ESTADISTICA ESPAÑOLA n ú m. 101, 1983, págs. 67 a 76 Gráfico de control en un modelo multiplicativo por MIGUEL GUTIERREZ FERNANDEZ ETS de Ingenieros Industriales de Sevilla RESUMEN En e^te trabujo ^e considera un modelo multiplicativo de errore^, los cuales tie consideran idéntic^ e independientemente distribuidos entre tií. Dicho modelo se pre^enta en aquelloti fenómenoti que siguen Id teoría de lo^ etecto^ proporcionale^, de amplia uplicdción en numerosos campos, tale^ como el mantenimiento de equipos que sufren un deterioro progre^;ivo. f'r^lc^hrrc.l^ c^lcr^^c^: M^ntenimiento, control de calidad, modelos explicativos. l, I NTRCJUUCC IC^N Hrecuentemente se presentdn situaciones en las que la característica medible es el resultucio de numerosas cau^a^ independientes, que no ^;on susceptible^ de medición directd, cuyo^^ et'ectoti son variables aledtoria^ multiplicativas. La aditividad de lu:^ correspondientes funciones logarítmicas y el Teorema Centrdl del Límite justifican, en tale^ situacione^^ , modeliz^ir el tenómeno en cue^tión mediante una ley logarítmiconarmdl. Ejemplos _de lo anterior los tenemos en todos aquellos fenómenos para los que e^ v^lida la denominacia «teoríu de los efectoy proporciondles», según Ia cual, el valor observa^io en ld ^r-tiimd etapa e^ un porcentaje uleatorio del valor observado en la etap^ f^I^ t 1"TA[7itiT[(^A f^tiPA!^f()[_A 11-^Ima. E:tit^l tiltU^lC:IUn 1e ^r-e^ent^i cOn trecuenci^i en rrohlema^ de m^ntenimientc^ (tl - ^i^^ eyui^c^^^ en lu^ yue el cleteric^rc^ cie ciertu^ cc^rm^c^nente^ tiene lugar en et^^^^ ^rc^^r-e^i^ ^r^, c:un^,i^ier^^nclc^^e yue nu hay nece^idac( de intervenir ^iempre y cuancio el ^ieteri^^r^^ me^iie^, M, ^r lu I^^r^;c^ cie un pericx}o cie lon^,ituci, T, no exceci^i cie un nivel ^re^letermin^ ^^1u N. Situ^rcie)ne^ ^imil^re^ ^ueden cidr^e en la retiracid de depó^ito^ munet^rriu^ ^c^r ^.rrte r`ie lu^ trcreedore^ cie un^i entic(act cie crédito, el tam^ño cie un ^^r^^ini^rnu cuyu crecimient^^ ^e ^ehe ^i numeru^u^ im^ul^o^ ^equeñoti, etc. ^. .^N.^^1.1:^1^ l^F 1_ MOt)Ei_(:) ^e^r X( t, ! el cunj^rntu ^ie meciicia^ corre^^un^iiente^ ^i I^s oh^ervaciune^ tomd^i^^s en lu^ tiem^u^ r^, i-= l, ?. ..., tl, I^^^ cuale^ ^u^un^#remo^ que ^on valore^ aleutoriu^ incie^en^iiente^ e i^éntic^imente eii^trihuida^ con c(i^tribuc:ic^n lugnorm^il y sea N el umhral u ni^el ^er-rni^ihle ^le cieteric^ro que, ca^o de ^er excec^iciu, exige una accic^n currectur^^ . A lu I^ir^u ^ie un ^eríociu c^e cluración T, el cieterioro medio pracíucido es 1 ^ M= T E[ X( r )j clt 0 [1j Cun uhjetu ^ie yue el ^roceciimientu sea independiente cíel mdteriul que tiut^re el ^eteri^^ru, ti^it^icirremc^^ I^l^ oh^erv^iciune^ en Id t^rm^i ^iguiente .