Page 97 - 4135

однорiдну вибiрку, то всi перестановки в загальнiй статистицi
рiвноймовiрнi, тому будується критерiй виду:

  
W  ; N N ,
;
2 
1
 2 

де  – рiвень значимостi (його, як правило приймають рівним
0,05); N 1 , N 2 – об’єми змішаних статистик. Iнколи розгляда-
ють критерiї вигляду P(U), таблицi для нього можна знайти в
роботах [1, 3, 5, 7].
Розглянемо перевiрку статистичної незалежностi спосте-
режень в диспетчерських даних. Необхiднiсть цього виду пе-
ревiрки пов’язана з основними статистичними вимогами, якi
пред’являються до диспетчерських даних i по яких будуються
регресивнi моделi [1, 3].
Згiдно з цими вимогами спостереження повиннi бути не-
залежними, в протилежному випадку це рiзко погiршує якiсть
моделей iз-за корельованостi рядкiв в диспетчерській
iнформацiї [5, 7]. Умову незалежностi задає нижнiй тимчасо-
вий порiг збору диспетчерської iнформацiї з метою побудови
регресивних моделей, для яких існує багато критерiїв. Розгля-
немо критерії, найбiльш придатнi для диспетчерської
iнформацiї.
Критерiй, що ′рунтується на медiанi диспетчерської
iнформацiї, задається таким чином. Для простоти розглянемо
одновимiрний випадок. Нехай задана вибiрка диспетчерської
інформацiї:

X 1, X 2, ..., X N

Розмістимо її у варiацiйний ряд:

X  X  ...  X . (3.7)
2
n
1

В якостi вибiркової медiани диспетчерських даних
вiзьмемо величину:

X € med ( )N  X    N  1  – при N непарному;
 2 

94