Page 288 - 4196

 1   3n r  r ...  r 
 
1 1   r 1    3n  ...r  r 
K m   
 2  1   2n    r1r  .......... .......... .......... .......... .......... ..
 
 
  r  r .. . 1    3n r 
.

Тепер скористаємось результатами п.2.8.8, де для переві-
рки аналогічних гіпотез знайдено явний вигляд статисти-
ки  xT  для критерію Неймана–Пірсона:

1
T     ex K m ,
яку напишемо в більш зручній формі:

1  n  1
T   x   n  1 x   x i   T m  x .
1
 2 1 n  2  r  i 2  n  2 x
(6.19)

В даному випадку критерій Неймана–Пірсона задається
критичною областю

V   T:x    Tx   k ,


де

T k  a  1  5.0   ;
0
 n  1 1 n  1
a    .
 2  1 n  2   r  2 n
x
Диференціальна надійність  виявлення аномалії вели-

чиною a   дорівнює
x

  0.5     n   1 n    1 0.5   .
 0  0 
Порівнюючи отриманий результат з надійністю статис-
тики T m  x , констатуємо, що статистики T m  x і T   x

288