Методическое пособие 590
.pdfгде pi* |
mi |
– частота i-го события, которое проявилось m раз. Предлагается |
|
||
|
n |
i |
|
|
гипотеза, согласно которой можно построить теоретический ряд распределения
|
x1 |
x |
2 |
|
x |
|
x |
n |
X : = |
|
|
|
i |
|
|
||
|
p1 |
p2 |
|
pi |
|
pn |
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
где pi – теоретическая величина вероятности появления возможного значения
xi .
Для проверки правдоподобия гипотезы необходимо определить величину расхождения между pi* и pi . В качестве меры расхождения берётся сумма квадратов разности pi* pi и тогда можно записать
r |
pi* pi |
2 |
|
R ci |
(2.1) |
i 1
где ci n – коэффициент, введённый Пирсоном для исключения зависимости pi
величины расхождения от закона распределения случайной величины X и
числа опытов ni . Расхождение R Пирсон обозначил 2 и формула (2.1) примет вид
|
r |
|
|
|
|
||
2 |
|
n |
pi* pi |
2 . |
(2.2) |
||
|
|||||||
|
i 1 pi |
|
|
|
|
||
Принимая во внимание статистическую вероятность |
p* |
mi |
, формула |
||||
|
|||||||
|
|
|
|
|
i n |
(2.2) получит окончательное выражение для определения экспериментального значения критерия Пирсона
|
r |
m |
p |
n 2 |
|
|
2 |
|
i |
i |
|
. |
(2.3) |
|
pin |
|
||||
|
i 1 |
|
|
|
|
Для определения теоретического значения критерия Пирсона воспользуемся табл. 2.1, в которой представлены значения 2 в зависимости от
30
числа степеней свободы k и уровня значимости . Число степеней свободы
определяется соотношением
|
k r s, |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
(2.4) |
где s |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
r |
– количество независимых условий, |
таких как |
pi* 1 сумма частот |
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
i 1 |
равна |
r |
p* |
m* |
m |
|
|
статистическое |
среднее равнялось |
||||
единице; |
x |
|
||||||||||
|
i 1 |
i i |
x |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
теоретическому среднему; |
r |
|
m* |
2 |
p* D* D |
|
статистическая дисперсия |
|||||
|
i |
x |
||||||||||
|
|
|
i 1 |
x |
|
i |
x |
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
равнялась теоретической дисперсии. |
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
Проверка правдоподобия |
|
гипотезы о |
принадлежности статистических |
данных к теоретическому виду вероятностного закона проверяется по следующему условию:
|
Если |
2* T2 ,k , то гипотеза о принадлежности опытных данных к |
|||||||||||||||
рассматриваемому теоретическому вероятностному закону не отвергается. |
|||||||||||||||||
|
Если |
2* T2 |
,k – гипотеза |
о принадлежности опытных данных к |
|||||||||||||
рассматриваемому теоретическому вероятностному закону отвергается. |
|
|
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Таблица 2.1 |
|||
|
Табличные значения распределения T2 |
,k в зависимости от уровня |
|||||||||||||||
|
|
|
|
|
значимости и числа степеней свободы k |
|
|
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
k |
|
Уровень значимости |
|
|
k |
|
|
Уровень значимости |
|
|
|||||||
0,01 |
|
0,05 |
|
0,10 |
|
0,20 |
|
|
0,01 |
|
0,05 |
0,10 |
|
0,20 |
|
||
1 |
6,3 |
|
3,8 |
