Page 305 - 4196


 j  x j  x  S
3
3
і для перевірки аномальності вибираємо наступне
x  2  8 . 8 з значенням статистики
 2  8 . 8  . 6 24 . 1 32  . 1 94.

б) Перевірка аномальності x  2  8 . 8 ,
 1
n  ; 9 i  , 2 ; 3 x   x  . 5 925 ;
1
j
2
8 j

2 / 1
 1 2 

S    x  x  2    . 1 017 ; t . 0 975 , 7  . 2 365 ;
2
j
  8 j  
n


x  x  S  2 1 t . 0 975 , 7  . 8 65.
k
2
n  2
1
 2

Оскільки x  8 . 8  x  . 8 65, його аномальність під-
k
тверджується. Параметр нецентральності для даного ви-
падку дорівнює

n  1 a n  2 a 7 8 . 8  . 5 925

b  1 2 ; b  1 2    . 2 49
2
2
n 1  n 1 S  2 9 . 1 017
.
Теоретичні значення надійності    a   ви-

2 2 2
явлення аномального спостереження x  x max в ряду з
n  9 спостережень практично співпадають з відповід-
1
ними значеннями для n  10 (параметри нецентральності
для цих двох випадків майже не відрізняються b  b ).
3
2
Фактична ймовірність виявлення    3  . 0 60 , а імо-
  
вірна величина аномалії a   2  S  . 2 81 . 1 01  . 2 84 .
2
2
в) Перевірка аномальності x  10  5 . 4 .
305