^^; ^ _^" ( r ; ) -- X(tr) [Zj ce^n lu que el rrmhr^il rel^rtivu cie cteterioro ser^ ^iempre la uniddci. ^i ^i ^^if-tir^ ^e I^i^ uhtierv^iciune^ relativa^ .t^; consicierdmu^; unas nuev^^ vdridble^+ ^^,, .^, _= 1l}'^', I^i hi^c^tetii^, mencic^n^c(a cie lugnormaliddci c1e Id., varidhle^ .i-; implica que la^ ^uri^ihle^ ^^, ^e ^ii^trihuyen nurmalmente, ti^; E N(µ, cs). l.c^ anterior eyuiv^ile ^i un madelo multi^licativo cie errore^ para las ob^ervacione^ rel^itiv^rti .^-1 r; ) = ^^^ (r; )E; [ 3j ^ienciu n^ ( r, l^in^i vtiri^ihle m^itemátic^i y E^ unu variable aleatoria lognormal con E( lug E; j= 0 ( 4j V^rr [ Iv^; E; j= cs^ [ Sj GRAFIC'O DE CONTROL. EN UN MODFLO MULTIPLICATIVO y por consiguiente ^ ^. ^: c• = ln 10 E(E!( = 10 ^ Var tE ;)= 10`^^[ 10`'^^ - 1) [ 7) µ= E[ l08 -r; l- log ^» (1; ) ( K^ ^ ^ + _^^^^ M --- - l0 2 N 3. [ b] ( 9) FORMULACION DEL CONTRASTE Lds hipótesis nula y dlternativd del test que vamos a realizar son, respectivamente, las siguientes: c^ H^^ : M <_ N^ µ+ -- a^ 2< _ 0 2 [ 10] ^• H, : M> N ^ µ+--62 > 0 2 La decisión entre H„ y H, se realiza de modo que las probabilidades de los errores tipo 1 y tipa I1 no excedan, respectivamente, a valore^ especificados ^c y R. Cuando esto último no se veritica, no se adopta ninguna decisicín. Como vamos a ver a continuación, existe, para las hipótesis anterioreti, un test uniformemente mús potente al nivel de ^;ignificacicín x . Como es ^abido (^^, .^^' ) e^ un estadistico tiuticiente par^^ iµ, a`), siendo i^ -= [ 11 ] n .,^2 [12] _ ;=^ ^r - 1 7U ESTADISTICA E5Pa[^cJLA f'uc^tc^ que I^i di^trihueic^n cc^njunta de t i•, .+' ) eti nt^_N ^= ^n- i^s' _ 2 __ ^,^ 2 ^_F__._ ./^( i^ , .^^ ^ ) f s"^ ^^^ ^ h^^c ie ndu n - t- [ 141 tendremc^s c;^^mu cii^trihución cie las variables (^^ , t) n-3 ,^ ^ r^c^.^) ^ ct-^^) 2 -H ^ - 2^ µ ^ ^ cie mudu que en el símholo de propurcion^lidad queden absorbidos todos los factores yue nu ^ean función de ^^ ni cie t, hubiendo denominacio [ 16] f) - - ^µ- 2^.z Entonces, el construtite dnteriar ( 10) equivale al siguiente: }-{^^ ' t^ > nc• ^ ^ [ 17] nc• H ^ : H < ---- 4 H^ergution ha dernostrado que para las distribuciones del tipo [ 15] existe un test inse^gacio U M P cie tdmañ© x cuya región criticd es i^ >^ (t ), estando determinada e^ (t ) ^i partir de la condiciún ^I^' > ^(t)1t1 ^_ _t. ^^ 4 Ahura hien, teniendu en cuenta que la f.d.d. condicional de [ v/t J es n-3 (t _ l^ ) 2 E^ - 2H.v •f^(i^lt) _ ( 19] n-3 ^^ l t - ti' 2 ^-^'i ^ - zey clti 71 GRAFICO DE C'C)NTROL EN UN MODELO MUL.TIPLICATIVU se tiene que n- 3 ^ ^ (t n - -c_v 2 2 -- .; ^ w^^^ Y[ti^ ^ `p(t)'^^t^^n^. [ 20) n-^ ^^ 4 n - _.._. c• ^ ( t -- i^ ^ ) ^ e ^ u^i^ - v^f Si, ddemáti, tenemo^ en cuenta que el numerador c^e esta últíma expre^ión e^ po^;itivo, la conc^ición [ 20j equivaie a la siguiente: f n-3 v t (1 n - -c_v' - ^'2) 2 f ^ ^ < ^ n-3 ^,' r (1 -^ ^2 ) Z [2^] n -- -c v c' 2 c/1' -^, t 4. REGLA DE DECISION i• = ^_, la anterior regla cie deci^ión se can- Si hacemo^ el camhio c^e variable !r t^^ 1 vierte en la tiiguiente: Rc^c•lic^:.clr H„ sí, y tiúlo tii I , (^ ' i• _ / ^• n!? -^ ac• v^^•2+ n- I.