Практическое определенна толерантного интервала по експериментальному распределмхю сводится к нахождению по таблице критического значення Д, N , соответствующего данному объему выборки N я выбранной доверительно*
вероятности к нахождению интервала 2 фг дпяKOTOPor'° выполняется
условие ft
Это можно выполнить на ®М, предварительно расположив наблюдавшиеся значення модуле! случайно* погрешности в ряд, начиная с больших значений к отбросив ^абоаыяях. значений. Значение модуля погрешности, соответствующего числу событий , принимается за предельное значение А■ При
иесимметрнчкых распределениях отбрасывается J3 положительных и отрицательных імичений погрешностей к осредепюотся соответствующие НМ А* к А~ пороговые значення.
Точность его хахожденяя будет зависеть только от разрешающей способности при шиями* таблицы, которая может быть рассчитана ио усмотрению исследователя.
Если распределение погрешности представника | вражде гистограммы, то каждьй из двадцати одного участка гистограммы построек на интервале величиной 2ДЦ>
к равен > • гдв Кдавх"1О. Увеличение К свыше 10 не представля
ется аелесообразкым, так как затрудняет изображение гистограммы, а при кеболь- вяа выборках отдельные участки гистограммы становятся на представительными. При больших объемах выборок каждому на интервалов может соответствовать достаточно большое число показаний случайной величины. Например, при На 12500 в. трех последних интервалах наблюдалось соответственно 36, 19, 7 показаний. В таком случае при оіфяделмни предельного значения погрешности А , соответствующего заданному уровню доверительно* вероятности, невозможно определять его ■имении точнее, чем позволяет шаг разбиения гистограммы h, так как можно только указать, в какой из интервалов разбиения попадает критическое число наблюдаемых событий. При определении интервала погрешности, соответст- вуювыго выбранной доверительно* вероятности, предлагаемым способом (непосредственно на гистограммы) необходимо учитывать, что он ке позволяет оценить погрешность точнее, чем величина h. Это следует принимать во внимание, сравнивая величины погрешиосте* одного уровня вероятности по разным гистограммам.
3. Критические значения J8 в завнсимостя от уровня значимости об при наибольшей вероятности / приведены в таблице.
|
Объем выборки |
Критическое значенняj дпя cC "0,05 при предельном выбираемом . значения вероятности d. |
|||||||||
|
N |
0,90 |
0,91 |
0,92 |
0,93 |
0,94 |
0,95 |
0,96 |
0,97 |
0,98 |
0,99 |
|
10 |
1 |
1 |
1 |
1 |
1 |
1 |
1 |
1 |
1 |
1 |
|
30 |
2 |
1 |
1 |
1 |
1 |
1 |
1 |
1 |
1 |
1 |
|
50 |
3 |
2 |
2 |
2 |
2 |
1 |
1 |
1 |
1 |
1 |
|
70 |
4 |
4 |
3 |
3 |
2 |
2 |
1 |
1 |
1 |
.1 |
|
1 <» |
|
OCT 1 00487-83 ПппПлЯШаПМа "Рлбн |
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
|
Объем выборки |
Критическое значение J3& Nапя о£“О,О5 при предельном выбираемом значении вероятности d |
|
||||||||||||
|
|
|
||||||||||||||
|
0,90 |
0,91 |
0,92 |
0,93 |
0,94 |
0,95 |
0,96 |
0,97 |
0,98 |
0,99 |
||||||
|
