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確率Gompertz差分方程式とそのパラメータ推定法

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日本オペレーションズ・リサーチ学会 2004年秋季研究発表会 1−A−6

確率Gompertz差分方程式とそのパラメータ推定法

01206600 NTTサービスインテグレーション基盤研究所 *佐藤 大輔 SATOHDaisuke

ここで,た>0,0<α<1,0<わ<1である.次に、

Gompertz方程式を厳密解を持つように差分した方程 式【1]とその解を示す・ G叫1=Cれ(箸)∂logむ (3) Cれ = たα(1+∂logb)れ

(わ0,0<α<1,王<わ∂<1)(4) e

これらの差分方程式を回帰式として用いることにより 従来手法よりも早期に正確な推定値が得られる[1,4】.

1 はじめに

コンピュータネットワークの急速な普及により,コ ンピュータは我々の生活に必要不可欠な物になりつつ

ある.これにより、ソフトウェアの信頼性はますます

重要になってきている.開発側には、より短期に、よ

り信頼性の高いソフトウェアの製造が要求される.こ

のような状況では,ソフトウェアの信頼性評価は非常

に重要である. ソフトウェア開発のテスト工程で発見された総フォー

ルト数がS字形成長曲線を示すとして,ロジスティック

曲線やゴンベルツ曲線などが総フォールト数推定に用

いられている.これらの曲線は微分方程式で記述され

るものであるが,これを厳密解を持つ差分方程式を基

にしたモデルに置き換え、この差分方程式を使用する

ことにより,テスト工程初期のデータで従来よりも正

確に推定できることが報告されている【1,4,5,6ト さ

らに,この厳密解を持つ差分方程式によって多重共線

性の解消など統計的な利点も指摘されている[2卜

しかしながら、これらの方程式は,決定論的であるた

め確率的な議論を行うことが不可能であった.logistic 方程式に確率則を導入した確率logistic差分方程式が提

案され,れステップでの累積フォールト数の分布を表

現することが可能となった[3].

本論では,実際のソフトウェア開発のテスト工程で

より頻繁に観測されるGompertz曲線モデルについて,

その厳密解を持つ差分方程式【1]に確率則を導入した確

率Gompertz差分方程式を提案し,合わせて,そのパ

ラメータ推定法を提案する.

3 確率Gompertz差分方程式

厳密解を持つ確率logistic差分方程が提案されnス テップでの累積フォールト数の分布が得られている式 [3].ここでは、厳密解を持つGompertz差分方程式に確 率則を導入することにより確率Gompertz差分方程式 を提案し,最尤法によるパラメータ推定法を提案する. 独立同一分布に従う確率変数列を駄として,式(3) を拡張し,確率Gompertz差分方程式は, ∂logβm十1 (箸) (5) Cれ+1=Gγt と表される.厳密解は、 cれ=玩nニ。(1+∂logβi) (6) となる. 次に,パラメータ推定法について考える.今、独立 同一確率変数列Xれが分布ダ(∬),確率密度関数J(£)に 従っていると仮定し, ズ几=一力 =1,2,…, 訂 (7) とする.ここで 〃=呵ズ1] (8) とおく.パラメータたは,次の式を最小にするものと する.

2 Gompertz差分方程式

Gompertz方程式とは以下のような方程式であり、下 に示す厳密解を持つ. (logわ)鞘logフ (1) dG(f) dま

(log箸+た

(logCm−logた))2−(9) C(壬)= たαbt (2) ー14− © 日本オペレーションズ・リサーチ学会. 無断複写・複製・転載を禁ず.

(2)

これにより,総データ数をⅣとすると を得る・パラメータたは,式(10)と式(17)から得ら れる.式(7)から (〃+1)∑:諾log告+∑:ニ logCれ logた= β[∂log月几】=− (18) Ⅳ (10) となる.一方,独立同一確率変数列ズれにおける対数 尤度エエは, が得られる. 比=妄log∫( となり,式(10)および )(11) logた−logCm+1

4 まとめ

本論では、厳密解を持つGompertz差分方程式を拡 張し、確率Gompertz差分方程式を提案し,その厳密 解を示した.さらに,最尤法を使ったパラメータ推定 法を提案し,指数分布を仮定して,実際にパラメータ 推定を行った.これにより,Gompertz曲線モデルは実 データによく適合するものの方程式が決定論的である ため,最尤法による推定ができないという欠点を克服 することができた. log(プれ+1−logCm 昆=0 (12) からパラメータたが決定し,式(10)から〝が決定する. パラメータαの推定値aは, (13) α=eXp

参考文献

[1]D・Satoh:AdiscreteGompertzequationanda

SOftwarereliabilitygrowthmodel,IEICETrans., E83−D−7(2000),1508−1513.

[2]D・Satoh=AdiscreteBassmodelanditsparam−

eter estimation,Journalofthe Operations Re− SearChSocietyofJapan,44−1(2001)1−18・

[3]D.Satoh: A Discrete Stochastic Logistic Equation and a Software Reliability Growth

Model,ぶ叩pJemeγはαγy PγOCeed豆乃卵げJβ兢J∫−

SRE,(IEEE Computer Society,Annapolis, November,2002)141−142.

[4]D・SatohandS・Yamada:Discreteequationsand SOftware reliability growth models,Proceedings

qf12thlSSRE,(IEEEComputerSociety,Hong Kong,November,2001)176−184.

[5】D・lSatohandS・Yamada:ParameterEstimation OfDiscrete Logistic Curve Modelsfor Software

ReliabilityAssessment,JqpanJournalqfIndus− fγ豆αgαれdAppJ豆ed〟αがほmα王宮cβ,19−1(2002)39− 53. [6]山田,井上佐藤,ソフトウェア信頼性評価のため の差分方程式に基づく統計的データ解析日本応 用数理学会論文誌,12−2(2002)155−168. によって決定する. (14) 0<−∂logβれ<1 であるから,今、独立同一確率変数列ズれが指数分布 に従い,その分布関数ダ(∬)を ダ(よ)=1−eXp(一芸) (15) とする.対数尤度関数は, ( ノⅤ一1 昆 = ∑log m=0 1  ̄eXp I-L -N log I-L −‡トニ jV−1 ∑ れ=0 logCれ+1−logCれ れ )(16) 」Ⅴ−1 ∑ Il=0 logCれ+1 logGれ+1−logG となる.式(10)を式(16)に代入して,式(12)から 〃=

妄〈(指logC叫)×

log(プれ+1−log(プれ logCれ+1 log(プm+1−logGm ー15− © 日本オペレーションズ・リサーチ学会. 無断複写・複製・転載を禁ず.

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