Thuộc tính
Nội dung
Tiếng Anh (English)
Văn bản gốc/PDF
Lược đồ
Liên quan hiệu lực
Liên quan nội dung
Thuộc tính
Tải về
Các bản dự thảo

Đang tải văn bản...

Tiêu chuẩn quốc gia TCVN 4548:2009 về Thống kê ứng dụng - Loại bỏ các giá trị bất thường

Số hiệu:	TCVN4548:2009	Loại văn bản:	Tiêu chuẩn Việt Nam
Nơi ban hành:	***	Người ký:	***
Ngày ban hành:	Năm 2009	Ngày hiệu lực:
ICS:	03.120.30	Tình trạng:	Đã biết

TIÊU CHUẨN QUỐC GIA

TCVN 4548 : 2009

THỐNG KÊ ỨNG DỤNG – LOẠI BỎ CÁC GIÁ TRỊ BẤT THƯỜNG

Applied statistics – Rejection of outliers

Lời nói đầu

TCVN 4548 : 2009 thay thế cho TCVN 4548-1988;

TCVN 4548 : 2009 do Ban kỹ thuật tiêu chuẩn quốc gia TCVN/TC 69 Ứng dụng các phương pháp thống kê biên soạn, Tổng cục Tiêu chuẩn Đo lường Chất lượng đề nghị, Bộ Khoa học và Công nghệ công bố.

THỐNG KÊ ỨNG DỤNG – LOẠI BỎ CÁC GIÁ TRỊ BẤT THƯỜNG

...

Bạn phải đăng nhập hoặc đăng ký Thành Viên TVPL Pro để sử dụng được đầy đủ các tiện ích gia tăng liên quan đến nội dung TCVN.

Mọi chi tiết xin liên hệ: ĐT: (028) 3930 3279 DĐ: 0906 22 99 66

1 Phạm vi áp dụng

Tiêu chuẩn này quy định quy tắc đánh giá tính bất thường của các kết quả quan trắc và được sử dụng để xử lý số liệu quan trắc của các biến ngẫu nhiên có phân bố chuẩn.

2 Quy định chung

2.1. Giá trị quan trắc là bất thường nếu nó lệch một cách đáng kể so với những giá trị còn lại.

2.2. Giá trị bất thường có thể được tạo ra do mắc phải các sai số thô khi ghi chép, tính toán... Trong trường hợp này, nó không thuộc cùng một tổng thể với các giá trị khác. Do đó phải loại bỏ nó khi ước lượng các tham số của tổng thể (trung bình, phương sai...).

Khi gặp giá trị bất thường, phải xem xét hết sức thận trọng và trước tiên phải tìm hiểu những điều kiện thu được giá trị này.

2.3. Các quy tắc được dùng trong tiêu chuẩn này cần đến giả thuyết về phân bố chuẩn của biến ngẫu nhiên đang xét. Do đó cần kiểm tra giả thuyết về phân bố chuẩn.

2.4. Các quy tắc trong các Điều 3, 4, 5 và 6 về cơ bản giống nhau, chỉ khác nhau ở chỗ là đã biết hoặc chưa biết về giá trị trung bình và độ lệch chuẩn của tổng thể. Quy tắc nêu trong Điều 7 là quy tắc dựa vào tỉ số giữa các độ lệch, không đòi hỏi tính giá trị trung bình và độ lệch chuẩn.

3. Quy tắc đánh giá tính bất thường của các giá trị quan trắc khi không biết trung bình m và độ lệch chuẩn s của tổng thể

...

y₁ £ y₂ £ ... £ y_n

tính trung bình mẫu:

và độ lệch chuẩn mẫu:

Tính:

Với cỡ mẫu n và xác suất a₁, dùng Bảng 1 tra được giá trị h.

Nếu U_n ³ h (U₁ ³ h) thì giá trị nghi ngờ được coi như là bất thường cần phải loại bỏ. Nếu ngược lại thì giá trị đó được coi là bình thường.

...

4. Quy tắc đánh giá tính bất thường của các giá trị quan trắc khi đã biết độ lệch chuẩn s nhưng giá trị trung bình m vẫn chưa biết

Với mẫu đã được sắp thứ tự:

y₁ £ y₂ £ ... £ y_n

tính trung bình mẫu:

và các đại lượng:

Cho trước cỡ mẫu n và xác suất a dùng Bảng 2 để tra giá trị h. Nếu n > 25, dùng Bảng 3.

