Математико-статистические таблицы
Приложение 1
Методические указания к использованию таблиц
1. В ТАБЛИЦЕ 1 протабулирована функция (интеграл вероятностей) Лапласа:
где f(t) - плотность нормированной (стандартной) нормально распределенной случайной величины T N(0,1)
Ф(t) обладает следующими свойствами:
1. Ф(t) – нечётная функция: Ф(-t) = - Ф(t);
2. Ф(t) – монотонно возрастающая функция: при t®+¥ Ф(t) ®1; Ф(+ ) = 1.
Вероятность попадания случайной величины Т в интервал от t1 до t2 вычисляется по формуле:
Пример 1.T N(0,1) P(-1,36<T<2,15)=?
На пересечении строки, соответствующей t=1,3 и столбца, соответствующего 6 сотым долям t, находим в середине таблицы значение функции Лапласа. Это Ф(t)= 0,8262. Таким образом, с учётом нечётности функции Лапласа, t1=-1,36 соответствует Ф(t1)=Ф(-1,36)=-Ф(1,36)=-0,8262.
Аналогично t2=2,15 соответствует Ф(t2)=Ф(2,15)=0,9684
Пример 2. Ф(t)=0,98; t=?
В середине таблицы находятся значения функции Лапласа Ф(t). Находим ближайшее к 0,98 значение, это Ф(t)=0,9802. Значит, соответствующее значение t будет равно 2,33. t=2,33.
2.В ТАБЛИЦЕ 2 протабулирована вероятность выхода за пределы интервала от -t до +t случайной величины, имеющей распределение Стьюдента (t - распределение) с числом степеней свободы :
f(t;ν) - плотность распределения Стьюдента с числом степеней свободы ν.
Функция St(t) обладает следующими свойствами:
1. St(-t) = 2 - St(t);
2. St ( ) = 0; St (- ) = 2; St (0) = 1.
Вероятность попадания случайной величины T в интервал от t1 до t2 вычисляется по формуле:
Пример 1. Для заданной вероятности α=0,05 и числа степеней свободы ν=12 найти соответствующее значение t.
На пересечении строки таблицы, соответствующей ν=12, и столбца, в котором α=0,05 , находим значение t=2,179.
Пример 2.Определить, какой вероятности α соответствует найденное значение t=1,19 при числе степеней свободы ν=8.
В строке, соответствующей заданному числу степеней свободы ν=8, находим ближайшее значение к t=1,19 - это t=1,108, что соответствует вероятности α=0,3.
Более точно значение вероятности α можно найти методом линейной интерполяции.
Пример 3. при = 10 определить P(-1,36<T<2,15)=?
Чтобы не прибегать к интерполяции, в строке, соответствующей =10, находим ближайшие к заданным значения.
3.В ТАБЛИЦЕ 3 протабулирована вероятность того, что наблюдаемое значение случайной величины χ2, имеющей распределение Пирсона (хи-квадрат распределение) с числом степеней свободы n, превысит табличное значение χ2T
На рисунке представлен график функции f(χ2,ν) - плотности c2 - распределения с числом степеней свободы n.
Вероятность попадания случайной величины c2 в интервал от c12 до c22 вычисляется по формуле
.
Функция P(c2) обладает следующими свойствами:
|
Пример 1.При числе степеней свободы =8 и вероятностям, равным P(c12)=0,975 и P(c22)=0,025, найти соответствующие значения c12 и c22.
На пересечении строки таблицы, соответствующей ν=8, и столбца, в котором P(cT2)=0,975, находим значение c12=2,180. Аналогично на пересечении строки с ν=8, и столбца, в котором P(cT2)=0,025, находим значение c22=17,535.
Пример 2.При числе степеней свободы =12 и значениям c12=3,156 и c22=20,48 найти соответствующие им
вероятности P(c12) и P(c22).
В строке, соответствующей заданному числу степеней свободы ν=12, находим ближайшее значение к c12=3,156 - это c12=3,074, что соответствует вероятности P(c12)=0,995. Аналогично в строке с ν=12, находим ближайшее значение к c22=20,48 - это c22=21,026, что соответствует вероятности P(c22)=0,05.
Более точно значение вероятностей P(c2) можно найти методом линейной интерполяции, приведённым в описании таблицы 2.
Пример 3.При числе степеней свободы =10 определить
Чтобы не прибегать к интерполяции, в строке таблицы, соответствующей =10, берём значения, ближайшие к заданным.
|
Статистика F строится таким образом, чтобы наблюдаемое значение было не меньше единицы (числитель должен быть больше знаменателя).
|
На пересечении столбца таблицы, соответствующего числу степеней свободы числителя ν1=5, и строки, соответствующей числу степеней свободы знаменателя ν2=7, находим три значения F-распределения и выбираем среднее из них, соответствующее α = 0,01. Таким образом, FT=7,46.
