- •Часть 2. Критерии оценки качества водных экосистем
- •Глава 3. Факторы и критерии оценки качества вод пресноводных водоемов
- •3.1. Сущность проблемы нормирования качества вод (основные термины и понятия)
- •3.2. Санитарно-гигиенический подход к нормированию качества вод
- •3.4. Подходы к созданию многофакторных систем классификации водоемов
- •3.5. Методики оценки качества водоемов по комплексу гидрохимических показателей
- •3.6. Методики комбинированных оценок качества воды с использованием гидрохимических и гидробиологических показателей
- •3.7. Оценка качества воды с использованием -метода проверки статистических гипотез
3.7. Оценка качества воды с использованием -метода проверки статистических гипотез
Раздел подготовлен в соавторстве с д-ром Натаном Цейтлиным (Геттинген, Германия) и на основе материалов его книги "Из опыта аналитического статистика" [http://matstat.gmxhome.de].
Методики, описанные в предыдущих разделах, основаны на предположении, что заранее известны точные (т.е. истинные) значения C1, C2 ,..., Cn концентраций вредных веществ в воде изучаемого водоема. В реальных условиях исследователь имеет дело с некоторой эмпирической выборкой значений Ci, j = , из стохастического временного ряда наблюдений, имеющего принципиально вероятностную природу вследствие нестационарного воздействия антропогенных факторов и погрешности измерений.
Пусть (С1, С2,…, Сn)Т - случайный вектор концентраций примесей в воде, элементы которого независимы и измеряются со случайными погрешностями. Концентрация каждого j-го компонента (j = ) имеет нормальный закон распределения с математическим ожиданием M{Сj} и дисперсией D{Сj }.
Предположим, что мы располагаем представительными выборками объемом по Nj значений результатов параллельных измерений концентрации вредных веществ, что позволяет получить оценки параметров - математических ожиданий и среднеквадратических отклонений для распределений соответствующих случайных величин Сj :
, , (3.10)
где fj = Nj -1 - число степеней свободы величины Sj (j = ).
Рассмотрим возможные подходы к комплексной оценке качества воды. Согласно СанПиН 2.1.5.980-00 “при обнаружении в воде химических веществ с одинаковыми лимитирующими признаками вредности, сумма отношений обнаруженных концентраций к их ПДК:
(3.11)
не должна быть более единицы”. Использование формулы (3.11) предполагает две оценки качества воды - “безвредная” (при μ < 1) и “вредная” (при μ > 1).
Поскольку концентрации загрязняющих компонентов Сi представляют собой случайные величины, то и критерии качества воды на их основе также носят вероятностный характер. Следовательно, для оценки качества воды необходимо воспользоваться теорией проверки статистических гипотез [Леман, 1964].
Статистическая оценка математического ожидания показателя μ загрязнения воды примесями может быть вычислена по формуле (3.11), куда вместо параметров Сj подставляются их соответствующие оценки :
, (3.12)
а ПДК каждой примеси являются действительными (неслучайными) числами.
Оценка дисперсии D{μ} и дисперсия ошибки оценки m показателя качества μ выражаются формулами
и . (3.13)
Формально задача ставится следующим образом. Необходимо оценить качество воды путем проверки двух гипотез НА: μ < 1 (безвредная) против НВ: μ > 1 (вредная), для чего воспользуемся последовательностью действий, определяемой теорией [Леман, 1964] и практикой [Цейтлин, 1984] проверки статистических гипотез.
1. В качестве статистической характеристики гипотезы выбирается распределение Стьюдента tf с f степенями свободы при малых значениях f (1 ≤ f ≤ 25) и нормированное нормальное распределение Z при больших значениях f (f > 25).
2. В качестве нулевой Н0 гипотезы формулируется то предположение, ошибочное отклонение которого дает наибольший ущерб. Например, с точки зрения экосистемы водоема ошибочное отклонение гипотезы НВ, когда она верна, приводит к более тяжелым последствиям, чем ошибочное отклонение НА, когда она верна. Исходя из этого, формулируем
Н0 = НВ : μ ≥ 1 против альтернативы Н1 = НА : μ < 1. (3.15)
3. Задается критические значения уровня значимости αк из рекомендованных в работе [Цейтлин, 1984] интервалов: 0,3 ≤ αк ≤ 1, когда ответственность за выводы предельно малая, 0,1 ≤ αк < 0,3 - малая; 0,03 ≤ αк < 0,1 - обычная; 0,001<αк<0,03 - большая; 0 < αк < 0,001 - предельно большая.
4. Выполняются необходимые эксперименты, имеющие цель получить представительные выборки объемом по Nj значений величин Сj (i = ) результатов параллельных измерений концентрации загрязняющих веществ.
5. Вычисляется оценка уровня значимости α (α - вероятность ошибочного отклонения проверяемой гипотезы Н0, если она верна):
, (3.16)
где Zα = L- [L2-2tf,α•(f + 3)]0,5, L = f +1.5 tf,α+3; tf,α - верхний α-предел распределения Стьюдента (tf,α > 1) с f степенями свободы, число которых может быть определено по формуле Уэлча [Браунли, 1977]: . (3.17)
Если рассматривается гипотеза Н0 = НB, то значения tf,α вычисляются как
. (3.18)
6. Принимается решения о проверяемой гипотезе. Условия отклонения нулевой гипотезы ≤ αк. Если же > αк , то гипотезу Н0 не отклоняют.