|
2,7 |
|
1,6 |
|
16 |
|
32,0 |
|
26,2 |
23,5 |
|
20,4 |
|
2 |
9,2 |
|
5,9 |
|
4,0 |
|
3,2 |
|
17 |
|
33,4 |
|
27,5 |
24,7 |
|
21,6 |
|
3 |
11,3 |
|
7,8 |
|
6,2 |
|
4,6 |
|
18 |
|
34,8 |
|
28,8 |
25,9 |
|
22,7 |
|
4 |
13,2 |
|
9,4 |
|
7,7 |
|
5,9 |
|
19 |
|
36,1 |
|
30,1 |
27,2 |
|
23,9 |
|
5 |
15,0 |
|
11,0 |
|
9,2 |
|
7,2 |
|
20 |
|
37,5 |
|
31,4 |
28,4 |
|
25,0 |
|
6 |
16,8 |
|
12,5 |
|
10,6 |
|
8,5 |
|
21 |
|
38,9 |
|
32,6 |
29,6 |
|
26,1 |
|
7 |
18,4 |
|
14,0 |
|
12,0 |
|
9,8 |
|
22 |
|
40,2 |
|
33,9 |
30,8 |
|
27,3 |
|
8 |
20,0 |
|
15,5 |
|
13,3 |
|
11,0 |
|
23 |
|
41,6 |
|
35,1 |
32,0 |
|
28,4 |
|
9 |
21,6 |
|
16,9 |
|
14,6 |
|
12,2 |
|
24 |
|
42,9 |
|
36,4 |
33,1 |
|
29,5 |
|
10 |
23,2 |
|
18,3 |
|
15,9 |
|
13,4 |
|
25 |
|
44,3 |
|
37,6 |
34,3 |
|
30,6 |
|
11 |
24,7 |
|
19,6 |
|
17,2 |
|
14,6 |
|
26 |
|
45,6 |
|
38,8 |
35,5 |
|
31,7 |
|
12 |
26,2 |
|
21,0 |
|
18,5 |
|
15,8 |
|
27 |
|
46,9 |
|
40,1 |
36,7 |
|
32,9 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
31 |
|
|
|
|
|
|
|
|
Окончание табл. 2.1
k |
|
Уровень значимости |
|
k |
|
Уровень значимости |
|
||||||
0,01 |
|
0,05 |
0,10 |
|
0,20 |
0,01 |
|
0,05 |
0,10 |
|
0,20 |
||
13 |
27,6 |
|
22,3 |
19,8 |
|
16,9 |
28 |
48,2 |
|
41,3 |
37,9 |
|
34,0 |
14 |
29,1 |
|
23,6 |
21,0 |
|
18,1 |
29 |
49,5 |
|
42,5 |
39,8 |
|
35,1 |
15 |
30,5 |
|
24,9 |
22,3 |
|
19,3 |
30 |
50,8 |
|
43,7 |
40,2 |
|
36,2 |
Пример выбора и определения соответствия выбранной функции
плотности распределения статистическим данным
Задание. Определить по виду полигона относительных частот функцию плотности распределения наиболее соответствующую данной статистике. Проверить с помощью критерия Пирсона соответствие выбранной функции распределения статистическим данным. Полигон относительных частот определить из практического задания № 1.
Решение
Заполним табл. 2.2 следующим образом. Значения для колонок 2, 3, 4 берутся из табл. 1.3. Колонка 5 заполняется на основании формулы
p* |
mi |
. |
|
|
|
|
|
|
|
|
(2.5) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
i |
n |
|
|
|
|
|
|
|
Таблица 2.2 |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
Исходные данные для проверки правдоподобия выбранной гипотезы |
|||||||||||||
№ интервала |
|
i |
mi |
ui |
pi* |
fi* |
pi*ui |
pi*ui2 |
pi |
f ui |
|
||
1 |
|
|
|
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
|
1 |
|
|
|
50 |
6 |
-3 |
0,06 |
0,06 |
-0,18 |
0,54 |
0,074 |
0,074 |
|
2 |
|
|
|
150 |
26 |
-2 |
0,26 |
0,26 |
-0,52 |
1,04 |
0,176 |
0,176 |
|
3 |
|
|
|
250 |
25 |
-1 |
0,25 |
0,25 |
-0,25 |
0,25 |
0,265 |
0,265 |
|
4 |
|
|
|
350 |
22 |
0 |
0,22 |
0,22 |
0 |
0 |
0,254 |
0,254 |
|
5 |
|
|
|
450 |
11 |
1 |
0,11 |
0,11 |
0,11 |
0,11 |
0,154 |
0,154 |
|
6 |
|
|
|
550 |
7 |
2 |
0,07 |
0,07 |
0,14 |
0,28 |
0,059 |
0,059 |
|
7 |
|
|
|
650 |
2 |
3 |
0,02 |
0,02 |
0,06 |
0,18 |
0,014 |
0,014 |
|
8 |
|
|
|
750 |
1 |
4 |
0,01 |
0,01 |
0,04 |
0,16 |
0,002 |
0,002 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
-0,6 |
2,56 |
|
|
|
32
Колонка 6 заполняется с помощью формулы |
|
|
f |
* p*h*, |
(2.6) |
i |
i |
|
где h* 1 – шаг для безразмерной варианты ui .
