![](/user_photo/_userpic.png)
книги из ГПНТБ / Химмельблау Д. Анализ процессов статистическими методами
.pdfФ и г . 3.9.6. Расчет Ѵ-образных масок
204 |
Глава 3 |
Желательно, |
чтобы С Д ^ по возможности была более длинной, |
а СДС2 — более короткой. (Метод построения, описанный Джон соном и Леоне и кратко намеченный на фиг. 3.9.4, основан исклю чительно на распределении статистики Z, накопленного отклоне ния от целевого значения, и предполагает, что измеряемая пере менная является случайной нормально распределенной величиной.) Карты на фиг. 3.9.6 показывают среднюю длину серии СДС 2 после того, как в процесс было введено изменение на к единиц стандарт
ного отклонения. |
При использовании этих карт для определения |
|
d и Ѳ (фиг. 3.9.4) |
предполагается, что интервал, |
откладываемый |
по горизонтальной оси для статистики процесса, |
равен интервалу |
|
в 2а на вертикальной оси, так что в результате |
получается угол |
|
в 45° для средней |
траектории статистики, если среднее процесса |
сдвинуто на 2а. Если интервал, откладываемый по горизонталь ной оси, равен интервалу на вертикальной оси величиной в qo, то значения tg Ѳ, данные для этой карты, следует умножить на 21q.
Можно выбрать некоторые значения d и Ѳ и для данного к вы
числить СДС 2 |
по фиг. 3.9.6, а СДС4 по следующей эмпирической |
формуле: |
|
lg (lg СДСО = |
-0,5244 + 0,0398 d+1,1687 tg Ѳ + |
|
+ 1,2641 tg Ѳ-lg d |
или действовать в обратном порядке. Пусть, например, желатель но, чтобы СДС! = 200, а СДС 2 = 8 при сдвиге среднего на одно стандартное отклонение (к — 1). Из предыдущего равенства полу чаем
0,886 = 0,0398 d +1,1687 tg Ѳ +1,2641 tg Ѳ -lg d =
По фиг. 3.9.6 для СДС 2 = 8 и к = 1 находим
d |
tge |
|
1 |
0,61 |
0,751 |
2 |
0,47 |
0,807 |
5 |
0,30 |
0Ѵ 813 |
8 |
0,24 |
0,872 |
гак что значения d » 8 и tg Ѳ Ä; 0,24 дают желаемую конструкцию. Роберте [41] сравнивал несколько типов контрольных карт, используя для каждой карты один или ряд критериев. Наблюде ния имитировались с помощью таблицы случайных чисел, распре деленных по нормальному закону с математическим ожиданием, равным нулю, и дисперсией, равной 1. После того как было полу чено 100 чисел, ко всем числам, начиная со следующего, прибав лялась 1 для того, чтобы воспооизвести спвиг опеттего ѵповня
|
|
|
|
Таблица |
3.9.7 |
|
Тип карты |
|
Расчет точки на графике |
Критерий, используемый для вмешательства |
|
|
|
в процесс |
|
||
|
|
|
|
|
|
X |
Шьюхарта |
|
|
\Хі-^о\>За1 |
|
|
|
|
3 = 1 |
|
|
X |
Шьюхарта и критерий |
Xi и |
подсчет серий над или под централь |
1 XІ — \IQ 1 )> З о ^ и двусторонний |
критерий |
|
серий |
ной |
линией |
с е р и й 1 ) |
|
Скользящее среднее |
к |
X ( l ) |
|
/c = m i n {i, |
9 } , |
Скользящее геометри ческое среднее
Н а к о п л е н н а я сумма
Z f = 0 , 2 ^ j - l - 0 , 8 Z f _ l f |
|
||||
Z? = Ho, u>= |
2 |
= |
2 |
, 4 r |
= 3 |
fc |
|
||||
•5j = |
X j — Цо + |
^ і - і . |
|
||
5 0 = 9, j = 0, . . . , n |
|
1 X (і) —Цоі > у— Для Л = |
9, |
1 X (i) — fxo 1 > -—-Д-Для |
fc<9 |
| 2 ? _ M l > ^ ( ^ _ ) ' «
д л я больших значений г
Точка |
л е ж и т за пределами раствора Ѵ-образ- |
ной |
маски |
1) Считается, что процесс вышел из-под контроля, если выполнено хотя бы одно |
из условий: 1) | X} — до I > За—; 2) Х- и либо |
либо ХІ2 попадают между контрольными уровнями 2 а - и З о ^ ; 3) Xt_7, І"г _6 , . . |
., Х- все попадают по одну сторону от д 0 . |
206 |
|
|
Глава 3 |
|
|
|
процесса |
на l a между 100-м и 101-м наблюдением. В табл. 3.9.7 |
|||||
записаны |
соотношения, используемые |
для графических |
построе |
|||
