(Измененная редакция, Изм. № 1).
8.1 Алгоритм вычисления доли распределения случайной величины в заданном интервале [L, М] и вне его при известных параметрах нормального распределения приведен в таблице 8.1.
Таблица 8.1 - Вычисление доли распределения случайной величины в заданном интервале [L, М] и вне его при известных параметрах нормального распределения (вспомогательный алгоритм)
Исходные данные |
Табличные данные и вычисления |
1 Среднее значение (математическое ожидание): m0 = |
1 Пересчитанная для стандартного нормального закона эквивалентная нижняя граница интервала:
|
2 Стандартное отклонение s0 = или дисперсия D0 = s20 = |
2 Пересчитанная для стандартного нормального закона эквивалентная верхняя граница интервала:
|
3 Границы интервала: нижняя L = верхняя М = |
3 Доля распределения случайной величины, лежащая ниже границы L: qL = Ф(uL) Если L не задано, то qL = 0 |
|
4 Доля распределения случайной величины, лежащая выше границы М: qM = Ф(-uM) Если М не задано, то qM = 0 |
Результаты: |
|
1 Доля распределения случайной величины вне интервала [L, M]: q = qL + qM |
|
1 Доля распределения случайной величины в интервале [L, M]: p = 1 - q |
|
Примечание - Величины Ф(uL) и Ф(-uM) представляют собой значения функции стандартного нормального закона распределения, которые определяют по таблице А.1 приложения А |
Для решения данной задачи не используют выборочные данные, а значения параметров m и s2 считают известными. Таблица 8.1 содержит вспомогательный алгоритм для решения задач 8.2-8.9.
Пример - Оценка ожидаемого уровня несоответствий показателя качества продукции (уровня несоответствий) при настройке станка на середину поля допуска или номинальное значение и известной точности s20.
8.2 Алгоритм точечного оценивания доли распределения случайной величины в заданном интервале [L, М] и вне его при известном стандартном отклонении или дисперсии приведен в таблице 8.2.
Таблица 8.2 - Точечная оценка доли распределения случайной величины в заданном интервале [L, М] и вне его при известном стандартном отклонении или дисперсии
Статистические и исходные данные |
Табличные данные и вычисления |
1 Объем выборки: n = |
1 Точечная оценка среднего значения:
|
2 Стандартное отклонение: s0 = или дисперсия D0 = s20 = |
2 Пересчитанные для стандартного нормального закона эквивалентные границы интервала: нижняя: верхняя: |
3 Сумма значений наблюдаемых величин: Sx = |
3 Точечная оценка доли распределения случайной величины, лежащей ниже границы L (см. таблицу 8.1)
Если L не задана, то |
4 Границы интервала: нижняя L = верхняя M = |
4 Точечная оценка доли распределения случайной величины, лежащей выше границы М (см. таблицу 8.1)
Если М не задана, то |
Результаты: |
|
1 Точечная оценка доли распределения случайной величины вне интервала [L, М]:
|
|
2 Точечная оценка доли распределения случайной величины в интервале [L, М]:
|
|
Примечание - Величины и представляют собой значения функции стандартного нормального закона распределения, которые определяют по таблице A.1 приложения А |
Пример - Оценка уровня несоответствия показателя качества продукции, который следует ожидать при работе станка или технологического процесса при установленном допуске и неизвестном уровне настройки. При этом считают, что точность станка или технологического процесса известна или достаточно точно оценена заранее.
8.3 Алгоритм точечного оценивания доли распределения случайной величины в заданном интервале [L, М] и вне его при неизвестной дисперсии приведен в таблице 8.3.
Таблица 8.3 - Точечная оценка доли распределения случайной величины в заданном интервале [L, М] и вне его при неизвестной дисперсии
Статистические и исходные данные |
Табличные данные и вычисления |
1 Объем выборки: n = |
1 Точечная оценка среднего значения:
|
2 Сумма значений наблюдаемых величин: Sx = |
2 Вычисляем:
|
3 Сумма квадратов значений наблюдаемых величин: Sx2 = |
3 Точечная оценка стандартного отклонения:
|
4 Границы интервала: нижняя L = верхняя М = |
4 Пересчитанные для стандартного нормального закона эквивалентные границы интервала нижняя: верхняя: |
|
5 Точечная оценка доли распределения случайной величины, лежащей ниже границы L (см. таблицу 8.1):
Если L не задана, то |
|
6 Точечная оценка доли распределения случайной величины, лежащей выше границы М (см. таблицу 8.1):
Если М не задана, то 0 |
Результаты: |
|
1 Точечная оценки доли распределения случайной величины вне интервала [L, М]:
|
|
2 Точечная оценка доли распределения случайной величины в интервале [L, М]:
|
|
Примечание - Величины и представляют собой значения функции стандартного нормального закона распределения, которые определяют по таблице A.1 приложения А |
Пример тот же, что и в 8.2, но точность станка или технологического процесса неизвестна.
8.4 Алгоритм интервального оценивания доли распределения случайной величины с неизвестной дисперсией в одностороннем интервале выше заданной нижней границы L приведен в таблице 8.4. Таким образом определяют верхнюю доверительную границу qв для доли распределения вне одностороннего интервала с нижней границей L, а также нижнюю доверительную границу рн для доли распределения случайной величины в указанном интервале.
