Page 338 - 4196

m r 2 m r 2 m r 2
3) 2  x   x  2  a   a  2      
i
i
i
 i 1  i 1  i 1
m r
 2 2  a  a     .
 i
i
 i 1

Нехтуючи мішаним моментом (у зв’язку з некорельова-
ністю аномалій і перешкод) і, враховуючи, що
1 r 2  2
  i     D    i ,
r i 1 m
отримаємо
m r 2
m S 2   a i  a   r .
2
 i 1
Позначимо
m r 2
    a   a  m S  r . (6.51)
i
2
 2 i 1
- параметр нецентральності для статистик
S
F  m   1 2 , (6.52)

S 1
m r 2
    x i   x , (6.53)
 2 i 1
які слугують для сумарної оцінки аномальності рядків
(фактор A ). При гіпотезі H статистика F має нецент-

1
 1
ральний F - розподіл з  1  r  1 і  2  r  1 m  сту-
2
пенями волі, а статистика  - нецентральний  - роз-

 1
поділ з r  ступеню волі.
Аналогічним чином можна показати, що статистики

338