ний на карте, и применяемые критерии. Из |
фиг. 3.9.7, а — г |
|||||
видно, что число последовательных выборок |
до того |
момента, |
||||
как |
потребовалось |
корректирующее |
вмешательство, |
равнялось |
||
19 для большинства |
критериев. |
|
|
|
||
|
Под графиком фиг. 3.9.7, а протабулированы данные для кри |
|||||
терия суммы серий, основанного на том, куда |
попадает |
значение |
||||
X. |
Под серией понимается последовательность |
значений X, ока |
||||
завшихся |
между заданными пределами либо над или под одним |
|||||
из них. Серия обрывается, когда значение X попадает на противо |
||||||
положную |
сторону |
от центральной линии. Сумма серий — это |
||||
сумма меток, приписанных значениям X, откладываемым на гра |
||||||
фике. В нижней части фиг. 3.9.7, а иллюстрируется применение |
двустороннего |
критерия серий, при котором каждой точке над fxo |
|
приписываются |
следующие значения: |
|
|
Полоса |
Приписываемое |
|
значение |
|
|
|
|
|
|
0 |
|
|
1 |
M o + 2 0 1 < X i < | u , o + 3 a 1 |
2 |
|
Н о + 3 с т х < ^ г < о о |
3 |
и такой же ряд значений приписывается всем значениям X, ока завшимся ниже ^і0 . Считается, что процесс вышел из-под контроля, когда накопленная метка достигает некоторого выбранного зна чения.
Чтобы сравнить относительную эффективность методов, пере численных в табл. 3.9.7, в табл. 3.9.8 приведено математическое
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Таблица |
ß.9.8 |
|
|
Критерий или карта |
|
|
|
h |
|
|
|||
|
|
|
0 |
0,5 |
1,0 |
2,0 |
3,0 |
||||
|
|
|
|
|
|
|
|||||
X |
Шьюхарта |
вместе с двусторонним |
к р и т е |
740 |
79 |
19 |
4,4 |
1,9 |
|||
|
рием серий |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
К р и т е р и й суммы серий |
|
|
|
740 |
50 |
12 |
3,8 |
2,4 |
|||
Скользящее |
среднее дл я А; = 8 |
|
740 |
40 |
10 |
4,6 |
3,3 |
||||
X Шьюхарта вместе со с к о л ь з я щ и м средним |
740 |
50 |
11 |
3,7 |
1,9 |
||||||
|
д л я к = 8 |
|
|
|
|
с w — |
740 |
40 |
10 |
3,5 |
2,2 |
Скользящее |
геометрическое |
среднее |
|||||||||
|
= 0,25 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X |
Шьюхарта |
вместе со с к о л ь з я щ и м гео |
740 |
50 |
12 |
3,3 |
1,7 |
||||
|
метрическим |
средним |
с |
і у = 0,25 |
|
|
|
|
|
|
|
Н а к о п л е н н а я |
сумма из |
5 |
|
|
740 |
34 |
10 |
4,3 |
2,9 |
Мс+За!< |
|
|
- |
j |
- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
- |
V |
|
|
|
|
|
|
|
Mori |
|
|
|
|
r t f |
t оЛ ill I |
- л - |
" H U " |
M- |
||||
|
|
(и/ |
ЩF |
|
V |
|
|
||||||
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
Накопленные метки |
для критерия |
суммы |
серий. |
|
|
|||||||
+ .•2-U |
-7 |
— 11 |
• m |
•/ |
I "23 |
II-I- |
— 1 |
|
IUI |
• |
•Hilt' |
"22.11' |
• -22223455 |
. . . |
-22211 |
- -1 |
• |
I |
|
1 1 |
|
...IUI |
. - |
111333 . |
. 11 . |
.1 . |
a
\
А |
|
|
М„-0х |
|
|
/<° |
11 |
|
|
||
30 |
1 |
|
25 |
||
|
||
20 |
|
|
15 |
|
|
10 |
|
О |
Ю 20 30 40 50 60 70 ВО 30 100 110 120 |
|
Число выборок |
Ф и г . 3.9.7. Контрольная карта Шьюхарта (а), карта скользящего геометри ческого среднего (б), карта накопленной суммы (в) [41].
r
208 |
Глава 3 |
ожидание числа выборок, требующихся для обнаружения сдвига значения и. после того, как произошло изменение переменной про цесса от Цо на величину ка^ (где к — некоторая постоянная). Зна чения, приведенные в этой таблице, получены в предположении одинаковой чувствительности каждого из критериев (по уровню вмешательства) при отсутствии сдвига среднего уровня процесса. З а исключением малых значений к, эффективность критериев ока залась приблизительно одинаковой.
