Page 98 - 4135

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

де N – кількість вибірок.
Повернемося до вибiрки початкової диспетчерської
iнформацiї i введемо систему позначень:

  якщо X  X € ( )N

X   i med , (3.7)
i €
i
   якщо X  X med ( )N

Члени вибiрки X  X med ( )N опускаються. Одержана по-
i
слiдовнiсть при виконанні умови (3.7) характеризується двома
статистиками:
 (N) – число “серiй”;
 (N) – протяжнiсть найдовшої “серiї”,
де “серiя” – послідовність, в якiй пiдряд йдуть або плюси, або
мiнуси.
В передбаченнi про стохастичнiсть незалежних спосте-
режень для статистики (N) справедливо:

M{(N)} = (N + 2)/2,
D{(N)} = (1/4)(N-1).

Значення статистики (N) затабульовано для рiзних
рiвнiв значимостi. Наприклад, для  = 0,05 стохастична неза-
лежнiсть результатiв диспетчерської iнформацiї задається
нерiвностями:

 1  
  ( )N    2   N  1 1,96  N   1  

 . (3.8)
 1
  ( )N    3,3 lg N   
 

Якщо хоч одна iз нерiвностей (3.8) не виконується, то
гiпотеза про стохастичнiсть незалежностi вiдкидається. Кри-
терiй “висхiдних” i “низхiдних” серiй будується таким чином:

95