Page 177 - 70

Якщо інформація про дисперсії  2 є обмеженою лише зна-
x j
ченнями їх оцінок, то довірчий інтервал можна визначити лише на-
ближено. В цьому випадку статистика
m
2
t    yy   b  2 (5.76)
j
 j 1 x j
і апроксимується розподілом Стюдента з ефективною кількістю
степеней свободи
2
 m   m  
2
  b  2    2  4 4  n 1 
b 
 j x j     j x j  j 
 
  j 1   j 1 
k еф  . (5.77)
m  4 4 
b 
  j  n j   1
j   1 x j 
Дисперсію випадкової похибки результату посереднього вимі-
рювання при відсутності залежності між аргументами визначають так:
m
2
 y   b  2 . (5.78)
j
 j 1 x j
Якщо оцінки аргументів є корельованими, то необхідно знати
коефіцієнти попарної кореляції, який між аргументами x і x при
h
x
умові, що кількість результатів спостережень кожного із них є од-
наковою, тобто n  n  n j , визначається так:
k
h
n j  n j   n j 
 x k x h  1   x k    x h 
i1 i i n j  i1 i    i1 i 


 kh  , (5.79)
n  x k  x h
j
де x k i x , h i — результат і-го спостереження h-го та k-го аргументів;
 x k , x h — оцінки СКВ результатів спостережень аргументів
x i x h i , які у свою чергу визначаються так:
k
i

217