Продолжение табл. .
@
” 
Распределение
40
С, = 
2,0
о 
Эмпирическое 
0,36 | 0,29 | 0,23 | 0.18 | 0,12 | 0,06 | 0:03.
Пирсона 11 
0,35 | 030 | 0,25 | 0.20 | 0,14 | 0.07 | 0,01
0.9 | Эмпирическое 
0,24 | 019 | 0,15 | 0,11 | 0.08 || 0,04 | 002
Пирсона 11 
0,24 
0,16 | 0,12 | 0,08 | 0,03 | 0,00`
С, = 3,0
о 
`Эмпирическое 
0,46 | 0.38 | 0,31 | 0,24 | 0.17 | 0.09 | 0,04
`Пирсона 111 
0,45 | 0,39 | 0,33 | 0,27 | 0,20 | 011 | 0,03.
0,9 
Эмпирическое 
0,31 | 0,24 | 0,20 | 0,15 | 0,10 | 0,05 | 0,02.
Пирсона 11 
0,32 | 0,26 | 0,22 | 0,15 | 011 | 0,05 | 0,00.
Обобщение критерия Смирнова 
— Граббса. Проверить выборку
на наличие одного 
резко отклоняющегося значения можно лри
помощи статистики 
С, которая вычисляется по формулам:
для максимального члена выборки
бу= (ин—0)!5, 
(1.15)
для минимального члена выборки
@, = (и—м)!5, 
(1.16)
где И— среднее значение анализируемой последовательности; 5 —
среднес квадратическое отклонение,
Впервые о подобной статистике упоминается в работе К. Пир-
сона [111}. Известный советский математик Н. В. Смирнов ис-
‘следовал` 
распределение 
статистики 
С 
и 
составил 
таблицы
а@ %-пых значений для 3<<л<<20 [15, 85). Более подробно 
распре-
деление этой статистики ‚изучено Ф. Граббсом [109}. 
этому.
в отечествентой литературе по математической статистике крите-
рий С получил название критерия Смирнова 
— Граббса,
Критерий Смирнова 
— Граббса предназначен для анализа вы-
борок_ из нормального распределения, поэтому он, как и крите-
рии Диксона, был обобщен для автокоррелированных последо-
вательностей из распределения Пирсона ! типа. Статистики
обобщенного критерия определялись с использованием МСИ для!
выборок объема л, равного 6, 10, 20, 30, 50, 70 и 100 из гене-
ральной совокупности, принадлежащей распределению Пирсона
1 типа, общим объемом No = 2000 л. Коэффициенты асимметрии
С, генеральной совокупности назначались равными 0; 0,5; 1,0;
1,5; %0; 3,0 и 
коэффициепты 
автокорреляции 
г— равными 0,
0,5, 0,9.
18
!