STATISZTIKAI IRODALMI FIGYEDÖ
341
2. Az 1. sz. segédtáblázatból a ,,redu—
kált Z" értékek segítségével megha—
tározható a közölt eloszlás elméleti át—
laga és standard eltérése az adott minta—
nagyság mellett. Példánkban n : 36; az átlag (),5410; a standard eltérés 1,1313.
1. sz. segédtábla. A redukált ,,Z" értékek állaga és standard eltérése különböző nagyságú mintákna'l
Minta- Á Standard Minta— Á Standard Minta- Á Standard
nagyság tlag eltérés nagyság tlag eltérés nagyság tlag eltérés
15 0,5128 1,0206 40 0,5436 1,1413 65 0,5535 msos
16 0,5135 1,0301 41 0 5442 1,1486 66 0,5538 1,1814
17 0,5174 10384 42 0 0448 1,1458 67 05540 1,1s24
18 O,.5196 1,o471 43 0 0453 1,1480 68 0,5543 1,1834
19 0,5217 Losss 44 O,.)458 14499 69 0,5545 1,1844
45 0,5403 1,1519
20 0,5230 1,0628 46 (),5468 1,1538 70 0,5548 1,1854
21 0,5252 ],0696 47 0,5475 1,1557 71 0,5550 uses
22 0,5268 1,0754 48 0,5477 1,1574 72 0,5552 1,1s73
23 (),5283 1,0811 49 0,54s1 1,1590 73 o,5555 1,1881
24 (),5296 1,0864 74 0,5557 1,1s90
25 0,5309 1,0915 50 0 5485 1,1607 75 0,5559 1,1898
26 (),5320 1,0901 51 0 5489 1,1023 76 0,5561 1,1906
27 0,5332 1,1004 52 0 5493 1.1638 77 0,5505 1,1915
28 0,5343 1,1047 53 0 5497 1,1658 78 0 5505 1,1923
29 0,5353 1,1086 54 0 5001 1,1667 79 0,5567 1,1930
55 0,5504 1,1681
30 0,5302 1,1124 50 0 0508 1,1090 80 0,5569 1,1938
31 05371 1,1159 57 0 5011 1,1708 90 0,5586 1,2077
32 0,5380 1,1193 58 0,5515 1,1721 100 0,5000 120649
33 (),5388 1,1220 59 0 5518 1,1734 150 (),5646 122534
34 05390 1,1255 200 0,5672 123598
35 (),5403 1,1285 60 0,5521 1,1747 Vég- 0,5772 128255
30 0,5410 1,1313 61 05524 1,1759 telen
37 05418 1,1339 62 0,5527 1,1770
38 05424 14303 63 0,5530 1.1782
39 0,5430 mess 64 0,5533 1,1793
3. Kiszámítandó a regressziós vonal 2, sz. segédla'bla. 3 pont meghatározása emelkedése a tényleges és az elméleti a 'egressuos gw'bé"
standard eltérés hányadosaként. A példá— m
Legyen Akkor "Zu Az egyenes
ban: ———3372——— :. 29,35. "H értéke egysznletéében
1,1313 egyem "y értke
4, Az elméleti átlag és a görbe emelke- (1) (2) I (3)
cesenek szorzata kivonando a minta at- 020 _____________ "037588 263 legabol. Az eredmény a modus lesz. 0,50 ... —l—0,36651 51,1 0,95 ... 9297020 127,5
A példában 05410. 2935 : 15,9 és 56,2—
—— 15,9 : 40,3.
5. Meghatározandó a regressziós vonal analitikus formában mint egy egyenes egyenlete, melyben az állandó tag a mo—
dus és a ,,Z" értékek a független változók (az iránytangens a 3. lépésből származik).
Az egyenlet: y : 40,3 4— 29,35 ,,Z".
6. Megállapítandók a 3 pont koordiná-
,. ., m
tai a regressaos vonalon ————n$1 —nek 0,20,
O,50 és O,95—ös értékénél. (Ezek az érté—
kek nemcsak a jelen példában, hanem általában is felhasználhatók.) A megfelelő
,,z" értékeket a 2. számú segédtábla (2)
rovata tartalmazza.