5.В ТАБЛИЦЕ 5 Фишера - Иейтсаприведены критические значения коэффициента корреляции rкр(α;ν) для проверки значимости генеральных парных и частных коэффициентов корреляции по выборочным.
В таблице приведены значения для четырёх уровней значимости: α=0,05; α=0,02; α=0,01 и α=0,001.
Число степеней свободы ν зависит от объёма выборки n и вида коэффициента корреляции. n = n - 2 в случае парной корреляции и n = n - l - 2, где l - число исключенных величин, в случае частной корреляции.
Пример.Найти критические значения коэффициента корреляции rкр(α;ν) для проверки значимости
rкр(α=0,02; ν=21) находится на пересечении строки таблицы, соответствующей ν=21 и столбца со значением α=0,02 в верхней части таблицы (для двусторонних границ). ν=21 отсутствует, поэтому методом линейной парных и частных коэффициентов корреляции в случае трёхмерной модели (X,Y,Z) на уровне значимости α=0,02, если число наблюдений, по которым рассчитаны выборочные коэффициенты корреляции, равно n=23.
При проверке значимости парных коэффициентов корреляции ρxy, ρyz, ρxz число степеней свободы n =n-2=21. интерполяции находим недостающее значение rкр для ν=21 между rкр=0,492 (для ν=20) и rкр=0,445 (для ν=25). Повышение степени свободы на 1 соответствует понижению rкр на (0,492-0,445)/5=0,0094; следовательно, rкр(ν=21)=0,492-0,0094=0,4826. Таким образом, для парных коэффициентов корреляции rкр=0,4826.
При проверке значимости частных коэффициентов корреляции ρxy/z, ρyz/x, ρxz/y число степеней свободы n=n-l-2=23-1-2=20 (l=1 в случае трёхмерной модели, фиксируется одна переменная). rкр(α=0,02; ν=20) находится на пересечении строки таблицы, в которой ν=20 и столбца со значением α=0,02 в верхней части таблицы (для двусторонних границ). Таким образом, для частных коэффициентов корреляции rкр=0,492.
6.В ТАБЛИЦЕ 6приведены значения прямого и обратного Z-преобразования Фишера, соответствующие гиперболическим арктангенсам и гиперболическим тангенсам заданных чисел.
;
Используются в математической статистике при расчёте интервальных оценок генеральных коэффициентов корреляции. Для значимых выборочных парных и частных коэффициентов корреляции можно построить с заданной надёжностью γ доверительный интервал ρmin ≤ ρ ≤ ρmax с помощью Z-преобразования Фишера:
;
Пример. Для выборки из 15 наблюдений двумерной нормальной совокупности (X,Y) получено, что выборочный коэффициент корреляции равен r=-0,85. С надёжностью γ=0,95 построить доверительный интервал для генерального коэффициента корреляции ρmin ≤ ρ ≤ ρmax.
1). По найденному выборочному коэффициенту корреляции r=0,85 с помощью таблицы 6 находим соответствующее значение Zr на пересечении строки, в которой r=0,8 и столбца, соответствующего 5 сотым долям r. Таким образом, получаем Zr=-1,2562. (Z(-r)=-Z(r) , т.к. Z(r) - функция нечётная)
2). Вычисляем (tγ=1,96 , соответствующее заданной надёжности γ=0,95 , находим по таблице 1 функции Лапласа для Ф(tγ)=γ=0,95).
Затем рассчитываем Zmin = Zr – ΔZ=-1,2562-0,5658=-1,822; Zmax= Zr + ΔZ=-1,2562+0,5658=-0,6904.
3). Соответствующие значения ρmin и ρmax находятся с помощью обратного преобразования Фишера следующим образом. В середине таблицы 6 находим ближайшие к рассчитанным Zmin и Zmax значения и определяем, каким коэффициентам корреляции они соответствуют.
Zmin=-1,822; в середине таблицы 6 находим ближайшее значение, это Z=1,8318. Это соответствует коэффициенту корреляции, равному 0,95 (смотрим, на пересечении каких строки и столбца находится найденное значение Z). Следовательно, нижняя граница генерального коэффициента корреляции ρmin=-0,95.
Аналогично для Zmax=-0,6904 в середине таблицы 6 находим ближайшее значение, это Z=0,6932. Это соответствует коэффициенту корреляции, равному 0,60. Следовательно, верхняя граница генерального коэффициента корреляции ρmax=-0,60. (Более точно значения ρmin и ρmax можно получить, рассчитав по формуле гиперболического тангенса, приведённой выше). Таким образом, Р(-0,95≤ ρ ≤ -0,60)= γ=0,95.
7. В ТАБЛИЦЕ 7 протабулирована функция плотности вероятностей (функция Гаусса) f(t) нормирован-ной (стандартной) нормально распределенной случайной величины T N(0,1)
f(t) обладает следующими свойствами:
1. f(t) – чётная функция: f(-t) = f(t). Функция f(t) симметрична относительно оси ординат
2. f(t) – монотонно убывающая функция: при t®±¥ f(t) ®0; f(+ ) = 0.
