4, велики (как правило, более 10), то практически невозможно
учесть всевозможные сочетания и поэтому идут на некоторые
допущения. Таковым будет предположение о равновероятных со-.
бытиях в каждой генетической группе. В этом случае функция
(1) перепишется так:
$ 
слай мт 
©
В аи ‚ дбутнототд 
6 в "рооик
Это уже многомодальное биномиальное распределение. Оно явля-
ется обобщением 
формулы Вернули на К групп генетически 
раз-
нородных событий, Если в каждой такой группе события /;
удовлетворяют л›...ітр—-пупрдщ то Ппри 
- 
со
"‘
*Й’:)°5Н/ 795; ачое
Зд.сь:-(лд.‚‚‘дш;;. о. функция (2) в этом случае пред-
ставлена в ВИДе с‚ип нормальных законов.
@-р
д@)зё-‘ёт,‚; оан 
› 
(3)
тде 4,*4,*..* 
5. =1. Величины $, выполняют роль весовых ко-
эффициентов. ‚
Аналогично из формулы (2) можно получить многомодальную
Штвщ-еу_...шоп'ш
лЕ 
оо 
[С)]
А@)=. 2': ПНа
Вспт...одщиптс......щш то
формула (4) приобретает более общий вид:
ВНУ ОО 
Ели-
в6-5 ® П) 
© 
(#-в) й° 
(5)
Естественно, и-шипвшвушщ - ’- >Л 
„ В противном
случае 
@ () =0.
При / =2 получаем двухмодальную кривую /1/, пригодную для
описания некоторого класса гистограмм продолжительности цикла.
регулирования.
На функцию (2) можно наложить такде требования о том, чтобы
отдельные 
группы генетически разнородных событий стремились
57