Page 350 - 4196

1 n i 2
F k  F  ;Q  ,  2  Q,   100 %, S i   x j   x .
1
n i 1 j 1
Таким чином
 1 
   1  G  F k ;  ,  2  ,
1
 1  
де  ;xG m ,  n - функція розподілу F - відношення, яку
можна обчислити через функцію  - розподілу  ,aI x  b :
 m n 
G  ;x m , n   I mn  ,  . (6.61)
 2 2 
n mn
Q- процентні точки F- відношення пов’язані співвідно-
шенням
F  ;Q  1 ,  2  100F  Q ;  2 ,  1  1 (6.62)
З формул (6.61) і (6.62) випливає, що нерівність
   1 ,  0   , 5 . 0    0
еквівалентна умові
F  ;Q  ,  2  100F ;  ,  1   1   ,

2
1
€ €
де 1   F (F - спостережене значення F - статистики).
Таким чином, з останньої формули можна знайти вели-
чину
F 100 ; 2 ,  1  F € F , (6.63)
k
далі за таблицями процентних точок F - розподілу зна-
ходимо процентну точку Q 1  100  , яка відповідає спів-

відношенню (6.63), і оцінку надійності   1  .

2 Визначення надійності виявлення через F - ста-
тистику і параметр нецентральності a
Якщо відомий параметр нецентральності a або йо-


го оцінка a , то для визначення  або його оцінки 


при  1  8 можна скористатись перетворенням Патнайка
350