Page 99 - 4135

на вiдмiну вiд попереднього критерiю послiдовнiсть плюсiв i
мiнусiв будується за правилом:

  , якщо X i 1  X i
 ,якщо X  X
i 1 i
Для рiвня значимостi  = 0,05 задається система
нерiвностей:
  1  16 N  29  
  ( )N    2 N  1,9  
   2   70    , (3.9)

  ( )N   0 ( )N

де  0 (N) задається iз табл. 3.2, і якщо одна iз нерiвностей (3.9)
не виконується, то гiпотеза про стохастичну незалежність
вiдкидається.

Таблиця 3.2 - Залежність значень статистики від рівнів значи-
мості
N N  26 26  N  153 153 < N  170
 0(N) 5 6 7

3.5 Експериментальний аналiз нормального закону
розподiлу для диспетчерської iнформацiї

Належнiсть до нормального закону розподiлу для диспе-
тчерської iнформацiї дає певну гарантiю про достовiрнiсть
одержаних результатiв статистичної обробки. В першу чергу,
це вiдноситься до стохастичних оцiнок для параметрiв регре-
сивного рiвняння, перевiрка на нормальний закон розподiлу
для даних диспетчерської iнформацiї являє собою найбiльший
iнтерес, оскільки теорiя оцiнок розглянута для цього виду ро-
зподiлу [1, 3, 6]. Iснує багато добре відпрацьованих критерiїв
перевiрки на нормальний закон розподiлу [1, 3, 6]. Розглянемо
тi з них, якi вигiдно використати для диспетчерської
iнформацiї.
Критерiй перевiрки нормальностi розподiлу по асиметрiї
i аксцесу ′рунтується на тому, що для нормального закону ха-

96