with StDev the experimental error a

with StDev the experimental error and r a pseudorandom value
drawn from the standard normal distribution.
For case studies 1.1, 1.2, 2.1 and 2.2, the StDev value was deter-
mined for plate counting in the lab using a standardized method by
means of a spiral plater. This resulted in a variance of 3.27 Â 10À2
[(ln(CFU/mL))2], or a StDev of approximately 0.18 ln(CFU/mL) or
0.08 log(CFU/mL). For the case study on molds (case study 1.3),
a variance of 5 Â 10À2 [mm2], i.e., a StDev value of ca. 0.22 [mm] was
taken.
Step 4: For each set of conditions, two data sets n0 (t) were
computed which were fitted together with the model of Baranyi
and Roberts (1994) (case studies 1.1, 1.2, 2.1 and 2.2) or the
simple growth model (case study 1.3), resulting in one set of values
for all primary model parameters, including the maximum specific
growth rate mmax0 (n0, nmax and l were not fixed during this step).
Step 5: The mmax0 values were then fitted with the considered
secondary model equation in order to obtain new estimates for the
related model parameters.

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

กับ StDev ทดลองและข้อผิดพลาด RA ค่า pseudorandom
มาจากการกระจายปกติมาตรฐาน.
สำหรับกรณีศึกษา 1.1, 1.2, 2.1 และ 2.2 มูลค่า StDev ถูกยับยั้ง
ศีลธรรมสำหรับแผ่นนับในห้องปฏิบัติการโดยใช้วิธีการที่เป็นมาตรฐานโดย
วิธีการของเกลียว Plater . เรื่องนี้ทำให้เกิดความแปรปรวนของ 3.27 ย 10A2
[(ln (CFU / มิลลิลิตร)) 2] หรือ StDev ประมาณ 0.18 ln (CFU / มิลลิลิตร) หรือ
0.08 ล็อก (CFU / มิลลิลิตร) สำหรับกรณีศึกษาเกี่ยวกับแม่พิมพ์ (กรณีศึกษา 1.3)
ความแปรปรวนของ 5 10A2 [mm2] คือค่า StDev ของแคลิฟอร์เนีย 0.22 [mm] ถูก
นำ.
ขั้นตอนที่ 4: สำหรับชุดของเงื่อนไขแต่ละสองข้อมูล n0 ชุด (t) ได้รับการ
คำนวณที่ถูกไฟ tted พร้อมกับรูปแบบของ Baranyi
และโรเบิร์ต (1994) (กรณีศึกษา 1.1, 1.2, 2.1 และ 2.2) หรือ
รูปแบบการเจริญเติบโตง่าย (กรณีศึกษา 1.3) ผลในหนึ่งชุดของค่า
สำหรับพารามิเตอร์รูปแบบหลักทั้งหมดรวมทั้งที่ระบุไว้สูงสุดค
. การเจริญเติบโต mmax0 อัตรา (N0, nMax และลิตรไม่ได้ fi xed ระหว่างขั้นตอนนี้)
ขั้นตอนที่ 5: ค่า mmax0 ถูกแล้ว fi tted กับการพิจารณา
รูปแบบสมการรองเพื่อให้ได้ประมาณการใหม่สำหรับ
พารามิเตอร์รูปแบบที่เกี่ยวข้อง

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

กับ STDDEV ข้อผิดพลาดทดลองและ R เป็นเทียมค่า
สุ่มจากการแจกแจงปกติมาตรฐาน .
สำหรับกรณีศึกษา 1.1 , 1.2 , 2.1 และ 2.2 ค่า STDDEV ถูกยับยั้ง -
ขุดแผ่นนับในห้องปฏิบัติการโดยใช้วิธีมาตรฐานโดย
หมายถึงเกลียวผู้พิมพ์ . ทำให้เกิดความแปรปรวนของ 3.27 Â 10 À 2
[ ( ( CFU / ml ) 2 ] หรือ STDDEV ประมาณ 0.18 LN ( CFU / ml ) หรือ
0.08 Log cfu / ml )สำหรับกรณีแม่พิมพ์ ( ศึกษาเฉพาะกรณี 1.3 )
แปรปรวน 5 Â 10 Àแน่น 2 [ ] , I , มูลค่าประมาณ 0.22 STDDEV [ อืม ] ถูก
.
ขั้นตอนที่ 4 : สำหรับแต่ละชุดของเงื่อนไขสองชุดข้อมูล NO ( T )
คำนวณซึ่งถูกถ่ายทอด tted พร้อมกับรูปแบบของ baranyi
โรเบิร์ต ( 1994 ) ( กรณีศึกษา 1.1 , 1.2 , 2.1 และ 2.2 ) หรือ
ง่ายรูปแบบการเจริญเติบโต ( ศึกษาเฉพาะกรณี 1.3 ) ส่งผลให้หนึ่งชุดของค่า
พารามิเตอร์สำหรับแบบจำลองหลักทั้งหมด รวมทั้งกาจึงมีอัตราการเติบโตสูงสุด C
mmax0 ไนเตรต nmax , และ L ไม่มีจึง xed ในระหว่างขั้นตอนนี้ )
ขั้นตอนที่ 5 : mmax0 ค่าแล้วจึง tted ด้วยถือว่า
มัธยมแบบสมการเพื่อขอรับการประเมินใหม่


ที่เกี่ยวข้องรูปแบบพารามิเตอร์