Yi3 “ Yu YiM - Yi(M-2) Г21(1) « ИЛИ Г21(м) (2)
Yi(M-l) - Yu Yim “ Yi2
и сравниваются с критическими значениями критерия Г21(т.«), определяемыми по таблице для выборки обьема м и уровня значимости «.і ijifi и її ґ|йі.:*■■ ■1■ «ч. '• ” * ’ ■ ■ * 7і'*■'■ ■■■ *11■ " ..1«■■'■' ■ і ■ ■ і і н і чі • и •; й; i~ і ,'ї ї'і
I OCT 92-4228-80 Стр. 2T
Критические значения критерия^
|
л |
Значение объема выборки m |
||||||||
|
.. ' 5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
II |
12 |
13 |
|
|
0,05 |
0,976 |
0,872 |
0,780 |
0,7X0 |
0,657 |
0,612 |
0,576 |
0,546 |
0,521 |
|
0,10 |
0,952 |
0,821 |
0,725 |
0,850 |
0,594 |
0,551 |
0,8X7 |
0,490 |
0,467 |
Продолжение
|
|
Значение объема шборкч m |
||||||||
|
І4 |
15 |
16 - |
17 |
18 |
■ 19 |
20 |
21 |
22 |
|
|
0,05 |
0,501 |
0,483 |
0,467 |
0,453 |
0,440 |
0,428 |
0,419 |
0,410 |
0,402 |
|
0^0 |
0,448 |
0,431 |
0,416 |
0,403 |
0,391 |
0,380 |
0,371 |
0,363 |
0,356 |
Продолжение
|
Ct. |
Значение объема жборич m |
|||||||
|
|
24 |
^5 ■ |
26 |
27 |
28 |
29 |
ЗО |
|
|
0,05 |
0,395 |
0,388 |
0,382 |
0,376 |
0,370 |
0,365 |
0,360 |
0,355 |
|
0,10 |
0,349 |
0,343 |
0,337 |
0,331 |
0,325 |
0,320 |
0j3I6 |
0,312 |
Если наполняется неравенство
JWj)» Гя(ос,пг»), . ■ ' (3) -
то соответствующее значение у^ до массива док ra
tios. догревность» Вся: процедура довЕсрдовок доодо дая элементов вариационного рядн ую, «При наличии более двух грубых погрешностей в каждой ь—ой
фиксированной точке результаты градуировки признаются негодными.
ЙЗШЮМЯЯЙ
Обязательтае
EW 2ЛЬ£Т§ Форма 1-
>XS2^422O.Q_5ss^23
ЖІДО
І» Проверка гипотезы об однородности дисперсий Sf произво- даея та И - кржэрж (Бартлетта)
м-Мтф|^)-Н$ЦЗ- ■ . ш
где Л “ число ©тоиеней свобода; в общем с^чае€ ;
<т»і. - числа измерений в і -ой точке ; F “ 2_ Л ■;
L количество значений СКО, которые проверяются на сдаородноетв;
Si - СЖО ® і “ОІ точке. ■
Примечаниео В случае■наличия вариации: число степеней свобода
•в I -ой точке Л ° ГП;- 2 ; общее число степеней свобода
f ’Ef< . lai TH
, 2, Вычислить значение та формуле
/. СГр-f < (2)
Значение М -статистики сравнить о критическими ее значениями ГП& и П% е которые определяются по таблице.для заданного уровня значимости <А =0.055 числа I и значения С< .