Колонки 7 и 8 заполняются согласно формулам этой таблицы.
Колонки 9 и 10 являются теоретическими данными, определёнными
выбранной гипотезой. В данном случае в качестве гипотезы принимается нормальный закон распределения
fi |
|
|
1 |
|
|
u |
i |
m |
x |
2 |
|
||
|
|
|
|
|
exp |
|
|
|
, |
(2.7) |
|||
|
|
|
|
|
|
2 2 |
|
|
|||||
|
|
2 |
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
где mx и – параметры нормального закона распределения случайной величины. Однако особенностью этого закона является то факт, что mx
представляет собой математическое ожидание для данного закона и статистическое математическое ожидание стремиться к теоретическому
r |
|
ui pi* mx* mx , |
(2.8) |
i1
астатистическое среднеквадратическое отклонение стремится к математическому среднеквадратическому отклонению
r |
|
m* 2 |
|
|
|
|
|
p* |
D* . |
(2.9) |
|||
u |
i |
|||||
i 1 |
x |
i |
x |
|
||
|
|
|
|
|
|
|
Для рассматриваемой статистики имеем параметры |
|
|||||
mx 0.6; 1.483. |
(2.10) |
|||||
С учетом параметров (2.10) формула (2.7) примет вид |
|
|
|
1 |
|
|
|
u |
i |
0.6 2 |
|
|||
f ui |
|
|
|
|
|
exp |
|
|
. |
|||
|
|
|
|
|
|
2 |
||||||
|
|
|
||||||||||
|
|
|
1.483 2 |
|
|
|
21.483 |
|
||||
p |
|
f ui |
. |
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
||||||
i |
|
|
h* |
|
|
|
|
|
|
(2.11)
(2.12)
Используя значения колонок 4, 6 табл. 2.2 и формулу (2.11), построим полигон относительных частот дискретного интервального вариационного ряда
33
и функцию плотности нормального закона распределения случайной величины
(рис. 2.1).
Рис. 2.1. Полигон относительных частот дискретного интервального вариационного ряда и функция плотности нормального закона распределения случайной величины
Осталось проверить правдоподобие выбранной гипотезы. В формулу (2.3)
подставим значения из колонок 3 и 9 табл. 2.2 для вычисления критерия 2
Пирсона.
|
r |
m |
p n 2 |
|
|
|
|
|
|
|
||
2* |
i |
i |
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
i 1 |
|
pin |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2*= |
6 0.074 100 2 |
|
|
22 0.254 100 2 |
|
|
1 0.002 |
100 2 |
9.11. |
|||
0.074 100 |
0.254 100 |
0.002 |
100 |
|||||||||
|
|
|
|
|
|
Для определения теоретического значения T2 воспользуемся табл. 2.1. В
нашем случае при уровне значимости 0.05 и числе степеней свободы k r s 8 3 5 критерий Пирсона будет T2 11.
34
Следовательно, выполняется условие 2* 9.11 T2 11 , и гипотеза о
принадлежности опытных данных к рассматриваемому теоретическому вероятностному закону не отвергается.
Оформление отчета
Отчет составляется по установленной форме и должен содержать следующие пункты:
цель работы;
краткую теоретическую часть с расчётными формулами;
условие задания;
решение с пояснениями и формулами, написанными в буквенном и численном виде;
вывод.
