Составители:
234
то наблюдения прекращаются, проверяемая гипотеза H
0
отклоняется и
принимается альтернативная гипотеза H
0
.
3. Если B
p
p
n
n
≤
0
1
(7.5)
то наблюдения прекращаются и принимается проверяемая гипотеза Н
0
.
Заметим, что если для некоторой выборки р
1n
= р
0n
=0, то величину
n
n
p
p
0
1
приравнивают единице. Если окажется, что р
0n
= 0, р
1n
> 0, то считается
выполненным неравенство (7.4) и Н
0
отвергается.
Постоянные А и В определяются так, чтобы критерий имел наперед заданную
силу (α, β). Применительно к одной из рассматриваемых задач это означает
требование, чтобы вероятность признать партию изделий бракованной при р ≤ р
о
была бы не больше α, а вероятность признать партию изделий годной при р ≥ p
1
была 'бы не больше β. А. Вальд показал в [114], что для большинства практических
случаев можно принимать, что
α
β
−
=
1
A и
α
β
−
=
1
B (7.6)
Доказано также, что
число наблюдений в рассматриваемом критерии
ограничено,
т. е. с вероятностью единица процесс окончится.
На практике бывает удобнее неравенства (7.3), (7.4), (7.5) .прологарифмировать,
так как проще вычислять не произведение (7.2), а его логарифм. В решении
задачи эта рекомендация будет реализована.
7.3. Задача о проверке качества партии однотипных изделий
медицинского назначения
Чтобы лучше понять процедуру описанного выше метода последовательного
анализа в действии, рассмотрим задачу определения параметра биномиального
распределения — р.
Именно к этой задаче сводится задача о проверке качества партии
однотипных изделий медицинского назначения. Действительно, пусть в партии
всего N изделий, среди них — N
0
бракованных. Отношение N
0
/N = p, во-первых,
Страницы
- « первая
- ‹ предыдущая
- …
- 232
- 233
- 234
- 235
- 236
- …
- следующая ›
- последняя »
