Теория и методы измерений

71 т.е. располагаются в порядке возрастания y n 1 < y n 2 … < y nn , где n – число параллельных опытов. Одно из крайних значений, например y n 1 , считается подозритель- ным на промах, если оно далеко отстоит от остальных. В этом слу- чае необходимо проверить гипотезу Н 0 : y n 1 принадлежит остальной совокупности. Альтернативной является гипотеза Н 1 : y n 1 не принад- лежит остальной совокупности, т.е. является промахом. Для проверки гипотезы Н 0 определяют расчетное значение v -критерия: 1 min u u u y y ν = S  , (3.13) если берется наименьшее y n 1 , или max nn n y y ν = S  , (3.14) если берется наибольшее y nn . Полученные расчетные значения сравнивают с табличным зна- чением v q , которое случайная величина v может принимать по чисто случайным причинам. Значения v q табулированы (см. приложение 1). Если v min или v max окажется меньше табличного v q , т.е. ext q ν ν  , гипотеза Н 0 принимается с надежностью вывода Р = 1 – q. Иначе говоря, предполагаемое крайнее значение отклика считается принад- лежащим к остальной совокупности y uj . В противном случае гипотеза отклоняется, а элемент выборки y n 1 или y un признается промахом n и из дальнейшей обработки исключается. В данной строке остается ( n – 1) наблюдение, что приводит к нарушению условия ортогональности и затрудняет применение метода наименьших квадратов для отыскания оценок b -коэффициентов. Поэтому для использования стандартных процедур обработки экспериментальных данных надо исключить стол- бец в таблице, содержащий измерение-промах, или в этой точке фак- торного пространства (для этой строки) провести еще одно измерение. Следующий этап – проверка однородности построчных диспер- сий. Цель проверки – определить, являются ли измерения отклика во всех точках (строках) плана равноточными или нет. Разброс y uj в некоторой u -й строке объясняется не только ошибками измерений,