馬蓉，朱海群，陳頡

(1.新鄉(xiāng)市高新建設(shè)工程質(zhì)量檢測有限公司，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)工程實驗室管理中，人員素質(zhì)與水平的考察對實驗室是至關(guān)重要的。一個實驗室的水平高低優(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)工程實驗室管理中，經(jīng)常需要開展能力驗證、人員比對、操作觀察來證明人員能力。溫巧夫［3］采用t檢驗法證明手機電池的“下模寬度”，對關(guān)鍵質(zhì)量特性造成顯著性影響，需要重點改善。郝項超［4］采用偏最小二乘logistic方法對企業(yè)財務(wù)危機進行預(yù)測，檢驗顯示預(yù)測結(jié)果更加穩(wěn)健和可靠。本文以數(shù)理統(tǒng)計學(xué)［5］的假設(shè)檢驗理論為依據(jù)，應(yīng)用多種假設(shè)檢驗的方法對采集的實驗數(shù)據(jù)進行量化分析，來評定實驗操作過程對實驗結(jié)果影響有無顯著性差異。

1 假設(shè)檢驗的理論依據(jù)

一般來說，若某一隨機變量是受多種相互獨立的隨機因素的影響，而每一種隨機因素所起的作用又是極其微小的，那么該隨機變量就近似服從正態(tài)分布［6］。實驗室的檢測數(shù)據(jù)看來毫無規(guī)則，但它們在總體上服從正態(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，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，則實際累計概率與理論累計概率應(yīng)該基本一致，則圖中數(shù)據(jù)點應(yīng)和理論直線(對角線)基本重合［6］。同時采用 Kolmogorov－Smirnov單樣本檢驗法對樣本數(shù)據(jù)進行正態(tài)分布檢驗，證明樣本數(shù)據(jù)總體服從正態(tài)分布。

1.2 兩批試驗服從同一分布的證明

采用兩個獨立樣本Mann－Whitney Test檢驗法，通過檢驗兩個總體分布各自的中心位置是否相同，證明兩批實驗數(shù)據(jù)是否取自同一總體。如果兩個總體分布的中心位置相同，則兩個樣本中各數(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］。

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

1.3 數(shù)據(jù)的隨機性證明

采用游程Runs檢驗法檢驗數(shù)據(jù)的隨機性，檢驗兩人的操作方法對實驗結(jié)果影響有無顯著差異。游程Runs檢驗用于判斷樣本數(shù)據(jù)的順序是否為隨機［6］。如果計算結(jié)果的顯著性水平 ＞0.05，接受假設(shè)檢驗;兩人得到的實驗數(shù)據(jù)隨機性無顯著差異，證明兩人的實驗操作方法無本質(zhì)的差別，實驗數(shù)據(jù)是隨機產(chǎn)生的。如果顯著性水平＜0.05，則拒絕假設(shè)檢驗，說明實驗可能存在系統(tǒng)誤差或隨機誤差，此時需要對計算結(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)，從而改進實驗室的管理水平。

2 實驗方法

計算工具采用SPSS12.0進行計算。假設(shè)顯著性水平α=0.05。試驗機采用經(jīng)過技術(shù)監(jiān)督部門檢定合格的同一臺實驗設(shè)備，試驗機型號為天辰WDW－10。實驗材料采用耐堿玻璃纖維網(wǎng)布。檢測項目為經(jīng)向和緯向的初始拉伸斷裂強力(N/50 mm)，檢測標(biāo)準(zhǔn)采用 JGJ144－2004、GB/T 7689.5－2001。參加實驗人員為茹女士和孟女士。

根據(jù)檢測標(biāo)準(zhǔn)［7］規(guī)定，試樣制備尺寸為寬度50 mm、長度350 mm;試樣數(shù)量緯向、經(jīng)向各10片;拉伸速度100 mm/min;實驗環(huán)境溫度23℃ ±2℃，相對濕度50% ±10%;夾具間的有效長度為200 mm±2 mm。操作時，將試樣放入一夾具中，使試樣的縱向中心軸線通過夾具的前沿中心，在整個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)計強力的1% ±0.25%。啟動活動夾具，拉伸試樣至破壞，記錄最終斷裂強力。