3.9.5. Контрольные карты для нескольких |
переменных |
Если проводятся наблюдения над двумя или бблыпим'числом переменных и для каждой переменной на индивидуальной карте откладывается некоторая выборочная статистика, можно условить ся считать, что процесс вышел из-под контроля, если на какой-ни будь карте контрольные условия оказались нарушенными. Однако такое правило приводит к необоснованному решению в случае, когда эти переменные обладают некоторым совместным распреде лением. Предположим, что две переменные имеют нормальное сов местное распределение, а значение а выбрано равным 0,05. Если карты составляются отдельно для каждой переменной, то вероят ность того, что обе переменные попадут между контрольными преде лами, равна 0,95 -0,95 =0,9025; следовательно, в действительности ошибка первого рода будет происходить приблизительно на уровне 0,10, а не на уровне 0,05. Истинной контрольной областью является не квадрат и не прямоугольник, а эллипс, причем все точки на его периметре имеют одинаковую вероятность появления. .Если переменные коррелированы, такой областью служит эллипс, повер нутый так, что его главные оси не совпадают с координатными ося ми Ху, х2. Такая область изображена на фиг. 4.3.3.
В качестве общей статистики, которая вычисляется по значе ниям многих переменных и может откладываться на некоторой контрольной карте, Джексон [42] предложил использовать стати стику 71 2 , введенную ранее Хотеллингом [43]. Статистика Т2 пред ставляет собой просто геометрическое место точек эллипсоида доверительной области; для двух случайных переменных X и Y с нормальным совместным распределением она выражается через объем выборки п, выборочные средние и выборочные дисперсии следующим образом:
(Yj — У ) 2 |
2 s x Y |
(Xj-X){Yj-Y) |
|
|
(3.9.2) |
Все значения Т\, которые превышают |
значения, |
подсчитанные |
по формуле (3.9.2), характеризуют нарушение контрольного уело-
|
|
Статистический |
|
анализ |
и |
его |
применения |
209 |
|||
вия. Величину |
Т2 |
можно |
связать |
с |
распределением |
F: |
|||||
|
|
|
г 2 |
— |
2 ( n - l ) F t t |
' |
|
(3.9.3) |
|||
|
|
|
* œ |
|
™ |
о |
|
|
|||
где статистика |
Fa |
имеет 2 |
и |
тг — 2 степени свободы. |
|||||||
Д л я р переменных наиболее удобно представлять |
Т2 в матрич |
||||||||||
ных обозначениях |
(приложение |
Б): |
|
|
|
|
|||||
|
|
|
T2 |
= X s ^ X 7 , |
|
|
(3.9.4) |
||||
где |
|
|
_ |
|
|
|
_ |
|
|
|
|
|
X = [Хі |
— X j . Х2 — Х%, |
• |
Хр |
— Хр], |
||||||
а выборочная |
ковариационная |
матрица |
|
|
|
||||||
|
|
|
SX1X2 |
sXi |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
s = |
|
|
|
|
|
|
|
|
Статистика |
T2 |
распределена |
как |
pvF/(v |
— p 4- |
1), где .F "имеет p |
|||||
и V — p + |
1 степеней свободы, причем ѵ представляет собой число |
степеней свободы, используемых при оценивании выборочной дис персии, обычно равное п — 1 .
Задачи
3.1. Логарифмическое распределение вероятности для случай
ной величины X имеет вид |
|
|
|
P(xh, |
Q)^P{X |
= xh} |
= - ~~Ѳ* |
|
|
|
X In ( 1 - - Ѳ ) ' |
х=1, |
2, |
,, 0 0 , |
0 < Ѳ < 1 . |
При условии, что экспериментальные наблюдения составили выборку объема п, найдите максимально правдоподобную оценку параметра Ѳ.
3.2. Рассмотрите совместную плотность нормального распре деления вероятности случайных величин X и Y с общим пара
метром [X |
|
|
|
|
|
|
P |
y) |
|
|
|
|
|
Найдите максимально правдоподобные оценки (х, ах |
и cry |
по п |
||||
независимым |
наблюдениям, из |
которых пх проведено |
только |
над |
||
величиной |
X, a nY |
— только |
над |
величиной Y. |
|
|
3.3. Найдите максимально правдоподобную оценку параметра |
||||||
X в распределении |
вероятности |
Пуассона |
|
|
210 |
Глава 3 |
3.4. |
Вычислите первый и второй моменты экспоненциального |
распределения (табл. 2.3.2) и приравняйте их первому и второму выборочным моментам, полученным из эксперимента, чтобы найти оценку параметра Ѳ. Дают ли оба момента одну и ту же оценку Ѳ? Какую наилучшую оценку следует использовать?
3.5. Можно ли оценить доверительный интервал для случайной величины, которая не является нормально распределенной случай ной величиной? Поясните.
