假設(shè)檢驗(yàn)在建設(shè)工程實(shí)驗(yàn)室管理中的應(yīng)用

馬蓉，朱海群，陳頡

(1.新鄉(xiāng)市高新建設(shè)工程質(zhì)量檢測(cè)有限公司，河南 新鄉(xiāng)453000;2.新鄉(xiāng)市市政設(shè)施管理處，河南新鄉(xiāng)453000)

在建設(shè)工程實(shí)驗(yàn)室管理中，人員素質(zhì)與水平的考察對(duì)實(shí)驗(yàn)室是至關(guān)重要的。一個(gè)實(shí)驗(yàn)室的水平高低優(yōu)劣，很大程度上取決于人員素質(zhì)與水平［1］。根據(jù)規(guī)定［2］，在建設(shè)工程實(shí)驗(yàn)室管理中，經(jīng)常需要開展能力驗(yàn)證、人員比對(duì)、操作觀察來(lái)證明人員能力。溫巧夫［3］采用t檢驗(yàn)法證明手機(jī)電池的“下模寬度”，對(duì)關(guān)鍵質(zhì)量特性造成顯著性影響，需要重點(diǎn)改善。郝項(xiàng)超［4］采用偏最小二乘logistic方法對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)危機(jī)進(jìn)行預(yù)測(cè)，檢驗(yàn)顯示預(yù)測(cè)結(jié)果更加穩(wěn)健和可靠。本文以數(shù)理統(tǒng)計(jì)學(xué)［5］的假設(shè)檢驗(yàn)理論為依據(jù)，應(yīng)用多種假設(shè)檢驗(yàn)的方法對(duì)采集的實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行量化分析，來(lái)評(píng)定實(shí)驗(yàn)操作過(guò)程對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果影響有無(wú)顯著性差異。

1 假設(shè)檢驗(yàn)的理論依據(jù)

一般來(lái)說(shuō)，若某一隨機(jī)變量是受多種相互獨(dú)立的隨機(jī)因素的影響，而每一種隨機(jī)因素所起的作用又是極其微小的，那么該隨機(jī)變量就近似服從正態(tài)分布［6］。實(shí)驗(yàn)室的檢測(cè)數(shù)據(jù)看來(lái)毫無(wú)規(guī)則，但它們?cè)诳傮w上服從正態(tài)分布。

1.1 樣本數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布的證明

采用P－P圖檢驗(yàn)，可以直觀顯示樣本數(shù)據(jù)是否符合正態(tài)分布。觀察正態(tài)P－P圖，如果變量服從正態(tài)分布，則實(shí)際累計(jì)概率與理論累計(jì)概率應(yīng)該基本一致，則圖中數(shù)據(jù)點(diǎn)應(yīng)和理論直線(對(duì)角線)基本重合［6］。同時(shí)采用 Kolmogorov－Smirnov單樣本檢驗(yàn)法對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行正態(tài)分布檢驗(yàn)，證明樣本數(shù)據(jù)總體服從正態(tài)分布。

1.2 兩批試驗(yàn)服從同一分布的證明

采用兩個(gè)獨(dú)立樣本Mann－Whitney Test檢驗(yàn)法，通過(guò)檢驗(yàn)兩個(gè)總體分布各自的中心位置是否相同，證明兩批實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)是否取自同一總體。如果兩個(gè)總體分布的中心位置相同，則兩個(gè)樣本中各數(shù)據(jù)的秩次都應(yīng)當(dāng)圍繞著平均秩次(N+1)/2均勻分布;如果和該理論值差別較大，則可以推斷總體的中心位置是有差異的［6］。

如果計(jì)算結(jié)果的顯著性水平＞0.05，接受假設(shè)檢驗(yàn);則兩批實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)取自同一總體，實(shí)驗(yàn)設(shè)備不隨時(shí)間變化，不必調(diào)整實(shí)驗(yàn)設(shè)備。反之則拒絕假設(shè)檢驗(yàn)。