90 110 ISO 150 170 200 250 SOO 350 400 450 500 600 800 1000 1200 1400 1600 1800 2000 2200 2400 2500 2600 2700 2800 2900 3000 3100 3200 3300 3400 3500 : 3600 3700 3800 3900 ЛґіПП |
6 7 9 10 12 14 18 23 27 зі 36 40 49 67 86 104 123 141 160 179 198 217 227 236 246 255 265 277 284 293 303 312 322 332 341 351 360 ІЯ7Л |
5 6 6 9 10 IS 16 20 24 28 32 36 44 60 76 93 110 126 143 . .160 177 194 203 211 220 228 237 245 254 263 271 280 288 297 306 314 323 ЯЯ1 |
4 5 7 8 9 11 14 18 21 24 28 31 38 53 67 82 97 111 126 141 156 171 179 186 194 202 209 217 224 232 240 247 255 262 270 278 285 293 |
4 5 6 7 8 9 12 15 18 21 24 27 S3 45 58 71 84 96 119 122 136 149 185 . 162 168 175 182 188 195 202 208 215 221 228 235 241 248 255 |
3 4 5- 6' 6 8 10 13 15 17 20 23 28 38 49 60 71 82 93 104 115 126 132 137 143 , 149 154 160 166 171 177 182 188 194 199 208 211 217 |
2 3 4 4 5 6 8 10 12 14 16 18 22 31 40 49 58 67 76 85 94 104 108 113 118 122 127 132 136 141 146 150 158 160 164 169 174 179 |
2' 2 3 3 4 5 6 8 9 11 12 14 17 24 31 38 45 52 60 67 74 81 85 89 93 96 . 100 104 107 111 > 115 118 122 126 ISO 133 137 141 |
1 2 2 2 3 3 4 5 7 8 9 10 12 17 22 28 33 38 43 49 54 60' 62 66 68 70 73 78 79 81 84 87 ‘ 90 92 95 98 10 r jofL; |
1 1 1 2 2 2 3 3 4 5 5 8 8 11 16 17 21 24 28 31 34 38 40 42 43 45 '47! ' 49 60 52,. 54 56 58 59 61 63 65 |
1 1 1 1 1 1 1 2 2 2 2 3 3 5 6 8 9 11 12 14 16 17 18 19 20 21 2І 22 23 24 25 26 27 28 28 29 30 31 |
|||||
|
|
|
||||||||||||||
|
|
|
||||||||||||||
|
|
|
||||||||||||||
|
|
|
||||||||||||||
|
|
|
||||||||||||||
|
|
|
||||||||||||||
|
CM |
g |
||||||||||||||
|
і « |
Kt у |
||||||||||||||
|
|
|||||||||||||||
|
|
5145 |
||||||||||||||
|
tl«WW*tV эд 'll |
tX Mb MAMNNNNtt |
||||||||||||||
|
* |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
сч |
11533 |
|
|
10282 |
|
S |
S « |
|
|
|
|
|
о |
|
umijB 4f t |
|
|
ОСТІ 00487-83 ^is ПРИЛОЖЕНИЕ 2 Справочное ЗНАЧЕНИЯ КОЭФФИЦИЕНТОВ И Z ДЛЯ ОПРЕДЕЛЕНИЯ ДОВЕРИТЕЛЬНЫХ ИНТЕРВАЛОВ 1. Значения коэффициента в зависимости от двухсторонней доверительней вероятности Р и объема выборки /V приведены в табл. 1. Таблица 1 N |
Значение коэффициента £L при Р Г |
|
Значение коэффициента О. при Р ' |
||||||
|
0,95 |
0,99 |
0,999 |
0,95 |
0,99 |
0,999 |
||||
|
5 |
1,37 |
2,87 |
5,84 |
20 |
0,370 |
0,580 |
0,880 |
||
|
8 |
1,09 |
2.01 |
3,88 |
25 |
0,320 |
0,490 |
0,730 |
||
|
7 |
0,92 |
1,62 |
2,98 |
30 |
0,280 |
0,430 |
0,830 |
||
|
8 |
, 0,80 |
1,38 |
2,42 |
35 |
0,260 |
0,380 |
0,560 |
||
|
9 |
0,71 |
1,20 |
2,06 |
40 |
0,240 |
0,350 |
0,500 |
||
|
10 |
0,85 |
1,0$ |
1,80 |
45 |
0,220 |
0,320 |
0,460 |
||
|
11 |
0,59 |
0,98 |
1,60 |
50 |
0,210 |
0,300 |
0,430 |
||
|
12 |
0,55 |
0,90 |
1,45 |
60 |
0,188 |
0,269 |
0,380 |
||
|
13 |
1 0,52 |
0,83 |
1,33 |
70 |
0,174 |
0,245 |
0,340 |
||
|
14 |
0,48 |
0,78 |
1,23 |
80 |
0,181 |
0,226 |
0,310 |
||
|
15 |
0,48 |
0,73 |
1,15 |
90 |
0,151 |
0,211 |
0,290 |
||
|
18 |
0,44 |
0,70 |
1,07 |
100 |
0,143 |
0,198 |
0,270 |
||
|
17 |
0,42 |
0,66 |
1,01 |
150 |
0,115 |
0,160 |
0,211 |
||
|
18 |
0,40 |
0,63 |
0,96 |
200 |
0,099 |
0,136 |
0,185 |
||
|
19 |
0,39 |
0,60 |
0,92 |
250 |
0,089 |
0,120 |
0,162 |
||