3.6. Исходя из следующих школьных оценок:
учащихся |
Оценка |
учащихся |
°Че нка |
|
1 |
95 |
|
6 |
80 |
2 |
92 |
|
7 |
75 |
3 |
90 |
> |
8 |
72 |
4 |
86 |
|
9 |
64 |
5 |
86 |
|
10 |
60 |
найдите значения X и s2. Предположив, что эти оценки получены из нормально распределенной совокупности, определите разгра ничительные точки для оценок А, В, С, D и F, учитывая следую щие правила:
а) А должно равняться D + F; б) В должно равняться С.
3.7. Измерения плотности для 20 проб удобрения дали среднее содержание СаО 8,24% со стандартным отклонением 0,42%. Каковы двусторонние симметричные контрольные пределы с дове рительной вероятностью, равной: а) 0,95 и б) 0,99 для: 1) среднего значения и 2) дисперсии по ансамблю? Во втором случае рассчитай те доверительные пределы для стандартного отклонения.
3.8. При условии, что выборочное стандартное отклонение для полного давления в равновесной парожидкой смеси равно 2,50кгс/см2 , найдите: а) 95%-ные и б) 99%-ные доверительные пре делы для: 1) стандартного отклонения и 2) дисперсии по ансамблю. Было проведено восемь отдельных измерений давления.1
3.9. Скорость космической ракеты после выгорания топлива равна
|
ѵ = ѵ„\п- |
ть + тр |
|
|
7пь |
|
|
|
|
|
|
где |
|
|
|
vg |
— скорость истечения газов, случайная величина; |
||
ть |
— вес ракеты после выгорания топлива, случайная величина; |
||
тѵ |
— вес топлива, случайная величина. |
дисперсиям |
|
Определите выборочную дисперсию ѵ по выборочным |
|||
vg, nip и тъ. |
|
лаборатор- |
|
3.10. Предположим, что в результате многократных |
• ^ M M M W M i l É M g f c J M п ^ л п т т г . т . т г > . т . п л г г т т І ^ Т M i l t Т Т Г , Т П 7 Т Г р . Т Т Т . Т |
Р Ы Г І П П П П Т Т П А |
Статистический анализ и его применения 211
среднее 4,60 м/с и выборочная дисперсия 0,6 м2 /с2 . Следующее
проведенное измерение скорости дало: |
||
а) |
7,60 |
м/с; |
б) |
5,60 |
м/с. |
Какой |
вывод можно сделать в каждом из этих случаев? |
3.11. Фирма «Дайл», производящая осветляющие химикаты, использовала рекламный лозунг «Звоните на «Дайл». Он уверял покупателей, что продукция «Дайл» обладает 90%-ной эффектив ностью по бойлерной шкале, и предлагал требовать деньги назад, если это не подтвердится. Правительство привлекло фирму к суду, обвиняя ее в использовании фальшивой рекламы. В свое оправда ние фирма сослалась на случайную выборку из десяти случаев применения средства «Дайл», по которой средняя эффективность
составила 81 % по бойлерной |
шкале. Правительство заявило, |
что 81 % не равен 90%. Фирма |
ответила, что испытание носило |
статистический характер и истинная эффективность вполне может оказаться равной 90%. Кто прав и почему? Данные таковы:
Номер |
Эффективность |
Номер |
Эффективность |
|
испытания |
испытания |
|||
|
|
|||
1 |
93 |
6 |
90 |
|
2 |
60 |
7 |
91 |
|
3 |
77 |
8 |
82 |
|
4 |
92 |
9 |
75 |
|
5 |
100 |
10 |
50 |
3.12. При охлаждении перегретого пара без конденсации |
спра |
|||||
ведливо соотношение |
|
|
|
|
||
|
|
- £ - 0 . 0 2 1 |
(JZ)« |
|
|
|
|
|
|
|
Таблица |
3.3.12 |
|
|
|
|
|
Выбороч |
Одно выбо |
|
Сим |
|
Физическая величина |
рочное стан |
|||
|
ное |
|||||
вол |
|
|
|
среднее |
дартное |
|
|
|
|
|
|
отклонение!) |
|
h |
Коэффициент теплопередачи, |
к к а л / м 2 - ч - г р а д |
|
|
|
|
D |
Диаметр |
трубы, м |
|
0,20 |
0,5 |
|
k |
У д е л ь н а я теплопроводность, |
к к а л / м - ч - г р а д |
0,0655 |
2 |
|
|
G |
Массовая |
скорость, к г / ч - м 2 |
|
20,000 |
5 |
|
|
Вязкость, |
к г / ч - м |
|
0,163 |
1 |
|
1) Выражено в процентах от среднего значения.
Найдите выборочное среднее для коэффициента теплопередачи, основываясь на вычисленных значениях, приведенных в таблице. Найдите выборочное стандартное отклонение для h и выразите его в процентах от выборочного среднего значения h. Предположите,