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.