При этом последовательно произвести проверку следующих условий: если ma £<AtUC<)£ М ’ , то гипотеза об однородности дисперсий отвергается; из ряда рассматриваемых дисперсий исключается максимальное значение и вся процедура вычислений М ~ критерия повторяется;
если mfoJo(,LjCP >М $ то выдвинутая гипотеза о равенстве дисперсий не отвергается и определяется обобщенная оценка дисперсии для и, -группы;
(3) Sass, кзв с 922.ї6П<іЗ"89
&*пкгач* А4
|
Тираж 25С+6 калек йакяв №Значения квантилей тй(о(; L; Cj) , ; I ; С<) ч статистики М (критерия Бартлетта) при уровне значимости сі = 0,05 L |
m |
_ _ Значение C<_ _ |
||||||||||||||
|
0,0 |
0,5 |
1,0 |
I»5 |
2,0 |
2,5 |
3,0 |
3,5 |
4,0 |
4,5 |
5,0 |
6,0 |
7,0 |
||||
|
5 |
«к |
9,49 9,49 |
9,88 9,65 |
10,24 9,80 |
10,57 9,96 |
10,86 10,II |
11,08 10,27 |
11,24 10,42 |
11,82 10^57 |
II ,31 10,72 |
II,21 10,87 |
11,02 11,02 |
|
|
||
|
6 |
s s |
11,07і ii;o7 |
11,43 11,22 |
11,78 11^.36 |
12, II •Ujsij |
12,40 IIJ 65 |
12,65 ІІІ79 |
12,86 Ilj74 |
13,01 12,08 |
13,II 12,22 |
13,14 I2J36 |
13,10 12*50 |
12,78 12,78 |
|
||
|
7 |
m« ГПь |
12,59 12,59 |
12,94 I2J73 |
13,27 12,87 |
113,59 '13 Joo |
13,88 I3JI4 |
14,15 13,27 |
14,38 13,41 |
14,58 13,55 |
14,73 13,68 |
14,83 I3?82 |
14,88 із:з5 |
14,81 I4J22 |
14,49 I4J49 |
||
|
8 |
™<z |
14,07 14,07 |
14,40 14,20 |
14,72 14*33 |
15,03 14,46 |
15,32 14,59 |
15,60 14*72 |
15,84 14,85 |
16,06 14,98 |
16,25 15,II |
16,40 I5J25 |
16,51 І5І38 |
16,60 15^64 |
16,49 15,90 |
||
|
9 |
mK ть |
15,51 15,51 |
15,83 15,63 |
16,14 15,76 |
16,44 15,89 |
16,73 16,02 |
17,01 I6jl4 |
17,26 16,27 |
17,49 І6І40 |
17,70 16*52 |
17,88 KJ 65 |
18,03 І6І78 |
18,22 17,03 |
18,26 17,29 |
||
|
ХР. |
nv ІД |
I6;92 16,92 |
17,23 17,04 |
17,54 17,17 |
17,83 17,29 |
18,12 17,41 |
18,39 17,54 |
18,65 17,66 |
18,89 17^79 |
19,II 17,91 |
19,31 18,04 |
19,48 18,16 |
19,75 18,41 |
19,89 18,66 |
||
|
II |
14 rnfc |
18,31 xejsi |
18,61 18,43 |
18,91 18,55 |
19,20 18,67 |
19,48 18,79 |
19,76 18,91 |
20,02 19,04 |
20,26 19,16 |
20,49 19,28 |
20,70 19,40 |
20,89 19,52 |
21,21 19,77 |
21,42 20,01 |
||
|
Ї2 |
П7Л mk |
19,68 іэ;б8 |
19,97 19,79 |
20,26 І9І9І |
20,55 20j05 |
20,83 20,15 |
21,10 20,27 |
21,36 20^39 |
21,61 20,51 |
21,84 20,63 |
22,06 20,75 |
22,27 20,87 |
22,62 2i:i2 |
22,88 21,36 |
||
|
13 |
m« fflb |
21,03 я;оз |
21,32 2ljl4 |
21,60 21*26 |
ммі MW •Vs |
toN 1—ifO ж |
22,43 21J 62 |
22,69 2lj74 |
22,94 21,85 |
23,18 2i;97 |
23,40 22І09 |
23,62 22Ї2І |
23,99 22І45 |
24,30 22; 69 |
||
|
14 |
me mb |
22,36 22,36 |
22,65 22*48 |
22,93 22І60 |
23,21 22J7I |
23,48 22^83 |
23,75 22,95 |
24,01 |
24,26 23*18 |
24,50 2з;зо |
24,73 23*42 |
|
25,34 23Ї77 |
25,68 24,00 |
||
|
15 |
Ok rm |
23,68 23 J 68 |
23,97 .23,80 |
24,24 23,92 |
24,52 24,03 |
