Page 296 - 4196

Тепер диференціальну надійність можна отримати з на-
ступних співвідношень

,
    f t   ;x  dx   ; 0
x  1
k
; (6.24)
x  n
k
   f  ;x  dx   , 0
,
t


 
де f  ;x   - щільність нецентрального розподілу Стью-
 t

дента.
Зазначимо, що при визначенні надійності  крите-

ріями (6.22) і (6.23) явні вирази для параметру нецентра-

льності b та його оцінки b за вибірковими даними ма-
ють вигляд

n  1 a n  1
b    ; 
n  n
(6.25)
n  2 a  n  2

b      ,
n S  n
де

a  x  x  x  x max 
1
1
або


a  x  x n x  x min .
n

Шукана ймовірність  (теоретична) та її оцінка  (фа-


ктична) дорівнюють

   P t 1  n  , 2  b  t k , (6.26)
 
   P t 1  n  , 2 b  t k , (6.27)
t  t 1  n  , 2  0 .
k
296