35
Практическая работа № 3
ОПРЕДЕЛЕНИЕ КАЧЕСТВА ПАРТИИ ИЗДЕЛИЙ ПО МЕТОДУ
ОДНОКРАТНОЙ ВЫБОРКИ
Цель работы – изучить методику определения качества большого количества однотипных изделий, составляющих партию. Приобрести навыки организации процесса выборки и вычисления вероятностей при разлучных её объёмах.
Краткие теоретические положения
Вопрос качества партии изделий всегда требует проверки. Но не всегда есть возможность проверить в партии каждое изделие. Эта невозможность связана либо, с большим объёмом партии, либо, с большой стоимостью метрологических контрольно-измерительных операций, либо, измерительные операции требуют разрушения изделия, и в этом случае невозможно провести стопроцентный контроль.
При проверке качества партии изделий предполагается принятие гипотезы о том, что качество партии изделий не ниже установленного уровня. При этом конечным результатом проверки является принятие одного из двух решений: принять партию изделий, считая качество изделий удовлетворительным, или забраковать проверяемую партию изделий как некачественную. При этом возможны два вида ошибок:
– ошибка I-го рода определяет вероятность того, что хорошая партия бракуется, поставщик в этом случае рискует не реализовать партию изделий;
– ошибка II-го рода определяет вероятность того, что плохая партия принимается, рискует в этом случае заказчик приобрести не качественную партию изделий.
36
Одним из методов проверки качества является метод однократной выборки, достоинство которого заключается в том, что он легко планируется и
осуществляется.
Метод однократной выборки заключается в том, что из контролируемой
партии объема N изделий берется одна |
случайная выборка объема n |
||
экземпляров. Определяются числа D0 и D1 – минимальное и максимальное |
|||
количество некачественных изделий во всей партии. При этом |
|
||
D0 D1. |
|
(3.1) |
|
Если число дефектных изделий D D0 |
в партии объемом N , |
то партия |
|
считается высоконадежной. Если число дефектных изделий D D1 |
в партии |
||
объемом N , |
то партия считается дефектной. |
Если число дефектных изделий |
|
D0 D D1 |
в партии объемом N , то партия считается неплохой и ее можно |
принять исходя из следующих данных:
N – количество изделий в контролируемой партии; n – количество изделий в выборке;
d – количество бракованных изделий в выборке;
D0 – минимально допустимое число дефектных изделий в контролируемой партии;
D1 – максимально допустимое число дефектных изделий в контролируемой партии;
– риск поставщика;
– риск заказчика.
Определяются для оценки качества изделий в контролируемой партии нормативные значения:
A0 – приемочное число;
A1 – браковочное число.
Нормативные значения A0 и A1 могут быть определены из следующих соотношений:
37
|
|
|
A0 |
Cd |
Cn d |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
/ 1 |
D0 |
N D0 |
mz ; |
|
|
|
(3.2) |
|||||
|
|
n |
|
|
|
||||||||
|
|
|
d 0 |
|
CN |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
A1 1Cd Cn d |
|
|
|
|
|
|
|
||||
|
/ |
D1 |
N D1 |
, |
|
|
|
|
|
|
(3.3) |
||
|
|
n |
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
d 0 |
CN |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
где |
|
– риск поставщика, близкий к заданному |
; |
|
|||||||||
|
– риск поставщика, |
||||||||||||
близкий к заданному ; |
|
n |
N! |
|
|
||||||||
CN |
|
. |
|
|
|||||||||
n! N n ! |
|
|
|||||||||||
В |
общем |
случае |
|
/ |
и / из-за дискретности значений, |
получаемых по формулам (3.2) и (3.3), в которых определяется вероятность
появления дискретной случайной величины, распределенной по
гипергеометрическому закону. Поэтому должны выполняться следующие условия:
1.2 |
(3.4) |
. |
|
1.2 |
|
Практическое использование формул (3.2) и (3.3) ограничено значениями выборки и N 100. При N 100 вычисление сочетаний в формулах (3.2) и (3.3)
весьма затруднительно. Для приближенного вычисления n! в случае очень
n n
больших чисел n можно воспользоваться формулой Стирлинга n! 2 n.