24,79 24,15 |
25,05 24,26 |
25,31 24’38 |
25,56 24,50 |
25,80 24,61 |
26,04 24,73 |
26,26 24,85 |
26,67 25,08 |
27,03 25,31 |
||
|
ОСТ 92-4228-80 16,16 I6jl6 |
|
|
|
|
18,12 17,54 |
17,79 I7.J79 |
|
|
|
19,89 |
19,73 |
19,40 |
|
|
18,91 |
19,16 |
19,40 |
|
|
21,52 |
21,49 |
21,32 |
|
|
20,26 |
20,50 |
20,75 |
|
|
23,06 |
23,12 |
23,07 |
22,56 |
|
21,60 |
21,84 |
22j08 |
22J56 |
|
24,53 |
24,66 |
24,70 |
24,44 |
|
22І92 |
23 lie. |
23,40 |
23,88 |
|
25,95 |
26,14 |
26,25 |
26,17 |
|
24j24 |
24J48 |
24J7I |
25,19 |
|
27,33 |
27,56 |
27,73 |
27,80 |
|
25,55 |
25:?8 |
26,31 |
26,48 |
если С<)>М^ГПь(«*'Д;$) e то необхрлшо вычислять
велйчваў . Йі(<х) по формуле
((Сі--Срлг><і(йі;Ц*СН (Csf--C}nf4s(cx-1 ;С<)] ў (з>
г де Сі определяется по формуле .(2) ї
(4)
Сравнить значения j при этом» если frl(<X) £ М, то гипотеза' об однородности отвергается и ив ряда дисперсий исключается макоимальдое значение й вся процедура вычислений й-критерия повторяется.
Воли П1 (&>) > М , то гипотеза; не отвергается и определяется обобщенная оценка дисперсий согласно й*ХЗЛ настоя-
■ . . S- ,
щего стандарта*
3* Воли гипотеза об однородности дисперсий отвергается более ■ двух раз t то необходимо дая дисперсий» ибктвядйх ж ^йожтрйвае- МОГО рядВ» ВВОЗЬ Провести Проверку. на "0ДЙ0р)ДЯО0ТЬв
Яри этом- возможив сведущие - опту алии
если гипотеза принимаетсято дж этих групп значений CHO caps- -
деляетоя обобщенная оценка дисперсий , согласно п.3.3.4 настоящего стандарта;если гипотеза отвергается, то последовательно исключая максималь ч
яке значения из вновь образованного ряда дисперсий, производить проверку до тех пор, пока не будет выполняться условие однородности, для каждого последующего ряда исключенных дисперсий повторять процедуру проверки на однородность до тех пор пока не будет выполняться условие однородности.’
Для точек, в которых условие однородности отвергается, определяется дисперсия и случайная погрешность в і -ой точке.
! 06X92^4228^80 Стр, 27
ПЖОЖЕШЕ , Справочное
НВДІ АНАЛИТИЧЕСКИХ ЗАВИСИМОСТЕЙ
да РАСЧЕТА ПАРАМЕТРОВ РАВНОБОЧНОГО
ГРА
ианжи
Параметрами равнобочного трен ;це'вдального распределения являются: висота - С ; половина верхнего основания - О ; половина нижнего основания - (Q^bKwpT«IK
■ Для определения этих трех параметров необходимо составить
систему изтрех уравнений*
П ервое уравнение представляет собой основное свойство плотности вероятности
(I)
с
где
лучайная величина^ А < X 4 Вf(x)- функция плотности распределения случайной
величины X
.Второе уравнение предает первый мсмент, т,е. математическое подание М через функцию плотности распределения вероятности
в
j
(2)
xf(x)dx = M .А
Третье уравнение выражает второй центральный момент, т.е. дис- /•<2
Персию о через функцию-плотности распределения вероятности
