Page 316 - 4196

  


P   x    P   f н  ;z  1 , dz    
 t   x 


t  
 P t   tx      f н  0;z 1 ,  ,dz
 
де

f   1,;z dz  
 н
t  x
або
5 . 0   0   t     ,
звідки
1
 t    0  5.0     .
Таким чином,  x при гіпотезі H розподілена з
0
щільністю
d P   x    f t   ,0;  1
f     н 
d  f н t   ,;   1

 exp   2 2  t   exp   2 2   0 1    5 . 0 .
З іншого боку, статистика  xt при гіпотезі H має
1
розподіл  1,N  . Тому

  x   f н  ;z  1 , dz  1 F t  x .
t  x
Оскільки
P t    Ptx   F   t   Fx    Ft   t
то   tF   розподілена рівномірно на інтервалі  1,0 .
Тобто і статистика надійності    x 1  F   t   також

розподілена рівномірно на  1,0 .

316