e
При 100 N 500, |
q |
|
|
D0 |
|
0.1 |
и q |
D1 |
0.1 вместо формул (3.2) и |
||||||||||||||
|
|
||||||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
N |
||||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
0 |
|
N |
1 |
|
|||||||
(3.3) удобнее воспользоваться несколько упрощенными формулами: |
|||||||||||||||||||||||
|
/ |
|
A0 |
d |
|
|
n d |
|
|
|
|
n D0 d |
|
|
|||||||||
|
|
1 CD |
|
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
; |
|
(3.5) |
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
|
|
|
d 0 |
0 |
|
|
N |
|
|
|
|
N |
|
|
|
||||||||
|
/ |
A1 1 |
d |
|
|
n d |
|
|
|
n D1 d |
|
|
|
||||||||||
|
|
|
CD |
f |
|
|
|
|
1 |
|
|
|
|
|
. |
|
(3.6) |
||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||||||
|
|
d 0 |
1 |
|
N |
|
|
N |
|
|
|
||||||||||||
Когда объем |
|
партии |
изделий |
N 500 |
и n 0.1 N , целесообразно |
использовать биномиальный закон распределения, в соответствии с которым
38
A0 |
|
|
|
; |
(3.7) |
/ 1 Cd qd 1 q n d |
|||||
d 0 |
n |
0 |
0 |
|
|
|
|
|
|
|
|
A1 1 |
qd |
1 q |
n d . |
|
(3.8) |
/ Cd |
|
||||
n |
1 |
1 |
|
|
|
d 0 |
|
|
|
|
|
Если выполняются условия |
|
||||
n 0.1 N; |
q0 |
0.1; |
q1 0.1;, |
(3.9) |
тогда воспользовавшись распределением Пуассона, получим
|
/ |
|
|
ad |
e |
a |
|||
|
|
0 |
|
0 ; |
|||||
|
|
|
|
||||||
|
|
|
d A0 1 d! |
|
|
|
|
||
|
/ |
|
|
|
ad |
|
a |
||
|
|
1 |
|
1 |
e |
1 , |
|||
|
|
|
|||||||
|
|
|
d A1 d! |
|
|
||||
где a0 q0 |
n; |
a1 |
q1 |
n. |
|||||
Объём партии |
|
изделий N |
воспользоваться для определения даны в табл. 3.1.
(3.10)
(3.11)
определяет вид формул, которыми нужно
A0 и A1. Рекомендации по выбору формул
Таблица 3.1
|
Рекомендации по выбору формул для определения A0 |
и A1 |
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Исходные данные |
|
|
|
|
||
–Nобъем изготовленнойпартии |
объем–n выборки |
q |
определяющее изготовленнуюпартию изделий, качественнуюкак |
q |
определяющее изготовленнуюпартию |
как,изделийдефектную |
производителяриск–α |
риск–β заказчика |
Номерарекомендуемых формул |
|
|
,значение |
|
,значение |
|
|
|
|
|
|
|
– |
|
– |
|
|
|
|
|
|
|
0 |
|
1 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
<100 |
<N |
|
0…1 |
|
0…1 |
|
0…1 |
0…1 |
(3.2); (3.3) |
<500 |
<N |
|
<0.1 |
|
<0.1 |
|
0…1 |
0…1 |
(3.5); (3.6) |
>500 |
<0.1N |
|
0…1 |
|
0…1 |
|
0…1 |
0…1 |
(3.7); (3.8) |
>500 |
>50 |
|
<0.1 |
|
<0.1 |
|
<0.1 |
<0.1 |
(3.10); (3.11) |
После определения приемочного A0 и браковочного A1 чисел выполняют процедуру изъятия случайным образом изделий и общей партии и проводят
39