นที่มีการจ้างงาน
ที่ระบุไว้ในตารางที่ 3 เท่าที่เห็นจากรูป 3, เมธิลอะซิเตทส่วนผสม (
1) + เมทานอล (2) การจัดแสดงนิทรรศการ azeotrope บวกที่ประมาณ
x1 = 0.66 สำหรับการเปรียบเทียบกับข้อมูลที่แน่นอนวรรณกรรมที่มีอยู่เรา
คำนวณใหม่ผลในปัจจุบันเป็นระบบไนโตรเจนฟรีและ
ความดันปกติ ตารางที่ 4 แสดงให้เห็นว่าเดือด azeotropic ปกติ
จุดที่กำหนดที่นี่ตั้งอยู่ในความไม่แน่นอนของการทดลองขยาย
(ช่วงความเชื่อมั่น 95%) ในข้อตกลงกับข้อมูลที่รายงานใน
วรรณคดีโดย Vasil'eva และคณะ [26], Gmehling และสกรู [28],
และ Orchilles และคณะ [11] แต่มีความแตกต่างเล็กน้อยจากข้อมูลอื่น ๆ ของ
ผู้เขียน (Mato และเปดา [27] และ Iliuta et al. [10])

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

ยังใช้หาความสัมพันธ์ของข้อมูล และพบว่าให้ผลที่คล้ายกันอย่างใกล้ชิด โดยเฉพาะค่าของ GC สอบเทียบปัจจัย
K12 ได้มาโดยวิธีการของโมเดลที่แตกต่างกันแตกต่างกันน้อยกว่า 0.15 %
ซึ่งแสดงถึงเสถียรภาพของกระบวนการประเมินผลและ
ความน่าเชื่อถือของการสอบเทียบ จากการคำนวณค่าพารามิเตอร์ของแบบจำลองปรับ
, GC แบบตัวประกอบและส่วนเบี่ยงเบนมาตรฐานของแต่ละ
พอดี ( lna12 ) สำหรับรุ่นที่ระบุไว้ในตารางใช้
3 เท่าที่เห็นจากรูปที่ 3 ส่วนผสมเมทิลอะซิเตท (
1 ) เมทานอล ( 2 ) จัดแสดงซีโทรปในแง่บวกเกี่ยวกับ
x1 = 0.66 . สำหรับข้อมูลที่เปรียบเทียบกับวรรณกรรมที่มีอยู่เรา
คำนวณผลปัจจุบันไนโตรเจนฟรีระบบและ
ความดันปกติตารางที่ 4 แสดงให้เห็นว่าปกติ azeotropic เดือด
จุดกำหนดคือภายในขยายการทดลองความไม่แน่นอน
( 95% ช่วงความเชื่อมั่น ) สอดคล้องกับข้อมูลที่รายงานในวรรณคดีด้วย
vasil'eva et al . [ 26 ] gmehling และกลอน [ 28 ] ,
และ orchilles et al . [ 11 ] แต่แตกต่างเล็กน้อยจากข้อมูลของผู้เขียนอื่น ๆ
( Mato Cepeda [ 27 ] และ และ iliuta et al . [ 10 ] )