Statistik, 15th Edition

Kap. VI: Qualitätskontrolle 391

ί (

n

i" P)

mi

-

e

Σ

Dl =0

nii!

c

2

c

3

— m

l

n

">l

.

n

™2

n

lP £ £ pmi+m2

e

-(ni+n

2

)p

mj =ci + 1

m2 = 0

,

= n

m,!

·

m

2

!

Der tatsächliche Stichprobenumfang ist

ni falls nij g Cj oder m, > c

2

und n

x

+ n

2

falls c

x

< πΐ! ^ c

2

,

so daß man als durchschnittlichen Stichprobenumfang (ASN) erhält:

'M\ /Ν - M>

,m/\ni -m;

C2

n

i + n

2

· Σ

m = c

j + 1

Ν

Die Binomialapproximation liefert hierbei

1

p-d-p)"»-

S /η,

Π

1+

η

2 · Σ

m =

ci + l

V

m

Für einen doppelten Stichprobenplan mit n

t

= n

2

= 50, Ci = 0 und c

2

= c

3

= 2

ist der ASN in Abb. 6 dargestellt (vgl. auch Uhlmann (1966, S. 125)). Im Vergleich

dazu hat ein einfacher Stichprobenplan etw ...