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    總體方差未知時k法單側(cè)計量檢驗方案的改進(jìn)

    2018-05-11 07:36:51杜子芳劉亞文于煥杰
    統(tǒng)計與決策 2018年8期
    關(guān)鍵詞:樣本量正態(tài)分布單側(cè)

    杜子芳,劉亞文,于煥杰

    (1.中國人民大學(xué) 統(tǒng)計學(xué)院,北京 100872;2.對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 統(tǒng)計學(xué)院,北京 100029)

    0 引言

    k法是產(chǎn)品計量抽樣檢驗中的常用方法之一。對于其中的單側(cè)檢驗而言,在中心極限定理成立假設(shè)下,其抽樣檢驗方案(N,n,k)非常簡單,只需要確定n和k兩個參數(shù)即可。其中N為總體規(guī)?;蚺?,n是不放回簡單隨機(jī)抽樣方式的樣本量,k是單側(cè)檢驗時的判別依據(jù)—界值。

    單側(cè)k法檢驗的現(xiàn)實背景是,μ0和μ1都是事先給定/規(guī)定/約定的值,分別稱為合格質(zhì)量水平和極限質(zhì)量水平。由于單側(cè)檢驗雖有下限與上限之分,但原理是一樣的,不妨只討論單側(cè)下限的計量檢驗的情形,即認(rèn)定當(dāng)產(chǎn)品質(zhì)量特性Y是數(shù)值型隨機(jī)變量時,其總體均值μ≥μ0時,認(rèn)為該批產(chǎn)品是合格的,買方應(yīng)予以接收;總體均值μ<μ1時,予以拒收。顯然 μ越大越好,買方不希望μ<μ0,更幾乎不準(zhǔn) μ<μ1。由于此時恒有(μ1<μ0),否則會因買方標(biāo)準(zhǔn)高于賣方標(biāo)準(zhǔn),交易無法達(dá)成。但明顯地,當(dāng)總體均值 μ1≤μ<μ0時,無法做出接收還是拒收的判斷。為了對一批產(chǎn)品做出要么接收要么拒收的決斷,基于第三方立場,人們提出了在μ1到μ0之間確定一個k值,修改檢驗或判定準(zhǔn)則為:

    1 方案改進(jìn)

    針對和總體方差σ2已知的情形(注意這既非罕見的場合,在連續(xù)生產(chǎn)許多批產(chǎn)品的中后期階段尤其如此,亦非如統(tǒng)計學(xué)理論中的不符合現(xiàn)實的假設(shè)),W.A.Wallis上世紀(jì)50年代前就有十分完美的結(jié)果:

    此即著名的Wallis經(jīng)典公式。自該公式面世以來,國內(nèi)外這方面的研究很少,國外近40年沒見新的文獻(xiàn),幸而國內(nèi)還有少數(shù)學(xué)者還在關(guān)注。

    對于總體方差未知的情形(這種場合常見于孤立批和連續(xù)批的初期階段,且十分吻合統(tǒng)計學(xué)的理論假設(shè)),Wallis W.A.于1947年也給出了一個看起來不錯且沿用至今的近似結(jié)果:

    其推導(dǎo)過程為:

    方差未知時應(yīng)使用t分布解決問題,為此令:

    也就是:

    當(dāng) μ=μ0時,P(yˉ≥μ0+ts)=1-α

    當(dāng) μ=μ1時,P(yˉ≥μ0+ts)=β

    當(dāng) μ=μ0時,P(yˉ-μ0≥ts)=1-α

    當(dāng) μ=μ1時,P(yˉ-μ0≥ts)=β

    進(jìn)一步:

    當(dāng) μ=μ0時

    當(dāng) μ=μ1時

    顯然,μ=μ0時即服從自由度為n-1的中心t分布。

    可是,μ=μ1時,由于不服從N(0,1)分布,從而服從自由度為n-1的非中心t分布。

    方差為:

    顯然:

    當(dāng) μ=μ0時

    當(dāng) μ=μ1時

    不過二者方差是相等的。

    因而:

    類似地也可得:

    盡管這個結(jié)果只是近似的,且該公式一面世,哥倫比亞大學(xué)統(tǒng)計學(xué)教研組就指出這個結(jié)果遠(yuǎn)非準(zhǔn)確,并以表的方式給出了一個具體比較。

