Page 126 - 70

На основі додатку Ж для відповідних n і l знаходять значення
коефіцієнтів a n   j 1 для j від 1 до l і записують їх знизу вверх в ко-
лонку 4 табл. 4.3. Після цього розраховують значення різниць
x n j1  x , які заносять в колонку 5 табл. 4.3 і, накінец, на основі
j
даних колонок 4 і 5 табл. 4.3 заповнюють нижню частину колонки 6
табл. 4.3.
2 2
На основі даних табл. 4.3 розраховують значення  і b та-
ким чином:
2
n 1  n 
2
  (  x )    i   x , (4.23)
i
 i 1 n  i 1 
2
 l 
b 2    a n  1  j    x n  1  j  j   x  . (4.24)
 1  j 
2 2
Слід відмітити, що деякі із складових членів виразів  і b
знаходяться на основі даних табл. 4.3 (колонок 2 і 6). На основі
2 2
отриманих значень  і b розраховують значення критерію W:
2 2
W  b  . (4.25)
Задавшись певним рівнем значимості α, який відображає най-
більшу імовірність помилковості гіпотези про приналежність ре-
зультатів спостережень даної вибірки до нормального закону роз-
*
поділу ( a = 0,05) згідно додатку К знаходять значення W .
*
При W  W можна вважати, що гіпотеза справедлива і роз-
поділ спостережень досліджуваної вибірки відповідає нормальному
закону розподілу.
2
За допомогою критерію χ (критерій Пірсона) є можливість
провірити гіпотезу про відповідність вибірки результатів спостере-
жень будь-якому теоретичному закону розподілу, а також провірити
на однорідність результати спостережень двох і більше вибірок.
2
При перевірці за допомогою критерію χ однорідності довіль-
ної кількості вибірок L ( L ≥ 2) кожну із вибірок x jl , ..., x jn , де j =

165