Пример 1.T N(0,1); t=1,53; f(t)=?
На пересечении строки, соответствующей t=1,5 и столбца, соответствующего 3 сотым долям t, находим в середине таблицы значение функции Гаусса f(t)=0,1238.
Пример 2.T N(0,1); f(t)=0,31; t=?
В середине таблицы находим значение функции Гаусса, ближайшее к заданному 0,31. Это f(t)=0,3101. Теперь смотрим, какому t это соответствует, т.е на пересечении каких строки и столбца находится найденное значение f(t). Таким образом, получаем t=0,71.
8.В ТАБЛИЦЕ 8 протабулированы значения функции Пуассона вероятности того, что в n повторных независимых испытаниях событие А наступит ровно m раз. Формула Пуассона используется при вероятности наступления события p, близкой к нулю, и параметруλ=np,находящемуся в пределах0,1 ≤ λ ≤ 10.
Пример.Событие А происходит в каждом из испытаний с вероятностью p=0,005. Найти вероятность, что при проведении 1000 испытаний событие А наступит 3 раза.
n=1000; m=3; p=0,005. P1000(X=3)=?
λ=np=1000·0,005=5. Искомую вероятность находим в таблице 8 на пересечении строки, соответствующей m=3 и столбца, в котором λ=5. Таким образом, P1000(X=3)= 0,1404.
9.В ТАБЛИЦЕ 9приведены значения G – распределения.Используется в математической статистике при проверке гипотезы об однородности ряда дисперсий k генеральных совокупностей с помощью критерия Кохрана. Значения G – распределения приводятся в таблице для двух уровней значимости. Первое значение соответствует уровню значимости a = 0,05, а второе - a = 0,01.
Кроме того, значение G зависит от числа степеней свободыν= n-1(где n – объём независимых выборок из каждой совокупности)и количества рассматриваемых совокупностейk, для которых проверяется равенство генеральных дисперсий.
Пример.Для проверки гипотезы о равенстве генеральных дисперсий 4 совокупностей осуществили независимые выборки по 10 наблюдений в каждой. Критерий Кохрана проверяется на уровне значимости a=0,05. Найти соответствующее значение G-распределения Gкр .
На пересечении строки таблицы 9, соответствующей k=4, и столбца, в котором число степеней свободы ν=n-1=10-1=9 находятся два значения G-распределения. Берём верхнее из них, соответствующее заданному уровню значимости a=0,05. Таким образом, Gкр=0,502.
Таблица 1
Нормальный закон распределения
З н а ч е н и я ф у н к ц и и Л а п л а с а Ф(t) = P (|T| £ tтабл) Ф(-t) = - Ф(t)
Целые и десятые доли t | С о т ы е д о л и t | |||||||||
0,0 | 0,0000 | 0,0080 | 0,0160 | 0,0239 | 0,0319 | 0,0399 | 0,0478 | 0,0558 | 0,0638 | 0,0717 |
0,1 | 0,0797 | 0,0876 | 0,0955 | 0,1034 | 0,1113 | 0,1192 | 0,1271 | 0,1350 | 0,1428 | 0,1507 |
0,2 | 0,1585 | 0,1663 | 0,1741 | 0,1819 | 0,1897 | 0,1974 | 0,2051 | 0,2128 | 0,2205 | 0,2282 |
0,3 | 0,2358 | 0,2434 | 0,2510 | 0,2586 | 0,2661 | 0,2737 | 0,2812 | 0,2886 | 0,2960 | 0,3035 |