Примечание - Здесь и далее следует различать заданный изначально односторонний или двусторонний интервал (допуск) с известной границей (границами) для случайной величины Х и доверительный интервал для доли распределения случайной величины в этом допуске и вне его. Границы заданного интервала (допуска) L и М для случайной величины измеряются в тех же единицах физических величин, что и случайная величина, например: в миллиметрах, граммах и т. п. Границы получаемого доверительного интервала являются безразмерными, как и сама вероятность.
Примеры
1 Определение уровня несоответствий для показателя «толщина гальванопокрытия». Случай, когда необходимо иметь определенную уверенность в том, что уровень несоответствий не превышает установленного предельного процента.
2 Оценка доли годных и несоответствующих деталей по показателю качества «твердость после термической обработки». Требование (допуск) одностороннее: L = 45 ед. Роквелла. Оценка получается в виде верхней доверительной границы qв на долю несоответствующей продукции с твердостью ниже 45 ед. Кроме того, получается нижняя доверительная граница рн на долю продукции, соответствующей требованию, т. е. на долю деталей с твердостью не ниже 45 ед. Доверительные оценки рн и qв, в отличие от точечных, имеют характеристики достоверности утверждений (с вероятностью 1 - a):
истинная доля годной продукции не менее рн;
истинная доля несоответствующей продукции не более qв.
Таблица 8.4 - Определение верхней qв и нижней рн доверительных границ для доли распределения случайной величины в одностороннем интервале и вне его с заданной нижней границей L (дисперсия неизвестна)
Необходимые условия: Prob{q £ qв} ³ 1 - a, Prob {p ³ pн} ³ 1 - a |
|
Статистические и исходные данные |
Промежуточные вычисления и процедуры |
1 Объем выборки: n = |
1 Устанавливаем соответственно три пары доверительных вероятностей: |
2 Сумма значений наблюдаемых величин: Sx = |
- для m и |
3 Сумма квадратов значений наблюдаемых величин: Sx2 = |
- для s, причем = 1 - a, |
4 Степени свободы: v = n – 1 = |
где j = 1, 2, 3, тогда a1m = 1/4a a2m = 1/2a |
5 Выбранная доверительная вероятность: 1 - a |
a3m = 3/4a ajs = / |
6 Нижняя граница одностороннего интервала: L = |
2 Процедура доверительного оценивания среднего значения и стандартного отклонения |
|
2.1 Интервальная оценка параметра m с доверительной вероятностью (1 - am)
(см. формулу (2) таблицы 6.2) |
|
2.2 Интервальная оценка параметра s с доверительной вероятностью (1 - as)
(см. формулу (4) таблицы 7.1) |
|
Примечание - Данную процедуру повторяют три раза |
|
3 Интервальная оценка величины q при полученных значениях параметров m и s - по таблице 8.1: qjв = |
|
4 После повторения процедуры по пунктам 2 и 3 для j = 1, 2, 3 имеем: q1в, q2в, q3в |
Результаты: |
|
1 Верхняя доверительная граница для q, соответствующая доверительной вероятности (1 - a): qв = min(q1в, q2в, q3в) |
|
2 Нижняя доверительная граница для р: рн = 1 - qв |
8.5 Алгоритм интервального оценивания доли распределения случайной величины с неизвестной дисперсией в одностороннем интервале ниже заданной верхней границы М приведен в таблице 8.5. Таким образом определяют верхнюю доверительную границу qв для доли распределения вне одностороннего интервала с верхней границей М, а также нижнюю доверительную границу рн для доли распределения случайной величины в указанном интервале.
Таблица 8.5 - Определение верхней qв и нижней рн доверительных границ для доли распределения случайной величины в одностороннем интервале и вне его с заданной верхней границей М (дисперсия неизвестна)
Необходимые условия: Prob{q £ qв} ³ 1 - a, Prob {p ³ pн} ³ 1 - a |
|
Статистические и исходные данные |
Промежуточные вычисления и процедуры |
1 Объем выборки: n = |
1 Устанавливаем соответственно три пары доверительных вероятностей: |
2 Сумма значений наблюдаемых величин: Sx = |
- для m и |
3 Сумма квадратов значений наблюдаемых величин: Sx2 = |
- для s, причем = 1 - a, |
4 Степени свободы: v = n – 1 = |
где j = 1, 2, 3, тогда a1m = 1/4a a2m = 1/2a |
5 Выбранная доверительная вероятность: 1 - a |
a3m = 3/4a ajs = / |
6 Верхняя граница одностороннего интервала: М = |
2 Процедура доверительного оценивания среднего значения и стандартного отклонения |
|
2.1 Интервальная оценка параметра m с доверительной вероятностью (1 - am)
(см. формулу (1) таблицы 6.2) |
|
2.2 Интервальная оценка параметра s с доверительной вероятностью (1 - as)
(см. формулу (4) таблицы 7.1) |
|
Примечание - Данную процедуру повторяют три раза |
|
3 Интервальная оценка величины q при полученных значениях параметров m и s - по таблице 8.1: qjв = |
|
4 После повторения процедуры по пунктам 2 и 3 для j = 1, 2, 3 имеем: q1в, q2в, q3в |
Результаты: |
|
1 Верхняя доверительная граница для q, соответствующая доверительной вероятности (1 - a): qв = min(q1в, q2в, q3в) |
|
2 Нижняя доверительная граница для р: рн = 1 - qв |