В качестве осповного нами был выбраи способ, оспованный на:
расчете критерия 72. Этот критерий ме только достаточно мошный
(т. е. вероятность принятия по этому критерию гипотезы, когда она
не верна, очень мала), по и позволяет учесть отсутствие информа-
ции о числовых характеристиках распределения лутем уменьшения
степеней свободы. Однако крнтерий 
у° 
имеет 
ряд 
недостатков.
Во-первых, расчеты этого критерия проводятся по группированным
данным, поэтому часть информации о ряде распределсния случай-
ной величипы теряется при груплировке; во-вторых, значение кри-
терия зависит от интервалов, па которые разбит вариационный ряд.
Из-за недостатков этого критерия гипотеза может быть отверг-
нута даже в том случас, если она верна. Поэтому в качестве допол-
нительного критерия нами был выбраи критерий «?. Расчеты этого:
критерия ведутся по всему статистическому ряду и сводятся к опре-
делению разницы между теоретической вероятностью и эмлириче-
ской частотой. Этот критерий 
нами 
используется 
в том случае,
когда критерий 7? отвергает гилотезу 
© нормальности ` распреде-
ления,
Прежде всего мы проанализировали ряды декадных температур
воздуха, так как эти ряды содержат 40—50 членоп и более, т. е. ми
чимальное количсство, 
по 
которому 
можно 
проперять гипотезу
о заколе распределения статистического ряда. В качестве примера
приведем 
расчеты, 
сделанные для двух 
пунктов ЕТС — Ростов
(Ярослапской области) и Муром (табл. 
6). ` Все показатели таб-
лицы рассчитаны за период © лервой декады апреля по третью де-
каду сентября.
Таблица 6
Меснс 
и
ЗЙ 
я
УУ 
ы 
0,9 
2,9 
0,79 
45
1\ 
я [ 44 | 3 | о0 | 
35
г 
я | 81 | 
32 | 0,85 | 45
' 
я | ю | за | ов | 
н
м 
5% | Н9 | 33 | о0 | ч
Ун, 
5 
| 
188 | 28 | 032 | 4
У 
50 | 20н1 | 210 | 0:38 | 
33
уПа 
я ] 109 | 24 | 008 | 
48
УнЬ 
э 
3183 | 30 | 008 | 
«4
УШь 
ы 
17,7 
2,6 
90,08 
44
УШ 
я | 161 | ЗИ | о: | н
1, 
50 
13,4 
2,7 
0,15 
3
1% 
я | 109 | 35 | о8 | 44
у 
я | 89 | 27 | оо | 38