Nếu t_n ³ h (t₁ ³ h) thì giá trị y_n (y₁) là bất thường. Ngược lại chúng là bình thường.

...

Với mẫu đã được sắp thứ tự:

y₁ £ y₂ £ ... £ y_n

Tính:

Giá trị V_n (V₁) sẽ được so với giá trị h tra trong Bảng 3 ứng với cỡ mẫu n và xác suất a. Nếu V_n ³ h (V₁ ³ h) thì y_n (y₁) được xem là bất thường và loại ra khỏi mẫu. Ngược lại chúng được xem là bình thường.

6. Quy tắc đánh giá tính bất thường của các giá trị quan trắc theo mô đun của độ lệch của chúng so với trung bình

6.1. Trong một số trường hợp xử lý các kết quả quan trắc, cần phải đánh giá tính bất thường của chúng dựa vào độ lệch so với trung bình lớn hơn hs hay nhỏ hơn hs với xác suất a^* cho trước, hoặc nếu s không biết thì thay bằng hs và (-hs).

6.2. Trong trường hợp độ lệch chuẩn chưa biết, cần xác định:

U^* = max |U_k}

...

Đại lượng U^* được so với giá trị h tra trong Bảng 1 với cỡ mẫu n và xác suất a*.

Nếu U^* ³ h thì y_k tương ứng với U^* là bất thường và có thể bỏ được. Trường hợp ngược lại, nó là bình thường.

6.3. Khi đã biết độ lệch chuẩn nhưng chưa biết trung bình, xác định:

t^* = max |t_k|

trong đó:

Đại lượng t^* được so với h tra trong Bảng 2 với cỡ mẫu n và xác suất a^*.

Nếu t^* > h thì y_k có thể được xem là bất thường và loại bỏ. Trong trường hợp ngược lại, nó là bình thường.

...

V^* = max |V_k|

trong đó:

Đại lượng V^* được so với h tra trong Bảng 4 tương ứng với cỡ mẫu n và xác suất a.

Nếu V^* ³ h thì giá trị yk là bất thường và có thể loại bỏ. Trường hợp ngược lại, nó là bình thường.

6.5. Vì a^* » 2a nên để đánh giá tính bất thường của các kết quả theo độ lệch so với trung bình, trong Bảng 1 và Bảng 2, các giá trị của xác suất a^* phải đọc từ phía dưới bảng.

7. Quy tắc Dixon

Với mẫu đã được sắp thứ tự:

y₁ £ y₂ £ … £ y_n

...

Với xác suất a và cỡ mẫu n, tra bảng để tìm giá trị tới hạn h.

Nếu R_1i ³ h thì giá trị nghi ngờ y₁ là bất thường. Ngược lại, nó là bình thường.

Trường hợp giá trị nghi ngờ là y_n thì các thống kê cần tính có dạng:

Nếu nghi ngờ đồng thời có y₁ và y_n tính:

Trong trường hợp này ta có quy tắc hai phía nên xác suất a* = 2a.

Bảng 1 – Giá trị tới hạn h trong trường hợp không biết độ lệch chuẩn s

...

Cỡ mẫu

Giá trị tới hạn h với xác suất a

0,100

0,075

0,050

0,025

...

1,15

1,42

1,60

...

1,83

1,91

1,98

2,03

2,09

2,13

2,17

2,21

2,25

...

2,31

2,34

2,36

2,38

1,15

1,44

1,64

1,77

1,88

...

2,04

2,10

2,14

2,20

2,24

2,28

2,32

2,35

2,38

...

2,44

2,46

1,15

1,46

1,67

1,82

1,94

2,03

2,11

...

2,23

2,29

2,33

2,37

2,41

2,44

2,48

2,50

2,53

...

1,15

1,48

1,72

1,89

2,02

2,13

2,21

2,29

2,36

...

2,47

2,50

2,55

2,58

2,62

2,66

2,68

2,71

Cỡ mẫu

...

0,200

0,150

0,100

0,050

Giá trị tới hạn h với xác suất s^*

a* là xác suất để hay lớn hơn h.

Bảng 2 – Giá trị tới hạn h trong trường hợp đã biết độ lệch chuẩn s nhưng giá trị trung bình m chưa biết

Cỡ mẫu

...

