сходится к максимальному собственному числу 3„ = Н А„{#} матрицы А’ с
к -6
соответствующим вектором й” = т В” [. При этом
т — ©
А = 2 2 ак ВУ ) - сумма компонент вектора А’ 
* [#);
к 
!
ВУ 18 = @21 1!}. .... йю 
[М) — вектор весовых козффициентов ПХП на #й
итерации; 2 А Ш = % В 11 0; 
АР 10] = 1/т; 
%т.
Если в процедуре парного сравнения ПХП участвуют несколько экспертов,
то полученные индивидуальные оценки й” весавых козффициентов усредня-
ются, и формируется групповая матрица предпочтений А. Ее злементы а)к
отражают частоту «общей» предпочтительности /-го ПХП по сравнению с к-м,
т.е. удовлетворяют условию ар + 8кр = 1. Доля спучаев, когда /-й ПХП ока-
зывается более значимым, чем к-й ПХП в общем числе получаемых оценок,
определяется па формуле:
а;„:%Ё @ - Вёо+ 172р д ко=1ут; 
в = Топ.
»
Для получения групповых оценок весовых коэффициентов используют ве-
роятностные модели (Миркин, 1974). Их применение основано на предполо-
жении, что существуют некоторые «истинные» коэффициенты относительной
важности ПХП й). При этом индивидуальные оценки й” весовых коэффици-
1
ентов, попученные на основе обработки матрицы парных сравмений А’, 
У, рас-
сматриваются как реализация некоторой случайной величины Ае математи-
ческим ожиданием М [1 
= А
После получения групповых оценок й) определяют степень согласованности
экспертных суждений об относительной важмости ранжируемых ПХП.
В качестве меры согласованности используют коэффициент конкордации
Кэндалла И/, который изменяется в пределах от О до 1, Причем 
И/ = 1 в случае
полного совпадения мнений экспертов. Путем оценки коэффициента конкор-
дации И/ можна установить, есть ли статистическая значимая согласованность
экспертных суждений. Для этого вычисляют статистический критерий ?. Ес-
ли расчетное значение уфысч больше критического (табличного) ал (у, <) СО
степенями свободы у = () -— ) и уровнем значимости ‚, то зто означает,
что И’ змачимо отличается от нуля, Т, ©. мнения экспертов согласованны. Уро-
вень значимости ‹ определяет вероятность ошибки, которую можно допу-
стить, приняв решение © том, что И/ » 0, когда на самом деле И/ = 0.
Количественные ПХП могут быть выражены в различных единицах изме-
рения и иметь существенно различные значения. Поэтому они оказываются
несопоставимыми в комплексном измерителе сходства. В таких случаях не-
обходимо предварительное нормирование природно-хозяйственных данных,
которое можно выполнять различными способами, например:
Я = 
г - у"" /Р - ут),
где у) 
— нормированное значение /-го ПХП /го ОР; у” и у” — соответ-
ственно минимальное и максимальное значения /го ПХП.
После этого_все ПХП приводят к безразмерному виду, причем Ох у) <1,
= Т тр б = 1,М.
Мера сходства («расстовние»} между ОР может иметь различный вид, в
частности
178