0,4 | 0,3108 | 0,3182 | 0,3255 | 0,3328 | 0,3401 | 0,3473 | 0,3545 | 0,3616 | 0,3688 | 0,3759 |
0,5 | 0,3829 | 0,3899 | 0,3969 | 0,4039 | 0,4108 | 0,4177 | 0,4245 | 0,4313 | 0,4381 | 0,4448 |
0,6 | 0,4515 | 0,4581 | 0,4647 | 0,4713 | 0,4778 | 0,4843 | 0,4907 | 0,4971 | 0,5035 | 0,5098 |
0,7 | 0,5161 | 0,5223 | 0,5285 | 0,5346 | 0,5407 | 0,5467 | 0,5527 | 0,5587 | 0,5646 | 0,5705 |
0,8 | 0,5763 | 0,5821 | 0,5878 | 0,5935 | 0,5991 | 0,6047 | 0,6102 | 0,6157 | 0,6211 | 0,6265 |
0,9 | 0,6319 | 0,6372 | 0,6424 | 0,6476 | 0,6528 | 0,6579 | 0,6629 | 0,6679 | 0,6729 | 0,6778 |
1,0 | 0,6827 | 0,6875 | 0,6923 | 0,6970 | 0,7017 | 0,7063 | 0,7109 | 0,7154 | 0,7199 | 0,7243 |
1,1 | 0,7287 | 0,7330 | 0,7373 | 0,7415 | 0,7457 | 0,7499 | 0,7540 | 0,7580 | 0,7620 | 0,7660 |
1,2 | 0,7699 | 0,7737 | 0,7775 | 0,7813 | 0,7850 | 0,7887 | 0,7923 | 0,7959 | 0,7994 | 0,8029 |
1,3 | 0,8064 | 0,8098 | 0,8132 | 0,8165 | 0,8198 | 0,8230 | 0,8262 | 0,8293 | 0,8324 | 0,8355 |
1,4 | 0,8385 | 0,8415 | 0,8444 | 0,8473 | 0,8501 | 0,8529 | 0,8557 | 0,8584 | 0,8611 | 0,8638 |
1,5 | 0,8664 | 0,8690 | 0,8715 | 0,8740 | 0,8764 | 0,8789 | 0,8812 | 0,8836 | 0,8859 | 0,8882 |
1,6 | 0,8904 | 0,8926 | 0,8948 | 0,8969 | 0,8990 | 0,9011 | 0,9031 | 0,9051 | 0,9070 | 0,9090 |
1,7 | 0,9109 | 0,9127 | 0,9146 | 0,9164 | 0,9181 | 0,9199 | 0,9216 | 0,9233 | 0,9249 | 0,9265 |
1,8 | 0,9281 | 0,9297 | 0,9312 | 0,9327 | 0,9342 | 0,9357 | 0,9371 | 0,9385 | 0,9399 | 0,9412 |
1,9 | 0,9426 | 0,9439 | 0,9451 | 0,9464 | 0,9476 | 0,9488 | 0,9500 | 0,9512 | 0,9523 | 0,9534 |
Окончание табл. 1
Целые и десятые доли t | С о т ы е д о л и t | |||||||||
2,0 | 0,9545 | 0,9556 | 0,9566 | 0,9576 | 0,9586 | 0,9596 | 0,9606 | 0,9616 | 0,9625 | 0,9634 |
2,1 | 0,9643 | 0,9651 | 0,9660 | 0,9668 | 0,9676 | 0,9684 | 0,9692 | 0,9700 | 0,9707 | 0,9715 |
2,2 | 0,9722 | 0,9729 | 0,9736 | 0,9743 | 0,9749 | 0,9756 | 0,9762 | 0,9768 | 0,9774 | 0,9780 |
2,3 | 0,9786 | 0,9791 | 0,9797 | 0,9802 | 0,9807 | 0,9812 | 0,9817 | 0,9822 | 0,9827 | 0,9832 |
2,4 | 0,9836 | 0,9841 | 0,9845 | 0,9849 | 0,9853 | 0,9857 | 0,9861 | 0,9865 | 0,9869 | 0,9872 |
2,5 | 0,9876 | 0,9879 | 0,9883 | 0,9886 | 0,9889 | 0,9892 | 0,9895 | 0,9898 | 0,9901 | 0,9904 |
2,6 | 0,9907 | 0,9910 | 0,9912 | 0,9915 | 0,9917 | 0,9920 | 0,9922 | 0,9924 | 0,9926 | 0,9928 |
2,7 | 0,9931 | 0,9933 | 0,9935 | 0,9937 | 0,9939 | 0,9940 | 0,9942 | 0,9944 | 0,9946 | 0,9947 |
2,8 | 0,9949 | 0,9951 | 0,9952 | 0,9953 | 0,9955 | 0,9956 | 0,9958 | 0,9959 | 0,9960 | 0,9961 |
2,9 | 0,9963 | 0,9964 | 0,9965 | 0,9966 | 0,9967 | 0,9968 | 0,9969 | 0,9970 | 0,9971 | 0,9972 |
3,0 | 0,9973 | 0,9974 | 0,9975 | 0,9976 | 0,9976 | 0,9977 | 0,9978 | 0,9979 | 0,9979 | 0,9980 |
3,1 | 0,9981 | 0,9981 | 0,9982 | 0,9983 | 0,9983 | 0,9984 | 0,9984 | 0,9985 | 0,9985 | 0,9986 |