^1 _ ^ n - !I ` ) 2 c' n-3 _ _ n -r,c• CI1' - n ñ I .^ 2 I ( ^^ , •ti• ' ) _ --I (1 _!c `) 2 c^ 2 -- -^_ i -^ .^ / _r + ti " - <x Í 22] clcr _I y c!c•c'^^tcl,- H„ en cu:^o contrario. Puede demotitrarse de una forma tiimilar a[ 22^ que exitite un te^t in^esgado lJM P^1e tdmaño ^3 para contrdstar N ^#•rente d H„ , c uyd regla de dec i^ión e^ I^^ siguie nte : Ac•c'^^tccr H„ si, y^^c^lo tii, 1{i^, .ti^'} > 1-^3 [23J Puesto que con el est j 22], ld probabilidad de error tipo 1 nca excec#e a x, mientr^i^ r tirA[)IS^TI('A E=^P,^1!VO[_A yrft cun t^l te^t ^^?^ ^ , I^i ^rc)h^ihrlrcla^ c^el errc^r- ti^u I I nc) excec^e a^^, I^í re^l^i cte clecisicín ^c)nj^^nt: ^ ^er.i Ace^t^ir N„ ^i, y ^c:ílc) ^i. I ( i•, .^' ^ > ^ -- , Ace^t^ír H, ^i, y^^úlu tii, ll R'. ^` 1 < x N c) tc)m^ir nin^una ^ieci^;icin en cu^lquier c)tru c^i^c). t)h^ér^'e^e yue ^^ir^í /l - ?^^ + 1, ^ _> ^, _ ; ^in^ilíti^.imentc: cit^^irr^)Il^in^iu t 1 E^:I rt,ult^ic^c^ e^ - l^' )` I , l;í^ inie^r^iles I ( ^^, ^` ) ^uec^en calcular^e y calculancte) inte^r^íle^ ciel ti^o ,^r^ 2^c^ -^"cllr. n-3 1 1 - r^' i 2 ll ex^ ---c'r^ ? "._ -, ^, '^, _ ^ + 1 I l l ^^., ^ t 1^ ^. ^ ^ ^'= + Il ^r ( ^^ ) r rr z^ -.^ I ^51 ó (,,^ _ ^ ^ ^ .^;+ r h^ihienclu ^enurnin^icic) _ ^l _, --[' 1' ^ 5. ^^ - 1 , -^ .1 ll il /Il - ^ -= 7 C^kAt^^1CO^ [)E [^EC1S1ON A^^ir-tir cte lu ^interic^r ^e ^uecien ^htener f^cilmente ^rúficc)^ c1e cc)ntr^l (u má^ ^ru^iamente. ^r^iticc^^ cle cieci^icín) en t^uncicín ^ie I^i^ v^iriahle^ c1e cc)ntrc)I ( i', ., ), ^ar^metr'll_^ic.^U^ ^c)r (x, ^i) e inciex^íctc^^ ^ur Ir, númer'u cie c)htierv^icione^ de It^ mue^tr^^. t_^i t•i^ur^i l mue^tr^i 1^iti re^ic^ne^ cte ciecitiiún ^^iru valc^re^ c^e tl, 3^^1 < 25, y^ara ^c = ^^ -= (},OS. (.a t-i^ur^i ? mc,e^trii la^ re^iune^ curreti^unciiente^ cie ^1eci^;i^n ^^ir^í Ic)^ mi^,rnc)^, ^^ilurt'^ cle rr y^^ir^i x._._ ^^ = (3.(}()l . i^O1" cUn^i^lllt'_nIC. Í^1 ^lnt'.^í tr^l)nif'.r^i entre e^ «^eCh^íl_U t,ie ^,» y ^^i «^^ ^) ciecisiún» ^rre^ie uhtener^c.^ cie ^icuerctu cun el ^ruceciimientc) ^interiur: a^ignamc)^ un v^tlc)r ^.^ y cittt'r^min^imu^ c,'I ^^^ilc)r- (^e ^' ^^ir^i ef yue ^e verit^ic^^ I^i i^u^ilci^ct ( 22^, re^itienctc) el rrc)cc^eiimientu ^^ír^i ca^1a unu c^e lu^ v<ilc^re^ c^e .^ . A1 re^re^entar ^r^^tic^imente diver^c)^ ^^^íle>rt^ ^íel ^^ir (.