    然而令人訝異的是,這個公式竟然沿用至今,仍然活躍在國際標(biāo)準(zhǔn)和教科書中,似乎并未受到進(jìn)一步的質(zhì)疑和挑戰(zhàn)。哥倫比亞大學(xué)統(tǒng)計學(xué)教研組的精確解主要從消除以正態(tài)分布近似t分布所產(chǎn)生誤差的角度,并非給出一個相應(yīng)的替代方案。事實上,1979年,E.C.Schilling和D.J.Sommer1979年還基于Wallis經(jīng)典公式和近似公式制作了可用于對不合格品率或百單位缺陷數(shù)的檢驗用表,被用于ISO-3951-1981,并因此活躍于對新版ISO標(biāo)準(zhǔn)及各國標(biāo)準(zhǔn)之中。

    癥結(jié)在于,人們在幾十年間里似乎沒有發(fā)現(xiàn)上述推導(dǎo)過程一開始就令k=μ0+ts是一處不顯眼的致命錯誤,因為仔細(xì)思考,從此式可以看出,k的定義只與μ0有關(guān),而與 μ1無關(guān),對比上述總體方差σ2已知時的公式 k=中,μ0與 μ1完全是對稱的情形,則不難知道漠視μ1的存在是不合理的。

    事實上,數(shù)理統(tǒng)計似乎總是以原假設(shè)成立為優(yōu)先條件進(jìn)行理論推導(dǎo),不曾意識到對產(chǎn)品抽樣檢驗來說,原假設(shè)與備擇假設(shè)的地位是平等的,而且在計算過程里,忽視了本質(zhì)上兩個假設(shè)是允許同時成立的本原,否則Wallis經(jīng)典公式便不成立。

    將k法的下限計量檢驗的判定規(guī)則更“準(zhǔn)確”地表達(dá)為:

    原假設(shè)成立即當(dāng) μ=μ0時

    備擇假設(shè)成立即當(dāng) μ=μ1時

    于是當(dāng)總體/批方差σ2已知時,若服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布;當(dāng) μ=μ1時也服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布;則有:

    聯(lián)立這兩個方程即可得到優(yōu)美無比的經(jīng)典公式。換個角度看,這說明在單側(cè)計量檢驗問題里原假設(shè)與備擇假設(shè)的地位是平等的,允許同時成立。這與統(tǒng)計學(xué)的判別分析相似,基于這樣的分析,可以給出一下推導(dǎo):

    設(shè)方差未知但相等,中心極限定理成立,將μ0與μ1一視同仁則:

    于是:

    這里的公式極其簡潔,完全可與總體方差已知時Wallis公式相媲美,且與Wallis公式的聯(lián)系十分清晰,只是以t分布代替標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布而已。從檢索結(jié)果看,這個結(jié)果應(yīng)歸功于中國學(xué)者。需要注意的是,這是精確的結(jié)果,比起前述教科書的近似結(jié)果:不僅精確而且簡潔,更容易解釋。

    美中不足的是:

    公式右邊存在以n為自變量的參數(shù),為了克服這一缺陷,國內(nèi)學(xué)者提出的解決方法大致有三種:

    (1)基于t分布與標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的近似關(guān)系,直觀地提出了在Wallis公式中用樣本方差替代了總體方差的解決辦法;

    (2)利用命名為動差法的解決辦法,逐漸加大n進(jìn)行試調(diào)查,直至樣本方差穩(wěn)定,然后在Wallis公式中用樣本方差替代了總體方差;

    (3)以假設(shè)值代入精確公式,算出相應(yīng)參數(shù)的手段并編成表備查,現(xiàn)行國標(biāo)即采用這種方法。

    第一種解決方法實質(zhì)是以標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布近似代替t分布,樣本量較小時弊端明顯;第二種解決方法關(guān)于總體方差的估計誤差較小,其樣本量必偏大;第三種是目前最好的解決辦法,但通過列出不同的有限的α,β等試算結(jié)果,編制成表讓使用者查表,既不靈活也比較繁瑣,更不適應(yīng)當(dāng)今計算機(jī)及軟件普及的情況。