Giá trị tới hạn h với xác suất a

0,100

0,050

0,010

0,005

...

1,497

1,696

...

1,939

2,022

2,091

2,150

2,200

2,245

2,284

2,320

2,352

...

2,409

2,434

2,458

2,480

2,500

2,519

2,538

2,555

2,571

...

1,941

2,080

2,184

2,267

2,334

2,392

2,441

2,484

2,523

...

2,589

2,617

2,644

2,668

2,691

2,712

2,732

2,750

2,768

...

2,800

2,215

2,431

2,574

2,679

2,761

2,828

2,884

2,931

...

3,010

3,043

3,072

3,099

3,124

3,147

3,168

3,188

3,207

...

3,240

3,255

3,269

2,396

2,618

2,764

2,870

2,952

3,019

...

3,122

3,163

3,199

3,232

3,261

3,287

3,312

3,334

3,355

...

3,393

3,409

3,425

3,439

3,453

Cỡ mẫu

0,200

0,100

...

0,010

Giá trị tới hạn h với xác suất a^*

Bảng 3 – Giá trị tới hạn h trong trường hợp độ lệch chuẩn s và trung bình m đã biết

Cỡ mẫu

Giá trị tới hạn h với xác suất a

0,100

0,050

0,010

...

0,001

...

100

250

...

1,282

1,632

1,818

1,943

2,036

2,111

2,172

2,224

2,269

...

2,457

2,559

2,635

2,696

2,792

2,860

3,076

3,339

3,528

...

1,955

2,121

2,234

2,319

2,386

2,442

2,490

2,531

2,568

...

2,799

2,870

2,928

3,015

3,082

3,285

3,534

3,703

2,326

...

2,712

2,806

2,877

2,934

2,981

3,022

3,057

3,089

3,207

...

3,351

3,402

3,480

3,541

3,723

3,946

4,108

2,576

2,807

...

3,023

3,090

3,143

3,188

3,227

3,260

3,290

3,402

3,480

...

3,587

3,662

3,716

3,892

4,108

4,263

3,090

3,290

3,403

...

3,540

3,588

3,628

3,662

3,692

3,719

3,820

3,890

3,944

...

4,054

4,108

4,263

4,465

4,607

Bảng 4 – Giá trị tới hạn h đối với trường hợp độ lệch chuẩn s và trung bình m chưa biết

Cỡ mẫu

Giá trị tới hạn h với xác suất a^*

...

0,200

0,100

0,050

0,020

0,010

0,002

0,001

...

100

250

500

0,674

1,052

1,261

...

1,518

1,605

1,673

1,733

1,787

1,835

2,003

2,118

2,206

...

2,381

2,462

2,698

2,995

3,197

1,281

1,619

1,801

1,929

...

2,091

2,152

2,206

2,246

2,286

2,435

2,543

2,617

2,678

...

2,846

3,055

3,325

3,514

1,646

1,949

2,111

2,226

2,313

...

2,435

2,482

2,522

2,556

2,698

2,792

2,867

2,921

3,008

...

3,278

3,528

3,703

1,964

2,239

2,388

2,489

2,570

2,624

...

2,725

2,765

2,799

2,927

3,015

3,082

3,157

3,224

3,285

...

3,710

3,878

2,327

2,577

2,711

2,806

2,873

2,934

2,981

...

3,065

3,089

3,204

3,285

3,352

3,399

3,480

3,534

3,728

...

4,108

2,577

2,806

2,934

3,022

3,089

3,143

3,190

3,224

...

3,292

3,399

3,480

3,541

3,587

3,662

3,716

3,892

4,108

...

3,089

3,292

3,399

3,480

3,541

3,588

3,629

3,662

3,689

...

3,818

3,892

3,946

3,986

4,054

4,108

4,263

4,465

4,607

...

3,480

3,588

3,662

3,716

3,764

3,804

3,838

3,868

3,892

...

4,054

4,108

4,148

4,214

4,263

4,418

4,607

4,755

Bảng 5 – Giá trị tới hạn ứng với quy tắc Dixon

...

Cỡ mẫu

Xác suất a

0,10

0,05

0,01

0,005

R10

...

0,886

0,679

0,557

0,482

0,434

0,941

...

0,642

0,560

0,507

0,988

0,889

0,780

0,698

0,637

0,994

...