3,2 | 0,9986 | 0,9987 | 0,9987 | 0,9988 | 0,9988 | 0,9988 | 0,9989 | 0,9989 | 0,9990 | 0,9990 |
3,3 | 0,9990 | 0,9991 | 0,9991 | 0,9991 | 0,9992 | 0,9992 | 0,9992 | 0,9992 | 0,9993 | 0,9993 |
3,4 | 0,9993 | 0,9994 | 0,9994 | 0,9994 | 0,9994 | 0,9994 | 0,9995 | 0,9995 | 0,9995 | 0,9995 |
3,5 | 0,9995 | 0,9996 | 0,9996 | 0,9996 | 0,9996 | 0,9996 | 0,9996 | 0,9996 | 0,9997 | 0,9997 |
3,6 | 0,9997 | 0,9997 | 0,9997 | 0,9997 | 0,9997 | 0,9997 | 0,9997 | 0,9998 | 0,9998 | 0,9998 |
3,7 | 0,9998 | 0,9998 | 0,9998 | 0,9998 | 0,9998 | 0,9998 | 0,9998 | 0,9998 | 0,9998 | 0,9998 |
3,8 | 0,9999 | 0,9999 | 0,9999 | 0,9999 | 0,9999 | 0,9999 | 0,9999 | 0,9999 | 0,9999 | 0,9999 |
3,9 | 0,9999 | 0,9999 | 0,9999 | 0,9999 | 0,9999 | 0,9999 | 0,9999 | 0,9999 | 0,9999 | 0,9999 |
4,0 | 0,999937 | 0,999939 | 0,999942 | 0,999944 | 0,999947 | 0,999949 | 0,999951 | 0,999953 | 0,999955 | 0,999957 |
4,5 | 0,999993 | 0,999994 | 0,999994 | 0,999994 | 0,999994 | 0,999995 | 0,999995 | 0,999995 | 0,999995 | 0,999996 |
5,0 | 0,9999994 | - | - | - | - | - | - | - | - | - |
Таблица 2
Р а с п р е д е л е н и е С т ь ю д е н т а (t-распределение)
n | В е р о я т н о с т ь a = St (t) = P (|T| > tтабл) | ||||||||||||
0,9 | 0,8 | 0,7 | 0,6 | 0,5 | 0,4 | 0,3 | 0,2 | 0,1 | 0,05 | 0,02 | 0,01 | 0,001 | |
0,158 | 0,325 | 0,510 | 0,727 | 1,000 | 1,376 | 1,963 | 3,078 | 6,314 | 12,706 | 31,821 | 63,657 | 636,619 | |
0,142 | 0,289 | 0,445 | 0,617 | 0,816 | 1,061 | 1,386 | 1,886 | 2,920 | 4,303 | 6,965 | 9,925 | 31,598 | |
0,137 | 0,277 | 0,424 | 0,584 | 0,765 | 0,978 | 1,250 | 1,638 | 2,353 | 3,182 | 4,541 | 5,841 | 12,941 | |
0,134 | 0,271 | 0,414 | 0,569 | 0,741 | 0,941 | 1,190 | 1,533 | 2,132 | 2,776 | 3,747 | 4,604 | 8,610 | |
0,132 | 0,267 | 0,408 | 0,559 | 0,727 | 0,920 | 1,156 | 1,476 | 2,015 | 2,571 | 3,365 | 4,043 | 6,859 | |
0,131 | 0,265 | 0,404 | 0,553 | 0,718 | 0,906 | 1,134 | 1,440 | 1,943 | 2,447 | 3,143 | 3,707 | 5,959 | |
0,130 | 0,263 | 0,402 | 0,549 | 0,711 | 0,896 | 1,119 | 1,415 | 1,895 | 2,365 | 2,998 | 3,499 | 5,405 | |
0,130 | 0,262 | 0,399 | 0,546 | 0,706 | 0,889 | 1,108 | 1,397 | 1,860 | 2,306 | 2,896 | 3,355 | 5,041 | |
0,129 | 0,261 | 0,398 | 0,543 | 0,703 | 0,883 | 1,100 | 1,383 | 1,833 | 2,262 | 2,821 | 3,250 | 4,781 | |
0,129 | 0,260 | 0,327 | 0,542 | 0,700 | 0,879 | 1,093 | 1,372 | 1,812 | 2,228 | 2,764 | 3,169 | 4,583 | |
0,129 | 0,260 | 0,396 | 0,540 | 0,697 | 0,876 | 1,088 | 1,363 | 1,796 | 2,201 | 2,718 | 3,106 | 4,437 | |
0,128 | 0,259 | 0,395 | 0,539 | 0,695 | 0,873 | 1,083 | 1,356 | 1,782 | 2,179 | 2,681 | 3,055 | 4,318 | |
0,128 | 0,259 | 0,394 | 0,538 | 0,694 | 0,870 | 1,079 | 1,350 | 1,771 | 2,160 | 2,650 | 3,012 | 4,221 | |
0,128 | 0,258 | 0,393 | 0,537 | 0,692 | 0,868 | 1,076 | 1,345 | 1,761 | 2,145 | 2,624 | 2,977 | 4,140 | |