1.3 數(shù)據(jù)的隨機(jī)性證明

采用游程Runs檢驗(yàn)法檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的隨機(jī)性，檢驗(yàn)兩人的操作方法對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果影響有無(wú)顯著差異。游程Runs檢驗(yàn)用于判斷樣本數(shù)據(jù)的順序是否為隨機(jī)［6］。如果計(jì)算結(jié)果的顯著性水平 ＞0.05，接受假設(shè)檢驗(yàn);兩人得到的實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)隨機(jī)性無(wú)顯著差異，證明兩人的實(shí)驗(yàn)操作方法無(wú)本質(zhì)的差別，實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)是隨機(jī)產(chǎn)生的。如果顯著性水平＜0.05，則拒絕假設(shè)檢驗(yàn)，說(shuō)明實(shí)驗(yàn)可能存在系統(tǒng)誤差或隨機(jī)誤差，此時(shí)需要對(duì)計(jì)算結(jié)果中顯著性水平低的操作人員調(diào)整操作方法，找出問題的癥結(jié)，從而改進(jìn)實(shí)驗(yàn)室的管理水平。

2 實(shí)驗(yàn)方法

計(jì)算工具采用SPSS12.0進(jìn)行計(jì)算。假設(shè)顯著性水平α=0.05。試驗(yàn)機(jī)采用經(jīng)過(guò)技術(shù)監(jiān)督部門檢定合格的同一臺(tái)實(shí)驗(yàn)設(shè)備，試驗(yàn)機(jī)型號(hào)為天辰WDW－10。實(shí)驗(yàn)材料采用耐堿玻璃纖維網(wǎng)布。檢測(cè)項(xiàng)目為經(jīng)向和緯向的初始拉伸斷裂強(qiáng)力(N/50 mm)，檢測(cè)標(biāo)準(zhǔn)采用 JGJ144－2004、GB/T 7689.5－2001。參加實(shí)驗(yàn)人員為茹女士和孟女士。

根據(jù)檢測(cè)標(biāo)準(zhǔn)［7］規(guī)定，試樣制備尺寸為寬度50 mm、長(zhǎng)度350 mm;試樣數(shù)量緯向、經(jīng)向各10片;拉伸速度100 mm/min;實(shí)驗(yàn)環(huán)境溫度23℃ ±2℃，相對(duì)濕度50% ±10%;夾具間的有效長(zhǎng)度為200 mm±2 mm。操作時(shí)，將試樣放入一夾具中，使試樣的縱向中心軸線通過(guò)夾具的前沿中心，在整個(gè)試樣寬度上均勻地施加預(yù)張力，然后擰緊另一夾具，預(yù)張力為預(yù)計(jì)強(qiáng)力的1% ±0.25%。啟動(dòng)活動(dòng)夾具，拉伸試樣至破壞，記錄最終斷裂強(qiáng)力。

3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果與分析

3.1 單樣本K－S檢驗(yàn)結(jié)果分析

從表1可見，單樣本K－S檢驗(yàn)結(jié)果中，茹女士的經(jīng)向、緯向統(tǒng)計(jì)量Z值分別低于孟女士的經(jīng)向、緯向統(tǒng)計(jì)量Z值，經(jīng)向、緯向近似顯著性概率均高于孟女士的經(jīng)向、緯向近似顯著性概率。如果原假設(shè)成立，則從這樣一個(gè)正態(tài)分布的總體中按照現(xiàn)有樣本量進(jìn)行經(jīng)向、緯向抽樣，平均每100次中會(huì)有96.6次和80.9次得到實(shí)際數(shù)據(jù)和理論分布之間的差值K等于甚至大于現(xiàn)有樣本的K值，這顯然是一個(gè)很平常的事情。因此，樣本數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布的假設(shè)。

而孟女士的經(jīng)向、緯向近似顯著性概率有點(diǎn)偏低。從這樣一個(gè)正態(tài)分布的總體中按照現(xiàn)有樣本量進(jìn)行經(jīng)向、緯向抽樣，平均每100次中會(huì)有60.0次和74.9次得到實(shí)際數(shù)據(jù)和理論分布之間的差值K等于甚至大于現(xiàn)有樣本的K值，樣本數(shù)據(jù)有點(diǎn)偏離正態(tài)分布。可以判定孟女士的實(shí)驗(yàn)操作過(guò)程出現(xiàn)了異常，應(yīng)該根據(jù)實(shí)驗(yàn)室制定的程序文件和操作手冊(cè)進(jìn)行糾偏。

