Биномиальный Таблицы

Таблица III. БИНОМИАЛЬНЫЕ КОЭФИЦИЕНТЫ

ТАБЛИЦА га/, БИНОМИАЛЬНЫЕ КОЭФФИЦИЕНТЫ [c.40]

Разложение имеет место для л < 1 ряд, стоящий в правой части равенства, называется биномиальным, поведение его на концах х= 1 промежутка его сходимости определяют по таблице —< [c.152]

Так как биномиальное распределение двухпараметрическое, то для него не удается составить достаточно подробные и в то же время компактные таблицы. При вычислении значений Р (х) удобно пользоваться таблицами биномиальных коэффициентов или значений факториалов [4]. [c.63]

Ввиду ТОГО что гипергеометрическое распределение трехпараметрическое, его табулирование затруднено. Значения Р (х) при гипергеометрическом распределении можно вычислять с помощью таблиц биномиальных коэффициентов или таблиц факториалов [4], если значения их аргументов сравнительно невелики. При больших значениях их аргументов можно пользоваться приближенной формулой Стирлинга [c.65]

Таблица 4.12 Свойства биномиального распределения (фиг. 4.5)

Таблицы биномиального распределения [c.134]

Таблица 4.15 Сравнение двух параметров биномиального распределения

Таблица 4.16. Свойства отрицательного биномиального распределения (фиг. 4.6)

Приближенное определение доверительных границ по заданным значениям т п N может производиться с помощью таблиц. Например, при биномиальном законе распределения по к при т Ф О [c.71]

Вычисление при помощи этих формул занимает много времени, и производить его имеет смысл только при малом N, пользуясь таблицей биномиальных коэффициентов. [c.119]

Приведенные выше преобразования позволяют приблизить биномиальное распределение и распределение Пуассона к распределению Гаусса, удобному с точки зрения применения таблиц даже при очень малом количестве деталей, равном примерно 10. [c.123]

Значения функций спадания обычно берут из таблиц частичных сумм биномиального вероятностного распределения для г событий в п независимых испытаниях при вероятности в каждом отдельном испытании, равной 72- [c.238]

Правило исправления случайных ошибок в функции гласит Когда в разностях 7 г-го порядка обнаруживается характерная структура, то, если т четное, берут наибольшую т-ю разность, делят ее на число, взятое из нижеследующей таблицы, и прибавляют частное (ближайшее целое число) к значению функции, стоящему на той же строке если т нечетное, то берут среднее, не обращая внимания на знаки, из двух наибольших последовательных разностей г-го порядка, приписывают ему знак нижней разности, делят на число из нижеприведенной таблицы и прибавляют частное (ближайшее целое число) к значению функции, стоящему на промежуточной строке. Эти числа с точностью до знака равны наибольшим коэффициентам в биномиальных разложениях порядка т. Полезно сравнить их с числами З" из предыдущего раздела [c.124]

Величины g(N,m) являются биномиальными коэффициента.ми, где т — любое целое число (для нечетного N — любое полуцелое число), лежащее между — /гЛ и Таблицу биномиальных коэффициентов можно найти почти в любом собрании математических таблиц. [c.21]

Значения взяты из таблицы биномиальных коэффициентов. [c.22]

При расчетах по формуле (1-137) для конкретных значений величин д , 1 и п,- можно пользоваться таблицами биномиального закона распределения или его асимптотическими формулами. [c.47]

Квантиль 1,1-а биномиального распределения В (Л, хю, Рх) определяется из таблиц, после чего из соотношения [c.74]

По выражению (3.2.136) с помощью ЭВМ можно составить таблицы планирования испытаний и контроля уровня надежности методом последовательного анализа с односто-poHiieft границей для биномиального закона распределения. Полученными по формуле (3.2.136) таблицам удобно пользоваться при планировании испытаний и контроле уровня надежности, когда в ТЗ задан один уровень показателя надежности. [c.280]

Необходимо учитывать, что наиболее неблагоприятным является тот случай, когда малым значениям параметра из ряда Х, Х2, Хп соответствуют наибольшие вероятности в рамках указанного выше индивидуального оценивания. Обозначив через Я - такую случайную величину, реализацией которой служит относительная частота Л/, получим величину kj = h V поД" чиняющуюся биномиальному закону распределения В к , V, р ) с параметрами V и р -. Согласно этому закону из уравнения В кх, V, Р1) = 1—г—а, где = получим сначала для вероятности р1 индивидуальную оценку полуинтервала [О, р1] с учетом допуска на ошибку оценивания 8 = 1—а. Значение р можно взять из таблицы биномиального закона распределения (см., например, [21]), Кроме того, справедливо выражение [c.70]

Квантиль Ртит2 8 биномиального закона распределения определяется из статистических таблиц (см., например, [21]). [c.70]

Шафорд предложил модель поведения испытуемых, согласно которой они определяют среднее значение по пропорциям, наблюдающимся в сравнительно малых частях таблицы, рассматривающихся последовательно в наиболее интересных для испытуемого областях. Такими областями, кажется, являются нетипичные области, и в этом случае оценки оказываются смещенными из-за факторов, основанных на внимании. Разброс оценок испытуемых уменьшается с увеличением времени предъявления массива и с приближением пропорций к крайним значениям. Эти результаты подтверждают модель последовательного выбора, поскольку, если вероятность р в биномиальном распределении оценивается по отношению числа положительных исходов к числу испытаний /г, то дисперсия оценки р равна р (1 — / )/ , и эта величина убывает с ростом п и увеличивается, когда р и (1 — р) сближаются по величине. [c.39]

Энциклопедия по машиностроению XXL

Оборудование, материаловедение, механика и ...