    針對第三種解決方法的這一瑕疵,本文發(fā)現(xiàn)編制表格本質(zhì)上屬于迭代,所以完全可以嘗試通過迭代法求得最終的n,步驟是:首先以 zα和 zβ代替 tα(n-1)和 tβ(n-1),求出一個n*,將n*代入等式右端 tα(n-1)和 tβ(n-1),求出新的n*;重復(fù)上述步驟直至n*穩(wěn)定下來不再變化為止。嘗試的結(jié)果表明,不論是初值是小還是大,不管離真值是遠(yuǎn)還是近,收斂速度都很快。究其原因,應(yīng)是得益于t分布與標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的高度近似,比較t分布和標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布圖容易發(fā)現(xiàn),兩者差異的確不大,且差異隨n增加而快速減小。見圖1所示。

    圖1 標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布與t分布密度曲線

    2 數(shù)值模擬

    表1 第一例數(shù)值迭代過程表

    在該例中,只經(jīng)過三步即得到收斂的結(jié)果(見表1),且與依近似公式:

    所得樣本量結(jié)果一樣,但t值有所不同,近似的為0.46,依精確公式計算的為0.470727。

    表2 第二例數(shù)值迭代過程表

    如表2所示,3次迭代結(jié)果穩(wěn)定于:

    但若依近似公式則為:

    可見,在方差較大時,即使需要比較精密的檢驗時,兩者結(jié)果相差不大,這大概是Wallis近似公式能夠“長盛不衰”的緣故。但當(dāng)方差較小時,兩者的差異是較大的:見表3所示,上例中的方差由256調(diào)到25,則依近似公式樣本量是7,依精確公式迭代是11。

    將這些例子的結(jié)果與哥倫比亞大學(xué)統(tǒng)計教研室的結(jié)果進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn),精確公式比近似公式更加接近。其實由于Wallis近似公式:

    表3 方差較小時的數(shù)值迭代過程表

    公式右端第二項是一個只與α有關(guān)的常數(shù)項,與n無關(guān),不會像精確公式那樣隨n增加而收斂于總體方差已知的Wallis經(jīng)典公式。這是很明顯的瑕疵。瑕疵源于:

    本文進(jìn)一步發(fā)現(xiàn),新的精確公式雖然結(jié)論正確,但推導(dǎo)過程卻也存在瑕疵。原本的判定原則:

    當(dāng)μ≥μ0時,認(rèn)為該批產(chǎn)品是合格的;

    當(dāng)μ<μ1時,認(rèn)為該批產(chǎn)品不合格。

    與后來推出完美公式的k法的右側(cè)計量檢驗的判定規(guī)則:

    當(dāng) μ=μ0時,P{yˉ≥k}=1-α

    當(dāng) μ=μ1時,P{yˉ≥k}=β

    并不具一一對應(yīng)的等價性,很明顯,原本的規(guī)則中μ≥μ0和μ<μ1都是實數(shù)軸上的一個區(qū)間,而后來的μ=μ0和μ=μ1都是一個點。更何況:

    事實上,演算表明k與μ0之間的概率遠(yuǎn)小于理論上的0.5-α,足以表明所謂若服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的似是而非。

    3 結(jié)論

    樣本量過大和過小都有弊端。如何合理確定樣本量是產(chǎn)品抽查檢驗方案的重要內(nèi)容之一??茖W(xué)的抽查檢驗有助于公平維護(hù)賣方和買方雙方的權(quán)益和利益,促進(jìn)社會進(jìn)步,減少交易糾紛,降低抽檢成本。鑒于產(chǎn)品質(zhì)量檢驗的重要性,對抽驗方案的哪怕些微改進(jìn)都是很有益處的,對于正處在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型產(chǎn)品升級由制造大國向制造強(qiáng)國奮進(jìn)的中國來說,更具價值,附帶地還可能有助于爭取國際標(biāo)準(zhǔn)方面的話語權(quán)和存在感。同時,上面的推導(dǎo)雖然以產(chǎn)品檢驗為背景,但其方法可以推廣與任何基于給定兩類錯誤的如醫(yī)學(xué)試驗、風(fēng)險控制等統(tǒng)計檢驗領(lǐng)域。

    參考文獻(xiàn):

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