從圖1中觀察茹女士的經(jīng)向正態(tài)P－P圖，可見圖中數(shù)據(jù)點(diǎn)和理論直線(對(duì)角線)基本重合。繼續(xù)觀察茹女士的趨勢(shì)正態(tài)P－P圖，茹女士的經(jīng)向拉力值實(shí)際分布和理論分布相差很小，數(shù)據(jù)點(diǎn)較均勻的分布在y=0這條直線的上下，其殘差絕對(duì)值基本不超過(guò)0.05，因此可以判定茹女士的經(jīng)向拉力值基本上服從正態(tài)分布。

表1 單樣本K－S檢驗(yàn)結(jié)果Tab.1 Single－sample K －S test results

從圖2中觀察孟女士的經(jīng)向正態(tài)P－P圖，可見圖中數(shù)據(jù)點(diǎn)和理論直線(對(duì)角線)基本不重合，經(jīng)向數(shù)據(jù)點(diǎn)實(shí)際分布呈水平直線狀，孟女士的經(jīng)向拉力值實(shí)際分布和理論分布相差較大。繼續(xù)觀察孟女士的趨勢(shì)正態(tài)P－P圖，殘差有非常明顯的波動(dòng)趨勢(shì)，且多數(shù)絕對(duì)值超過(guò)0.1，由此可見，變量的原始數(shù)據(jù)與正態(tài)分布的理論數(shù)據(jù)相差較大，可以判定其有點(diǎn)偏離正態(tài)分布。

圖3中觀察茹女士的緯向正態(tài)P－P圖，可見圖中數(shù)據(jù)點(diǎn)和理論直線(對(duì)角線)基本重合，有個(gè)別數(shù)據(jù)點(diǎn)偏離對(duì)角線較遠(yuǎn)。繼續(xù)觀察茹女士的趨勢(shì)正態(tài)P－P圖，茹女士的緯向拉力值實(shí)際分布和理論分布相差不大，數(shù)據(jù)點(diǎn)較均勻的分布在y=0這條直線的上下，其殘差絕對(duì)值多數(shù)不超過(guò)0.05，因此可以判定茹女士的緯向拉力值基本上服從正態(tài)分布。

圖4中觀察孟女士的緯向正態(tài)P－P圖，可見圖中數(shù)據(jù)點(diǎn)和理論直線(對(duì)角線)基本不重合，緯向數(shù)據(jù)點(diǎn)實(shí)際分布呈水平直線狀，孟女士的緯向拉力值實(shí)際分布和理論分布相差較大。繼續(xù)觀察孟女士的趨勢(shì)正態(tài)P－P圖，可見孟女士的緯向拉力值實(shí)際分布和理論分布相差較大，殘差有非常明顯的波動(dòng)趨勢(shì)，其殘差絕對(duì)值多數(shù)超過(guò)0.05且部分絕對(duì)值超過(guò)0.1，由此可見，變量的原始數(shù)據(jù)與正態(tài)分布的理論數(shù)據(jù)相差較大，可以判定其有點(diǎn)偏離正態(tài)分布。

根據(jù)實(shí)驗(yàn)分析結(jié)果，孟女士承認(rèn)在用拉力機(jī)進(jìn)行實(shí)驗(yàn)時(shí)，未將夾具加緊耐堿玻璃纖維網(wǎng)布，夾具與耐堿玻璃纖維網(wǎng)布之間出現(xiàn)滑動(dòng)，引起了實(shí)驗(yàn)結(jié)果異常，實(shí)驗(yàn)受人為因素影響大。

表2 2個(gè)獨(dú)立樣本Mann－Whitney檢驗(yàn)結(jié)果Tab.2 Two independent samples Mann －Whitney test results

表3 數(shù)據(jù)隨機(jī)性游程Runs檢驗(yàn)Tab.3 Data randomness Runs test

因此，通過(guò)單樣本K－S檢驗(yàn)結(jié)果和正態(tài)PP圖，可以判定實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)是否服從或近似服從正態(tài)分布，可以判定實(shí)驗(yàn)過(guò)程是否處于受控狀態(tài)。