7. Megrajzolandó a három koordináta pár segítségével a ,,szélső érték" —— való- színűségi papiron az egyenes ábrája. (Az ábrát lásd a 342. oldalon.)
8. Berajzolandók a pontok az 1. számú táblázatból a grafikonba. A pontok víz—
szintes koordinátái( a —É——értékek) az n—1—1
alaptáblázat (4) rovatából származnak, a függőleges koordináta pedig a (2)-ből.
9. Ha ellenőrző görbéket is meg kell ha- tározni, akkor a 3. számú segédtábla sze—
rint ki kell számítani az eltéréseket a reg—
ressziós egyenestől.
342
STATISZTIKAI IRODALMI FIGYELÖ200
480
'160
440
420
[(H :
Évi képtár/wki ács-up (l! rio/Ág?- vagy arms? kevesebb *
Iz időszak GZJIJzale'kában furdu/
80 elo" A
400
80
1.0
20
lül!
1 1.5 m Jo§§ 50 g!
E'. S:, scyűrlldlyla, Ellenőrző görbék kiszámllása
Eltérés a reg-
. ,_ L'Lm mm ressziós egye-
Au'llkorn $ 1 " av 1 nestől (4,z—,92xa
, . X.: ' — 2. rovat meg—
(gwnlő Móka felelő értékei)"
(1) (2) (3)
o,]5 ... 1255 ti,]
o,:so ... 1.268 6,2
(),50 ... Lél—ii 7,l.
0.70 ... ],835 9,()
(),80 ... 2241 11,(
(),85 ... 2.585 12,6
A második lenna nagypbb ordiná-
tájú pont ... _, 223
Legnagyobb
nrdínátájú pont . 335)
* E Ezek az értékek más ugyanigy felvehetők.
vizsgálatoknál is
** __,___: 4392, ahol n :: 86, a mintaelcmck
10. A táblázat adatai alapján megraj—
zolandók az ellenőrző görbék. Ha a pon—
tok kétharmad része az ellenőrző görbé—
ken belül esik, akkor az elmélet alkalmaz—
ható.
(Ism.: Csepinszky Andor)
: 70 90
it- mo ofo/léz- biztos/lási issza/v. !: tű tív/űl- a rá;-saság á/fa/ húzna/l 55 tani 4719ng kivárás/' disney/lek ke'/szerese.
A I: idézek femmmdő 6 .rza'za/íl-Jáu, vagy/lt l! árul-501 agyra/- webi—172790 tálak/Mi iii—szeg nagyo—bb fasz mim" a 1—1?sz- ras állag.
997959
má 947580 WEgy raktározási probléma matematikai analízise
Clark, Charles E.: Mathematical analysis of an inventory case. —— Operations Research. 1957. NO.
;). 60.7—643. p.
A cikk speciális raktározási problémát ismertet, amely nem tárgyalható a szoká—
sos matematikai módszerrel. Ennek az az oka, hogy a kereslet olyan nagymérvű
asszimmetriát mutat, hogy nem közelít- hető meg az általánosan alkalmazott való- színűségi eloszlásokkal, mint például a
Poisson-eloszlással vagy a gamma—elosz—lással.
A szerző olyan vállalat problémáinak
ismertetéséből indul ki, amely több, mint
20 000 terméket állít elő és ezeket 75 kü—lönböző raktáron keresztül bocsátja a vásárlók (főként nagyobb kereskedelmi Vállalatok) rendelkezésére. Ha egy raktár valamilyen cikkből egy vásárlót nem tud kielégíteni, akkor három esetet lehet meg- különböztetni: 1. a vásárló vár addig, amíg az utánrendelés megérkezik; 2. a vásárló hajlandó egy másik raktárból vá—
sárolni; 3. a vásárló törli a rendelést. A probléma most már az, hogy a körülmé—
nyek figyelembevételével hogyan lehet meghatározni az egyes termékekre az utánrendelési szintet (X) és az Utánren—