Page 187 - 4195

. 0 16053  . 0 01787
C je   . 0 005135 .
 . 0 01787 . 0 03398
Згідно (2.81 ) значення статистики критерію дорів-
нює

 2 ln L   n ln C  ln C 
H
2 jea je
  60  6 . 681 . 5 272  84 . 54 ,
що перевищує критичне значення  2 . 0 95 , 8  15 5 . . Цей
результат відхиляє гіпотезу однорідності середніх в ком-
позиції ознак ,X Y.
Перевіримо тепер X і Y окремо, застосувавши F -
критерій однофакторного аналізу, який для даного випа-
дку має вигляд:
Q Q
F  jea jet .
k  1 n  k
Відповідно для ознаки X отримаємо
Q Q . 2 024 . 7 608
F  xxa xxt   . 3 66 ,
k  1 n  k 4 55
для ознаки Y
Q yya Q yyt . 1 439 . 0 600
F    32 . 98 .
k  1 n  k 4 55
Критичне значення статистики F - критерій дорів-
нює F 1 ;  k , 1 n k  F . 0 95 ; ; 4 55  . 2 54 (рівень значущості

  . 0 05 ), що менше F і F . Це свідчить про неоднорі-
x
y
дність середніх (аномалію) як для X , так і для Y . Наяв-
ність аномалії середніх можна пояснити можливим впли-
вом продуктивних горизонтів на характеристики X і Y
сейсмічних записів.
Якщо вибірка об’єму n вилучена з однієї p - вимі-
рної нормальної сукупності, то можна розглянути анало-
гічні до випадку кількох вибірок гіпотези:

187