Page 317 - 4196

2
У випадку n  надійність  x при гіпотезі H
0
розподілена з щільністю
 2  1n  n 1 
 

f           1  5.0     ,
0
 2  n  n 


а при гіпотезі H розподілена рівномірно на інтервалі
1
 1,0 .

2 Розподіл надійності при невідомому 
x
При гіпотезі H статистика   t  S має
0

2
центральний розподіл Стьюдента з n  ступеню волі
S n 2  0;t . Надійність в цьому випадку обчислюється за
формулою

f
     t  ;z dz ,
t  
де  ;zf t  - щільність нецентрального розподілу Стью-

дента ( - параметр нецентральності).

Далі отримаємо
  


P      P  f t   ;z  dz    
 t    


t  
 P t    t   f t   0;z dz ,
 
де

f  ;z dz   .
 t
   t

317