Вычисление отклонений функций

j				s w:ascii="Cambria Math" w:h-ansi="Cambria Math"/><wx:font wx:val="Cambria Math"/><w:i/><w:sz w:val="20"/><w:sz-cs w:val="20"/><w:lang w:val="EN-US"/></w:rPr></m:ctrlPr></m:e></m:d></m:oMath></m:oMathPara></w:p><w:sectPr wsp:rsidR="00000000"><w:pgSz w:w="12240" w:h="15840"/><w:pgMar w:top="1134" w:right="850" w:bottom="1134" w:left="1701" w:header="720" w:footer="720" w:gutter="0"/><w:cols w:space="720"/></w:sectPr></w:body></w:wordDocument>">

Вычисляется величина критерия:

. (18)

Задается доверительная вероятность:

, (19)

того, что отклонение от будет меньше табличной величины (табл. 5 приложения), установленной для доверительной вероятности . Если уравнение (19) переписать в виде:

, (20)

и вычисленная вероятность () получится незначительной (мень­ше 0,05...0,10), то отклонение эмпирической функции распределения от теоретической неслучайно, т.е. плохо согласуется с . Если же разность () велика (больше 0,1...0,5), то расхожде­ние между и считается несущественным и принятая гипо­теза о функции распределения считается согласованной с данными экспериментальных наблюдений.

При необходимости строят доверительную область для теоретичес­кой функции распределения. С этой целью для данной доверительной вероятности вычисляют величину:

. (21)

и на график наносят доверительные границы:

; (22)

. (23)

Если нанесенное на графике опытное распределение не выйдет за доверительные границы, установленные по формулам (22) и (23), то проверяемую гипотезу принимают, в противном случае ее отверга­ют.