Будем. считать в этом`распре- 
700
деленин: 
@
Га д„,ш, = 71 
%%
: 
И
Второй параметр положим рав- 
2@ 09
ным стандарту распределения: 
; %
о= / Х ®— ТРр 
Аёі}‚‚/
Подставляя полученные значе- 
/7 %г%
г 
ИО
ния No 
н с в формулу (235) и при- 
/%/ 
\
давая No различные значения, по- 
А /„‹ //‚/‚
учня попррмоную кризую 0. 
% %% %%
выравнивающую 
‘наш 
© 
° 
Я
ЕОСССС
ский ряд (рнс. 60). 
И
Критерии согласия. Пусть
некоторое статистическоерас 
## 5 No 27 28 & @х
пределение выравнено с по- 
Рис, 60, Гистограмма влажно-
мощью некоторой теоретиче- 
стн 
No 
и выравнивающая е
ской кривой / () (рис. 60). 
кривая распределения
Как 
бы 
хорошо 
ни 
была
подобрана теоретическая кривая, между нег и статистиче-
ским рядом неизбежны некоторые расхождения. Возни-
кает 
вопрос, 
объясняются 
ли 
эти расхождения 
чисто
случайными 
факторами, 
связанными 
с 
ограниченным
числом наблмюдений, или они являются существенными
и 
аны с тем, что выбранная кривая плохо выравни-
вает статистическое распределение. Для ответа на такой
вопрос служат так 
называемые критерии согласия.
ная теоретический закон распределения / (No) для
каждого наблюдаемого значения \No == 
\No,, найдем теоре-
тические вероятности 
из соотношения (235):
Г(No,) 
= ра;
Г(У 
) 
= ра
Г(0) = р
Требуется установить, согласуются ли этн «теоретиче-
ские» 
вероятности с результатами эксперимента,
В качестве меры расхождения _ Пирсбн ввел следующую
величину: