- •Якщо генеральна сукупність містить n елементів, а для обстеження потрібно вибрати з них частину n, то число можливих вибірок
- •Практичне знаходження статистичних функцій з використанням електронних таблиць Excel.
- •А. Знаходження середнього значення простої середньої величини
- •Б. Визначення вірогідності попадання контролюємого параметру у зазначений інтервал
- •С. Визначення істотних відмінностей між вибірковими середніми
- •Розв’язання:
- •Використання електроних таблиць для визначення якості змішування гумових сумішей та розрахунку теплового балансу
С. Визначення істотних відмінностей між вибірковими середніми
Приклад.
Для двох різних гум А та В були одержані результати визначення міцності зв'язку в каркасі для 3-х шин (по 10 випробувань) . Дані спостереження наведені в таблиці 1 діапазон комірок В1:К6.
Із заданою надійністю Р=0,95 визначити істотність відмінностей середніх значень гум.
|
A |
B |
C |
D |
E |
F |
G |
H |
I |
J |
K |
|
Міцність зв’зку між прошарками каркасу, Мпа |
||||||||||
1 |
Гума А |
6.1 |
6.6 |
8.0 |
7.8 |
6.5 |
7.5 |
7,0 |
7,5 |
7,3 |
7,8 |
2 |
|
7.9 |
7.6 |
7.6 |
7.2 |
6.5 |
6.6 |
7,6 |
7,8 |
7,7 |
7,5 |
3 |
|
7.1 |
7.5 |
7.7 |
7.4 |
7.3 |
7.8 |
7,4 |
7,5 |
7,6 |
7,2 |
4 |
Гума В |
6.6 |
7.1 |
8.4 |
8.3 |
7.0 |
8.1 |
7,5 |
8,0 |
7,7 |
8,4 |
5 |
|
8.4 |
8.1 |
8.1 |
7.5 |
7.1 |
7.0 |
8,0 |
8,3 |
8,5 |
8,0 |
6 |
|
8.6 |
8.1 |
8.2 |
8.0 |
7.8 |
8.2 |
8,3 |
8,8 |
8,1 |
7,6 |
Розв’язання:
Використовуючи вбудовану функцію підрахунку числа стовпців ЧИСЛСТОЛБ ( категорія – ссылки и массивы), знаходимо розмір масивів у комірках В7, В8 ( табл.2). Середні значення обох масивів знаходимо у комірках В9, В10 з використання вбудованої статистичної функції СРЗНАЧ.
Таблиця 1 – Розрахунок істотності відмінностей між вібірковими середніми
|
A |
B |
C |
D |
E |
F |
G |
H |
I |
J |
K |
1 |
А |
6,1 |
6,6 |
8 |
7,8 |
6,5 |
7,5 |
7 |
7,5 |
7,3 |
7,8 |
2 |
|
7,9 |
7,6 |
7,6 |
7,2 |
6,5 |
6,6 |
7,6 |
7,8 |
7,7 |
7.5 |
3 |
|
7,1 |
7,5 |
7,7 |
7,4 |
7,3 |
7,8 |
7,4 |
7,5 |
7,6 |
7,2 |
4 |
В |
6,6 |
7,1 |
8,4 |
8,3 |
7 |
8,1 |
7,5 |
8 |
7,7 |
8,4 |
5 |
|
8,4 |
8,1 |
8,1 |
7,5 |
7,1 |
7 |
8 |
8,3 |
8,5 |
8 |
6 |
|
8,6 |
8,1 |
8,2 |
8 |
7,8 |
8,2 |
8,3 |
8,8 |
8,1 |
7,6 |
7 |
n1= |
10 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
8 |
n2= |
10 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
9 |
Xa= |
7,35333 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
10 |
Xb= |
7,92667 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
11 |
Sa= |
0,47397 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
12 |
Sb= |
0,53623 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
13 |
S^2= |
0,25609 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
14 |
t= |
-2,3322 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
15 |
t(0,05,18)= |
2,10092 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Оцінки середньоквадратичних відхилень обох масивів знаходимо в комірках В11, В12, використовуючи вбудовану статистичну функцію СТАНДОТКЛОН.
Оцінку дисперсії обох вибірок за формулою
S2 = / (n1 + n2 –2)
знаходимо в комірці В13.
Розрахункове значення t роз – статистики за формулою
записуємо в комірку В14., а табличне значення крітерію Стьюдента – до комірки В15.