3 實驗結(jié)果與分析

3.1 單樣本K－S檢驗結(jié)果分析

從表1可見，單樣本K－S檢驗結(jié)果中，茹女士的經(jīng)向、緯向統(tǒng)計量Z值分別低于孟女士的經(jīng)向、緯向統(tǒng)計量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，則從這樣一個正態(tài)分布的總體中按照現(xiàn)有樣本量進行經(jīng)向、緯向抽樣，平均每100次中會有96.6次和80.9次得到實際數(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偏低。從這樣一個正態(tài)分布的總體中按照現(xiàn)有樣本量進行經(jīng)向、緯向抽樣，平均每100次中會有60.0次和74.9次得到實際數(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)有點偏離正態(tài)分布?？梢耘卸吓康膶嶒灢僮鬟^程出現(xiàn)了異常，應(yīng)該根據(jù)實驗室制定的程序文件和操作手冊進行糾偏。

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)點和理論直線(對角線)基本重合。繼續(xù)觀察茹女士的趨勢正態(tài)P－P圖，茹女士的經(jīng)向拉力值實際分布和理論分布相差很小，數(shù)據(jù)點較均勻的分布在y=0這條直線的上下，其殘差絕對值基本不超過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)點和理論直線(對角線)基本不重合，經(jīng)向數(shù)據(jù)點實際分布呈水平直線狀，孟女士的經(jīng)向拉力值實際分布和理論分布相差較大。繼續(xù)觀察孟女士的趨勢正態(tài)P－P圖，殘差有非常明顯的波動趨勢，且多數(shù)絕對值超過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)點和理論直線(對角線)基本重合，有個別數(shù)據(jù)點偏離對角線較遠。繼續(xù)觀察茹女士的趨勢正態(tài)P－P圖，茹女士的緯向拉力值實際分布和理論分布相差不大，數(shù)據(jù)點較均勻的分布在y=0這條直線的上下，其殘差絕對值多數(shù)不超過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)點和理論直線(對角線)基本不重合，緯向數(shù)據(jù)點實際分布呈水平直線狀，孟女士的緯向拉力值實際分布和理論分布相差較大。繼續(xù)觀察孟女士的趨勢正態(tài)P－P圖，可見孟女士的緯向拉力值實際分布和理論分布相差較大，殘差有非常明顯的波動趨勢，其殘差絕對值多數(shù)超過0.05且部分絕對值超過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，可以判定其有點偏離正態(tài)分布。

根據(jù)實驗分析結(jié)果，孟女士承認在用拉力機進行實驗時，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，引起了實驗結(jié)果異常，實驗受人為因素影響大。

表2 2個獨立樣本Mann－Whitney檢驗結(jié)果Tab.2 Two independent samples Mann －Whitney test results

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

因此，通過單樣本K－S檢驗結(jié)果和正態(tài)PP圖，可以判定實驗數(shù)據(jù)是否服從或近似服從正態(tài)分布，可以判定實驗過程是否處于受控狀態(tài)。

3.2 兩個獨立樣本Mann－Whitney檢驗結(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驗數(shù)據(jù)確是取自同一總體，則實驗設(shè)備不隨時間變化，不必調(diào)整實驗設(shè)備，實驗過程沒有顯著性差別。

3.3 數(shù)據(jù)的隨機性檢驗結(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大于孟女士，可以認為茹女士的實驗數(shù)據(jù)獨立性更好一些，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驗數(shù)據(jù)獨立性就差很多。這時就要提醒孟女士注意檢查實驗數(shù)據(jù)采集過程是否異常了。

4 結(jié)論

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

2)采用Kolmogorov－Smirnov單樣本檢驗法可以對樣本數(shù)據(jù)進行正態(tài)分布的檢驗。

3)采用兩個獨立樣本Mann－Whitney Test檢驗法，通過檢驗兩個總體分布各自的中心位置是否相同，可以證明兩批實驗數(shù)據(jù)是否取自同一總體。

4)采用游程Runs檢驗法檢驗數(shù)據(jù)的隨機性，可以檢驗兩人的操作方法對實驗結(jié)果影響有無顯著差異。

5)評估實驗過程是否有本質(zhì)的差別，可以應(yīng)用假設(shè)檢驗的方法進行量化分析。通過多角度對實驗數(shù)據(jù)的量化分析，可以評定實驗操作過程對實驗結(jié)果影響有無顯著性差異，評定實驗數(shù)據(jù)采集過程是否出現(xiàn)異常，據(jù)此可以促進實驗室管理。

［1］國家認證認可監(jiān)督管理委員會.實驗室資質(zhì)認定工作指南［M］.北京:中國計量出版社，2010.

［2］國認函［2006］141號，實驗室資質(zhì)認定評審準(zhǔn)則［S］.

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

［4］郝項超，梁琪.企業(yè)財務(wù)危機預(yù)警:偏最小二乘logistic方法的應(yīng)用［J］.管理工程學(xué)報，2010，24(5):100.

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

［6］張文彤.SPSS12.0統(tǒng)計分析基礎(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力和斷裂伸長的測定［S］.