^, i^) ^)htenemu^, ^ie e^t^í ti)rm^i, I^i líne^^ cie ciem^rcacicín entre I^i re^i^n cie « Rec h^irc) cle N„ » y I^i rc^n^i cle « Nu cteei^ic^n» .^'^ir^i uhtener I^i lí ne^i cie ^u^eraci^n GRAF(CO I)i: CONTRO[. EN l?N MOUE:LU Ml^l_TiPL(C'ATIVO 7^ entre la^+ lUndti c^e «Acept;^ciún cle H„» y cte «Nu cieci^ic^n» ha^t^a ^u^tituir en el métc^c^ yue ^icah^mo^, de cie^cribir x pc^r ^i. b. DESCRIPCION ALGC)RtTMICA DEL PRC)CEDIMIENTC) LlE DECISIC)N Pur c^n^iguiente, el proceclimiento cie ciecisiún re^ultd muy simple: un^ vez culculdcia ^^, la mecii^ mue^tral de la^ logaritmoti ciecimdles cie tds observaciones normalizaci^^s, mectiante ^ l!^ y cietipuéti cie calculdr .^, cua^icie^vi^ciún típica muestral c1e las •^^, a travé^ ^1e la r^^íz cu^ic^racta cie ( 1?J, entrdmo^ en gr^ifico^ cie cieci^;ión ^imilares c^ lo^ repre^ent^aciuti en lati tiguru^ t y 2, y actoptumo^ la cieci^iún aciecudcid tenienda en cuenta el corre^ponciiente v^lor cie ^^ . BlB1^lnGRAH1A HERGUSON, T.: .'1?'uthc^irtcttic•crJ Stc^ti.^tic^.^. Ac^tc^emie Press, 1967. KENDALL. M. G., y STUART, A.: 71rc- Ac/ ^ ^c^nc^YJ 7/^c^^^r•^• ^,/^ Stuti.^tic•.^. Hafner Puhlishing Co. New York. AITCHlSON, J., y BROwN, J. A. C.: Tlrc^ Lu^> 1Vc„•,»ul Di.^trrh,ctiu,:. Cumbridge University Pre^^, 1957. KAO, J. H. K.: .Src^ti.^tic•ul M^^clrl.^^ in ME-c•l^unicul Rc^liclhilit^•, pp. 240-247. 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E'rucee^iin^*^ ut^ the Seventh Nationdl Sympusium un Reliahility ^nci (^u^^lity Cc^ntrc^l, i961. 74 ESTA©1ST1CA ESPAÑOLA n - 3 0,2 n--4 =5 O,l n = 15 ^-`-- = n = 17 n -- 19 n = 21 n=23 = 25 _p,l _p*2 --0,3 -0,4 - 0.5 n=25 ^^,.,^,_- n = 23 - 21 ^nn = 19 -0,6 n = 17 n = 15 _af^ = 13 -a,g ACEPTACION = 11 n =9 n = 3 I 0,1 F^G. 1. n = 5 I ^,2 0,3 0,4 s, Desviación Típica Muestral ., 7 0,5 Regiones de decisión para oc = a= S%. ?5 GRAFTCO DE CONTROL EN UN MODELO MULTIPLICATIVO n=3 ,0,4 ^ n=4 0,3 n -- S 0,2 n=7 'T``^,.^ 0,1 n=9 n = 11 n - 13 n - 15 n=17 n=19 n=21 n-23 n -- 25 ^INDECISION -0,1 -0,2 - 0,3 -0,4 =0,5 n=25 n=23 n = 21 n = 19 ^n = 17 -0,6 ^n = 15 n = 13 n = 11 -0,7 0,1 F^C3. 2. 0,2 0,3 0,4 '^s, Desviación Típica Muestrai 0,5 Regiones de d+ccisión para a=^= 1% t ^-rAr^tsr tc ^ t-:1t^,a^vc>t ,a 7t^ ^; ^ ' ^^1 tié ^^^ IZ lr" CON"1`kOl_ C'HAKT IN A MUl_Tl^I.ICATIVE MO[.^EI_. "t^hi^ ^^r^^er e^tuelie^ a multi^hc:^ttive mex,ie^ ut• errur^ whieh are cun^i^lereci ^r^ i^ientically ^rnd in^e^enc)ently cli^trihute^i. Thi^ muc.iel ^x:cur^ in thu^e rhen^^men.r which ti^iluw the theury ut` ^ru^c^rtiunt^te ettect^, wiciely ^^^^lieci tn n^rrny liel^i^ ^uch ^c^ the u^kee^ ^^t• eyui^ment^ li^rhle tu ^rugre^ ^ tiive ^ic.^tc:rrur^rtiun. l^^c^^^ ^^•c^ ^•cl^: l,; rkee^, yu^rlity e^^ntrul, rnulti^lic^itive mucielti. .^^ti^tti ly7O. ^rrhjc.^^i c:l.r^^it`ie^rtiun: f^?N05.