0,128 | 0,258 | 0,393 | 0,536 | 0,691 | 0,866 | 1,074 | 1,341 | 1,753 | 2,131 | 2,602 | 2,947 | 4,073 | |
0,128 | 0,258 | 0,392 | 0,535 | 0,690 | 0,865 | 1,071 | 1,337 | 1,746 | 2,120 | 2,583 | 2,921 | 4,015 | |
0,128 | 0,257 | 0,392 | 0,534 | 0,689 | 0,863 | 1,069 | 1,333 | 1,740 | 2,110 | 2,567 | 2,898 | 3,965 | |
0,127 | 0,257 | 0,392 | 0,534 | 0,688 | 0,862 | 1,067 | 1,330 | 1,734 | 2,101 | 2,552 | 2,878 | 3,922 | |
0,127 | 0,257 | 0,391 | 0,533 | 0,688 | 0,861 | 1,066 | 1,328 | 1,729 | 2,093 | 2,539 | 2,861 | 3,833 | |
0,127 | 0,257 | 0,391 | 0,533 | 0,687 | 0,860 | 1,064 | 1,325 | 1,725 | 2,086 | 2,528 | 2,845 | 3,850 |
Окончание табл. 2
n | В е р о я т н о с т ь a = St (t) = P (|T| > tтабл) | ||||||||||||
0,9 | 0,8 | 0,7 | 0,6 | 0,5 | 0,4 | 0,3 | 0,2 | 0,1 | 0,05 | 0,02 | 0,01 | 0,001 | |
0,127 | 0,257 | 0,391 | 0,532 | 0,686 | 0,859 | 1,063 | 1,323 | 1,721 | 2,080 | 2,518 | 2,831 | 3,819 | |
0,127 | 0,256 | 0,390 | 0,532 | 0,686 | 0,858 | 1,061 | 1,321 | 1,717 | 2,074 | 2,508 | 2,819 | 3,792 | |
0,127 | 0,256 | 0,390 | 0,532 | 0,685 | 0,868 | 1,060 | 1,319 | 1,714 | 2,069 | 2,500 | 2,807 | 3,767 | |
0,127 | 0,256 | 0,390 | 0,531 | 0,685 | 0,857 | 1,059 | 1,318 | 1,711 | 2,064 | 2,402 | 2,797 | 3,745 | |
0,127 | 0,256 | 0,390 | 0,531 | 0,684 | 0,856 | 1,058 | 1,316 | 1,708 | 2,060 | 2,485 | 2,787 | 3,725 | |
0,127 | 0,256 | 0,390 | 0,531 | 0,684 | 0,856 | 1,058 | 1,315 | 1,706 | 2,056 | 2,479 | 2,779 | 3,707 | |
0,127 | 0,256 | 0,389 | 0,531 | 0,684 | 0,855 | 1,057 | 1,314 | 1,703 | 2,052 | 2,473 | 2,771 | 3,690 | |
0,127 | 0,256 | 0,389 | 0,530 | 0,683 | 0,855 | 1,056 | 1,313 | 1,701 | 2,048 | 2,467 | 2,763 | 3,674 | |
0,127 | 0,256 | 0,389 | 0,530 | 0,683 | 0,854 | 1,055 | 1,311 | 1,699 | 2,045 | 2,462 | 2,756 | 3,659 | |
0,127 | 0,256 | 0,389 | 0,530 | 0,683 | 0,854 | 1,055 | 1,310 | 1,697 | 2,042 | 2,457 | 2,750 | 3,646 | |
0,126 | 0,255 | 0,388 | 0,529 | 0,681 | 0,851 | 1,050 | 1,303 | 1,684 | 2,021 | 2,423 | 2,704 | 3,551 | |
0,126 | 0,254 | 0,387 | 0,527 | 0,679 | 0,848 | 1,046 | 1,296 | 1,671 | 2,000 | 2,390 | 2,660 | 3,460 | |
0,126 | 0,254 | 0,386 | 0,526 | 0,677 | 0,845 | 1,041 | 1,289 | 1,658 | 1,980 | 2,358 | 2,617 | 3,373 | |
¥ | 0,126 | 0,253 | 0,385 | 0,524 | 0,674 | 0,842 | 1,036 | 1,282 | 1,645 | 1,960 | 2,326 | 2,576 | 3,291 |
Таблица 3
Р а с п р е д е л е н и е П и р с о н а (c2-распределение)
Значения c2таблдля вероятностей Р (c2 > c2табл)
n | В е р о я т н о с т ь P (c2) | ||||||||||
0,999 | 0,995 | 0,99 | 0,98 | 0,975 | 0,95 | 0,90 | 0,80 | 0,75 | 0,70 | 0,50 | |
0,00000157 | 0,0000393 | 0,000157 | 0,000628 | 0,000982 | 0,00393 | 0,0158 | 0,0642 | 0,102 | 0,148 | 0,455 | |
0,00200 | 0,0100 | 0,0201 | 0,0404 | 0,0506 | 0,103 | 0,211 | 0,446 | 0,575 | 0,713 | 1,386 | |
0,0243 | 0,0717 | 0,115 | 0,185 | 0,216 | 0,352 | 0,584 | 1,005 | 1,213 | 1,424 | 2,366 | |