3.2 兩個(gè)獨(dú)立樣本Mann－Whitney檢驗(yàn)結(jié)果分析

從表2可見，經(jīng)向和緯向的精確顯著性概率(雙尾)分別為0.853和0.796，都大于給定的顯著性水平0.05，證明茹女士和孟女士的實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)確是取自同一總體，則實(shí)驗(yàn)設(shè)備不隨時(shí)間變化，不必調(diào)整實(shí)驗(yàn)設(shè)備，實(shí)驗(yàn)過(guò)程沒有顯著性差別。

3.3 數(shù)據(jù)的隨機(jī)性檢驗(yàn)結(jié)果分析

由表3可見，茹女士經(jīng)向和緯向相應(yīng)的近似顯著性概率分別為1.000和0.737，孟女士經(jīng)向和緯向相應(yīng)的近似顯著性概率分別為0.737和0.314，顯然兩人的顯著性概率均大于所設(shè)定的顯著性水平0.05，因此不能拒絕原假設(shè);但是茹女士的顯著性概率遠(yuǎn)大于孟女士，可以認(rèn)為茹女士的實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)獨(dú)立性更好一些，收集到的數(shù)據(jù)的順序是不相關(guān)的;而孟女士收集到的實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)獨(dú)立性就差很多。這時(shí)就要提醒孟女士注意檢查實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)采集過(guò)程是否異常了。

4 結(jié)論

1)采用P－P圖檢驗(yàn)，可以直觀顯示樣本數(shù)據(jù)是否符合正態(tài)分布，可以判定實(shí)驗(yàn)操作過(guò)程是否出現(xiàn)了異常。

2)采用Kolmogorov－Smirnov單樣本檢驗(yàn)法可以對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行正態(tài)分布的檢驗(yàn)。

3)采用兩個(gè)獨(dú)立樣本Mann－Whitney Test檢驗(yàn)法，通過(guò)檢驗(yàn)兩個(gè)總體分布各自的中心位置是否相同，可以證明兩批實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)是否取自同一總體。

4)采用游程Runs檢驗(yàn)法檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的隨機(jī)性，可以檢驗(yàn)兩人的操作方法對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果影響有無(wú)顯著差異。

5)評(píng)估實(shí)驗(yàn)過(guò)程是否有本質(zhì)的差別，可以應(yīng)用假設(shè)檢驗(yàn)的方法進(jìn)行量化分析。通過(guò)多角度對(duì)實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)的量化分析，可以評(píng)定實(shí)驗(yàn)操作過(guò)程對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果影響有無(wú)顯著性差異，評(píng)定實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)采集過(guò)程是否出現(xiàn)異常，據(jù)此可以促進(jìn)實(shí)驗(yàn)室管理。

［1］國(guó)家認(rèn)證認(rèn)可監(jiān)督管理委員會(huì).實(shí)驗(yàn)室資質(zhì)認(rèn)定工作指南［M］.北京:中國(guó)計(jì)量出版社，2010.

［2］國(guó)認(rèn)函［2006］141號(hào)，實(shí)驗(yàn)室資質(zhì)認(rèn)定評(píng)審準(zhǔn)則［S］.

［3］溫巧夫，李敏強(qiáng)，王海波.假設(shè)檢驗(yàn)在6σ管理中的應(yīng)用［J］.科技管理研究，2004，11(5):194.

［4］郝項(xiàng)超，梁琪.企業(yè)財(cái)務(wù)危機(jī)預(yù)警:偏最小二乘logistic方法的應(yīng)用［J］.管理工程學(xué)報(bào)，2010，24(5):100.

［5］茆詩(shī)松，王靜龍，濮曉龍.高等數(shù)理統(tǒng)計(jì)［M］.北京:高等教育出版社，2004.

［6］張文彤.SPSS12.0統(tǒng)計(jì)分析基礎(chǔ)教程［M］.北京:高等教育出版社，2004.

［7］GB/T7689.5－2001，玻璃纖維拉伸斷裂強(qiáng)力和斷裂伸長(zhǎng)的測(cè)定［S］.