Формулировка нулевой гипотезы Н0 в виде (3.15) отражает точку зрения “Водопользователя” (ВП), т.е. населения, использующего воду в хозяйственных или питьевых целях, а также сообществ гидробионтов, населяющих водоем, активистов движения “Green Peace” и проч. С позиций ВП ошибочное отклонение гипотезы о плохом качестве воды может привести к тяжелым последствиям для экосистемы и здоровья человека и, с учетом этого риска, критическое значение αк выбирается из большого или предельно большого уровня ответственности, например,αкВП = 0.01.
Однако, представляется целесообразным учесть и экономические интересы “Водоочистителя” (ВО) – организации, ответственной за очистку сбрасываемых в водоем сточных вод до нормативного качества, а также другого производителя, лимитирующего свою хозяйственную деятельность в соответствии с требованиями водоохранных органов. Для ВО ошибочное отклонение гипотезы о чистоте воды (НА), когда она верна, приводит к более тяжким экономическим последствиям, чем ошибочное отклонение НB, если она справедлива (см. табл. 3.20). Поэтому ВО формулирует нулевую гипотезу следующим образом:
Н0 = НА: μ ≤ 1 против Н1 = НB: μ > 1, (3.19)
а верхний α-предел распределения Стьюдента вычисляется по формуле:
. (3.20)
Для принятия решения о проверяемой гипотезе для ВО могут быть выбраны более "мягкие" уровни ответственности за выводы, например, при критических значениях αкВ0 = 0.1.
Области (0 < ≤ αкi) (i [ВО; ВП]) отклонения нулевой гипотезы называются критическими. Их взаимно однозначное отображение на область значений показателя μ загрязнения водоема происходит по-разному, в зависимости от сформулированных нулевой и альтернативной гипотез, отражающих интересы субъектов с различной точкой зрения (см. рис. 3.2.).
Для ВО критической областью является (μ: μкВО< μ < ∞); для ВП - это (μ: 0 < μ < μкВП). Поскольку уравнение (3.16) легко выразить явно относительно tf,α , то критические значения меры μможно найти [Дубницкий, Цейтлин, 1999], подставив в формулы (3.18) и (3.20) критические значения уровней значимости αкВ0 и αкВП соответственно, и решая их относительно :
μкВО = 1 + ; α = αкВ0; (3.21)
μкВП = 1 - ; α = αкВП. (3.22)
На рис. 3.2 представлены функции распределения оценки величины μ в предположении о справедливости гипотезы Н0, сформулированной с точки зрения “Водоочистителя” F(μ) и “Водопользователя” P( < μ). Очевидно, что P(μ) = 1- F(μ).
Таблица 3.20
Распределение результатов решений при проверке гипотез о соответствии качества воды установленным нормам
Предполагается |
Позиция лица, принимающего решение (ЛПР) |
Результат решения в зависимости от истинности гипотезы |
|
НА: <1 (безвредная вода) |
НВ : >1 (вредная вода) |
||
Отклонить НВ: >1 (вода безвредная) |
Станция очистки воды (ВО) |
Верно: получает плату за безвредную воду |
Ошибка: получает плату за безвредную воду, хотя она вредная |
Потребитель воды (ВП) |
Верно: платит за безвредную воду |
Ошибка: платит за безвредную воду, но отравляется вредной водой |
|
Отклонить НА: <1 (вода вредная) |
Станция очистки воды (ВО) |
Ошибка: лишние затраты на очистку или (и) штраф |
Верно: необходимы затраты на очистку или (и) штраф |
Потребитель воды (ВП) |
Ошибка: лишние затраты, вызванные ограничением потребления воды |
Верно: необходимы затраты, вызванные ограничением потребления воды |
Рис. 3.2. Отображение критических областей оценки уровня значимости (0 < ≤ αкi) показателя качества воды μ для лиц, принимающих решения в интересах “Водоочистителя” (а) и “Водопользователя” (б)
Среди множества решений о качестве воды существует область (μкВП< <μкВО), в которой могут встретиться спорные решения, т.е. “Водоочиститель” оценивает качество воды какбезвредное, а “Водопользователь” – как вредное. Один из способов разрешения такого "спора" заключается в увеличении объемов Nj выборок: согласно формуле (3.13) среднеквадратичное отклонение Sμ новой оценки μ с ростом Nj уменьшается; а спорная область при неизменных αкВ0 и αкВП сужается. Менее трудоемким способом выхода из спорной области может быть пересмотр обоими субъектами критических уровней значимости αкi: при их увеличении принимается меньший уровень ответственности за выводы (чем больше αкi, тем значения tf,α в формулах (3.21) и (3.22) меньше).
Изложенный подход формализации задачи остается, в основном, без изменений и при других способах комплексной оценки качества воды, описанных в разделе 3.4. В алгоритм необходимо лишь внести коррективы, учитывающие особенности расчетной формулы выбранного показателя, отличного от (3.11). Например, примем более мягкие условия нормирования качества: вода считается "чистой", если каждая из анализируемых примесей Ci, j = , не более нормируемой величины ПДКi то есть, для всех j справедливо Ci,/ ПДКi < 1. Тогда исходные гипотезы примут вид: НА j: Сj < ПДКj (безвредная) против НВj : Сj > ПДКj (вредная).