0,0908 | 0,207 | 0,297 | 0,429 | 0,484 | 0,711 | 1,064 | 1,649 | 1,923 | 2,195 | 3,357 | |
0,210 | 0,412 | 0,554 | 0,752 | 0,831 | 1,145 | 1,610 | 2,343 | 2,675 | 3,000 | 4,351 | |
0,381 | 0,676 | 0,872 | 1,134 | 1,237 | 1,635 | 2,204 | 3,070 | 3,455 | 3,828 | 5,348 | |
0,598 | 0,989 | 1,239 | 1,564 | 1,690 | 2,167 | 2,833 | 3,822 | 4,255 | 4,671 | 6,346 | |
0,857 | 1,344 | 1,646 | 2,032 | 2,180 | 2,733 | 3,490 | 4,594 | 5,071 | 5,527 | 7,344 | |
1,152 | 1,735 | 2,088 | 2,532 | 2,700 | 3,325 | 4,168 | 5,380 | 5,899 | 6,393 | 8,343 | |
1,479 | 2,156 | 2,558 | 3,059 | 3,247 | 3,240 | 4,865 | 6,179 | 6,737 | 7,267 | 9,342 | |
1,834 | 2,603 | 3,053 | 3,609 | 3,816 | 4,575 | 5,578 | 6,989 | 7,584 | 8,148 | 10,341 | |
2,214 | 3,074 | 3,571 | 4,178 | 4,404 | 5,226 | 6,304 | 7,807 | 8,438 | 9,034 | 11,340 | |
2,617 | 3,565 | 4,107 | 4,765 | 5,009 | 5,892 | 7,042 | 8,634 | 9,299 | 9,926 | 12,340 | |
3,041 | 4,075 | 4,660 | 5,368 | 5,629 | 6,571 | 7,790 | 9,467 | 10,165 | 10,821 | 13,339 | |
3,483 | 4,601 | 5,229 | 5,985 | 6,262 | 7,261 | 8,547 | 10,307 | 11,036 | 11,721 | 14,339 | |
3,942 | 5,142 | 5,812 | 6,614 | 6,908 | 7,962 | 9,312 | 11,152 | 11,912 | 12,624 | 15,338 | |
4,416 | 5,697 | 6,408 | 7,255 | 7,564 | 8,672 | 10,085 | 12,002 | 12,892 | 13,531 | 16,338 | |
4,905 | 6,265 | 7,015 | 7,906 | 8,231 | 9,390 | 10,865 | 12,857 | 13,675 | 14,440 | 17,338 | |
5,407 | 6,844 | 7,633 | 8,567 | 8,907 | 10,117 | 11,651 | 13,716 | 14,562 | 15,352 | 18,338 | |
5,921 | 7,434 | 8,260 | 9,237 | 9,591 | 10,871 | 12,443 | 14,578 | 15,452 | 16,266 | 19,337 | |
6,447 | 8,034 | 8,897 | 9,915 | 10,283 | 11,591 | 13,240 | 15,445 | 16,344 | 17,182 | 20,337 | |
6,983 | 8,643 | 9,542 | 10,600 | 10,982 | 12,338 | 14,041 | 16,314 | 17,240 | 18,101 | 21,337 | |
7,529 | 9,260 | 10,196 | 11,293 | 11,688 | 13,091 | 14,848 | 17,187 | 18,137 | 19,021 | 22,337 | |
8,035 | 9,886 | 10,856 | 11,992 | 12,401 | 13,848 | 15,659 | 18,062 | 19,037 | 19,943 | 23,337 | |
8,649 | 10,520 | 11,524 | 12,697 | 13,120 | 14,611 | 16,173 | 18,940 | 19,939 | 20,887 | 24,337 | |
9,222 | 11,160 | 12,198 | 13,409 | 13,844 | 15,379 | 17,292 | 19,820 | 20,843 | 21,792 | 25,336 | |
9,803 | 11,808 | 12,879 | 14,125 | 14,573 | 16,151 | 18,114 | 20,703 | 21,749 | 22,719 | 26,136 | |
10,391 | 12,461 | 13,565 | 14,847 | 15,308 | 16,928 | 18,937 | 21,588 | 22,657 | 23,617 | 27,336 | |
10,986 | 13,121 | 14,256 | 15,574 | 16,047 | 17,708 | 19,768 | 22,475 | 23,567 | 24,577 | 28,336 | |
11,588 | 13,787 | 14,953 | 16,306 | 16,791 | 18,493 | 20,599 | 23,364 | 24,478 | 25,508 | 29,336 |
Окончание табл. 3
n | Вероятность P (c2) | ||||||||||
0,30 | 0,25 | 0,20 | 0,10 | 0,05 | 0,025 | 0,02 | 0,01 | 0,005 | 0,001 | ||
1,074 | 1,323 | 1,642 | 2,706 | 3,841 | 5,024 | 5,412 | 6,635 | 7,879 | 10,827 | ||