0,821

0,740

0,680

R11

0,479

0,441

...

0,554

0,512

0,477

0,683

0,635

0,597

0,725

0,677

0,639

...

0,517

0,490

0,467

0,576

0,546

0,521

...

0,642

0,615

0,713

0,675

0,649

R22

...

0,492

...

0,454

0,438

0,424

0,412

0,401

0,391

0,382

0,374

0,367

...

0,546

0,525

0,507

0,490

0,475

0,462

0,450

0,440

0,430

...

0,413

0,406

0,641

0,616

0,595

0,577

0,561

0,547

0,535

...

0,514

0,505

0,497

0,489

0,674

0,647

0,624

0,605

0,589

...

0,562

0,551

0,541

0,532

0,524

0,516

0,20

0,10

...

0,01

Xác suất a^*

Phụ lục A

(tham khảo)

Ví dụ ứng dụng các quy tắc đánh giá tính bất thường của các kết quả quan trắc

A.1. Ví dụ 1: Minh họa Điều 3

Độ cứng của 5 quả cầu tháp được cho như sau:

HB 180 182 183 184 196

...

Ta có:

Với n = 5 và a = 0,05, tra Bảng 1 ta tìm được h = 1,67.

Vì U_n > h nên giá trị HB 196 là bất thường và được loại bỏ. Kết luận này có thể rút ra với xác suất cao hơn vì:

n = 5 và a = 0,025 ta có h = 1,72.

A.2. Ví dụ 2: Minh họa Điều 4

Độ cứng của 5 chi tiết được cho như sau:

HB 178 180 184 186 197

Ta có:

...

Do đó:

Trong trường hợp này U_n < h (h = 1,67 với n = 5 và a = 0,05) và do đó giá trị HB 1976 không thể coi là bất thường.

A.3. Ví dụ 3: Minh họa Điều 4

Người ta cho chạy thử 10 lốp ô tô cho đến khi mòn và ghi lại số km như sau:

65 000, 66 160, 65 700, 65 800, 66 500, 67 000, 64 700, 65 000, 64 000, 60 200.

Độ lệch chuẩn s = 970 km

Với mức a = 0,005 giá trị 60 200 km có thể coi là bất thường hay không?

Ta tính:

...

Với n = 10 và a = 0,005 ta có h = 3,122 vì t₁ > h nên có thể coi y₁₀ = 60 200 km là bất thường và có thể loại bỏ.

A.4. Ví dụ 4: Minh họa Điều 5

Xét 12 van có đường kính tính bằng milimet là:

40,00; 40,02; 39,99; 39,98; 40,00; 40,03; 39,99; 39,98; 40,01; 40,08; 40,04; 39,97.

Giả sử độ lệch chuẩn s = 0,024 trung bình m = 40,00.

Giá trị 40,08 mm có được coi là bất thường hay không?

Ta có:

Bằng cách nội suy tuyến tính, nhờ Bảng 3 với n = 12 và a = 0,005 ta tìm được h = 3,335.

...

A.5. Ví dụ 5: Minh họa 6.2

Khi xác định mật độ tích điện, thu được các kết quả sau: 215, 210, 201, 217, 215, 214, 209, 217, 228.

Các giá trị 201 và 228 bị nghi là bất thường. Cần đánh giá theo mô đun của độ lệch so với trung bình.

Tính:

Suy ra

Tra Bảng 1, với n = 11 ta tìm được h = 2,36 và h = 2,23 ứng với các xác suất a^* = 0,05 và a^* = 0,1.

Sau khi nội suy, ta có a^* = 0,092 với h = 2,25. Do đó không thể coi y = 228 là bất thường. Điều tương tự cũng đúng cho y = 201.

...

Ta có các kết quả đo sau:

3,68 5,08 1,81 4,45 3,11

2,95 4,65 3,43 4,76 6,35

3,27 3,26 2,75 3,78 4,08

2,48 4,15 4,49 4,51 4,84

Độ chính xác của các phép đo đặc trưng bởi s = 1,00. Hãy xét tính bất thường của các giá trị 1,81 và 6,35.

Ta có:

Tra Bảng 2 với n = 20 ta thấy t^* = 2,46 ứng với xác suất a > 0,20, do đó không có cơ sở để loại giá trị 6,35. Với giá trị y₁ = 1,81 kết luận cũng tương tự.

...