2,408 | 2,773 | 3,219 | 4,605 | 5,991 | 7,378 | 7,824 | 9,210 | 10,597 | 13,815 | ||
3,665 | 4,108 | 4,642 | 6,251 | 7,815 | 9,348 | 9,837 | 11,345 | 12,838 | 16,268 | ||
4,878 | 5,385 | 5,989 | 7,779 | 9,488 | 11,143 | 11,668 | 13,277 | 14,860 | 18,465 | ||
6,064 | 6,626 | 7,289 | 9,236 | 11,070 | 12,839 | 13,388 | 15,086 | 16,750 | 20,517 | ||
7,231 | 7,841 | 8,558 | 10,645 | 12,592 | 14,449 | 15,033 | 16,812 | 18,548 | 22,457 | ||
8,383 | 9,037 | 9,803 | 12,017 | 14,067 | 16,013 | 16,622 | 18,475 | 20,278 | 24,322 | ||
9,524 | 10,219 | 11,030 | 13,362 | 15,507 | 17,535 | 18,168 | 20,090 | 21,955 | 26,125 | ||
10,656 | 11,389 | 12,242 | 14,684 | 16,919 | 19,023 | 19,679 | 21,666 | 23,589 | 27,877 | ||
11,781 | 12,549 | 13,412 | 15,987 | 18,307 | 20,483 | 21,161 | 23,209 | 25,188 | 29,588 | ||
12,899 | 13,701 | 14,631 | 17,275 | 19,675 | 21,920 | 22,618 | 24,725 | 26,757 | 31,264 | ||
14,011 | 14,845 | 15,812 | 18,549 | 21,026 | 23,337 | 24,054 | 26,217 | 28,300 | 32,909 | ||
15,119 | 15,984 | 16,985 | 19,812 | 22,362 | 24,736 | 25,472 | 27,688 | 29,819 | 34,528 | ||
16,222 | 17,117 | 18,151 | 21,064 | 23,685 | 26,119 | 26,873 | 29,141 | 31,319 | 36,123 | ||
17,322 | 18,245 | 19,311 | 22,307 | 24,996 | 27,488 | 28,259 | 30,578 | 32,801 | 37,697 | ||
18,418 | 19,369 | 20,465 | 23,542 | 26,296 | 28,845 | 29,633 | 32,000 | 34,267 | 39,252 | ||
19,511 | 20,489 | 21,615 | 24,769 | 27,587 | 30,191 | 30,995 | 33,409 | 35,718 | 40,790 | ||
20,601 | 21,605 | 22,760 | 25,989 | 28,869 | 31,526 | 32,346 | 34,805 | 37,156 | 42,312 | ||
21,689 | 22,718 | 23,900 | 27,204 | 30,144 | 32,852 | 33,687 | 36,191 | 38,582 | 43,820 | ||
22,775 | 23,828 | 25,038 | 28,412 | 31,410 | 34,170 | 35,020 | 37,566 | 39,997 | 45,315 | ||
23,858 | 24,935 | 26,171 | 29,615 | 32,671 | 35,479 | 36,343 | 38,932 | 41,401 | 46,797 | ||
24,939 | 26,039 | 27,301 | 30,813 | 33,924 | 36,781 | 37,659 | 40,289 | 42,796 | 48,268 | ||
26,018 | 27,141 | 28,429 | 32,007 | 35,172 | 38,076 | 38,968 | 41,638 | 44,181 | 49,728 | ||
27,096 | 28,241 | 29,553 | 33,196 | 36,415 | 39,364 | 40,270 | 42,980 | 45,558 | 51,170 | ||
28,172 | 29,339 | 30,675 | 34,382 | 37,652 | 40,046 | 41,566 | 44,314 | 46,928 | 52,620 | ||
29,246 | 30,434 | 31,795 | 35,563 | 38,885 | 41,923 | 42,856 | 45,642 | 48,290 | 54,052 | ||
30,319 | 31,528 | 32,912 | 36,741 | 40,113 | 43,194 | 44,140 | 46,963 | 49,645 | 55,476 | ||
31,391 | 32,620 | 34,027 | 37,916 | 41,337 | 44,461 | 45,419 | 48,278 | 50,993 | 56,893 | ||
32,461 | 33,711 | 35,139 | 39,087 | 42,557 | 45,722 | 46,693 | 49,588 | 52,336 | 58,302 | ||
33,530 | 34,800 | 36,250 | 40,256 | 43,773 | 46,979 | 47,962 | 50,892 | 53,672 | 59,703 | ||
Таблица 4
Р а с п р е д е л е н и е Ф и ш е р а - С н е д е к о р а (F-распределение)