Таблиця 2 – Формули розрахунку істотності відмінностей між вибірковими середніми
|
A |
B |
C |
D |
E |
F |
G |
H |
I |
J |
K |
||||||||
1 |
А |
6,1 |
6,6 |
8 |
7,8 |
6,5 |
7,5 |
7 |
7,5 |
7,3 |
7,8 |
||||||||
2 |
|
7,9 |
7,6 |
7,6 |
7,2 |
6,5 |
6,6 |
7,6 |
7,8 |
7,7 |
7 ,5 |
||||||||
3 |
|
7,1 |
7,5 |
7,7 |
7,4 |
7,3 |
7,8 |
7,4 |
7,5 |
7,6 |
7,2 |
||||||||
4 |
В |
6,6 |
7,1 |
8,4 |
8,3 |
7 |
8,1 |
7,5 |
8 |
7,7 |
8,4 |
||||||||
5 |
|
8,4 |
8,1 |
8,1 |
7,5 |
7,1 |
7 |
8 |
8,3 |
8,5 |
8 |
||||||||
6 |
|
8,6 |
8,1 |
8,2 |
8 |
7,8 |
8,2 |
8,3 |
8,8 |
8,1 |
7,6 |
||||||||
7 |
n1= |
=ЧИСЛСТОЛБ(B1:K3) |
|
|
|
|
|||||||||||||
8 |
n2= |
=ЧИСЛСТОЛБ(B4:K6) |
|
|
|
|
|||||||||||||
9 |
Xa= |
=СРЗНАЧ(B1:K3) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
10 |
Xb= |
=СРЗНАЧ(B4:K6) |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||
11 |
Sa= |
=СТАНДОТКЛОН(B1:K3) |
|
|
|
|
|||||||||||||
12 |
Sb= |
=СТАНДОТКЛОН(B4:K6) |
|
|
|
|
|||||||||||||
13 |
S^2= |
=(B11^2*(B7-1)+B12^2*(B8-1))/(B7+B8-2) |
|
|
|
|
|||||||||||||
14 |
t= |
=(B9-B10)/КОРЕНЬ((1/B8+1/B9)*B13) |
|
|
|
|
|||||||||||||
15 |
t(0,05,18) |
=СТЬЮДРАСПОБР(0,05;18) |
|
|
|
|
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||
|
Перша група |
|
Друга група |
|
|
|
|||||||||||||
|
Xi |
ni |
|
Xi |
ni |
|
|
|
|||||||||||
|
2 |
1 |
|
3 |
2 |
|
|
|
|||||||||||
|
4 |
7 |
|
8 |
3 |
|
|
|
|||||||||||
|
5 |
2 |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
N1 = |
10 |
|
N2 = |
5 |
|
|
|
|||||||||||
Групові |
Х1= |
4 |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
середні |
Х2= |
6 |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
Групові |
D1гр= |
0,6 |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
дисперсії |
D2гр= |
6 |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
cеред.арифм. |
Dвнутр.= |
2,4 |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
дисперсій |
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
загальна серед. |
Х загальн |
4,667 |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
Dміжгруп. |
0,889 |
|
Dвнутр. + Dміжгруп. |
|
||||||||||||||
|
Dзагальна |
3,289 |
|
|
|
3,288889 |
|
|
|||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1 |
A |
B |
C |
D |
E |
F |
|
|
|
|
2 |
|
Перша група |
|
Друга група |
|
|
|
|
||
3 |
|
Xi |
ni |
|
Xi |
ni |
|
|
|
|
4 |
|
2 |
1 |
|
3 |
2 |
|
|
|
|
5 |
|
4 |
7 |
|
8 |
3 |
|
|
|
|
6 |
|
5 |
2 |
|
|
|
|
|
|
|
7 |
|
N1 = |
"=СУММ(C4:C6) |
N2 = |
"=СУММ(F4:F6) |
|
|
|
|
|
8 |
Групові |
Х1= |
"=(C4*B4+C5*B5+C6*B6)/C7 |
|
|
|
|
|||
9 |
середні |
Х2= |
"=(F4*E4+F5*E5)/F7 |
|
|
|
|
|
||
10 |
Групові |
D1гр= |
"=(C4*(B4-C8)^2+C5*(B5-C8)^2+C6*(B6-C8)^2)/C7 |
|
|
|
||||
11 |
дисперсії |
D2гр= |
"=(F4*(E4-C9)^2+F5*(E5-C9)^2)/F7 |
|
|
|
|
|||
12 |
cеред.арифм. |
Dвнутр.= |
"=(C7*C10+F7*C11)/(C7+F7) |
|
|
|
|
|||
13 |
дисперсій |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
14 |
загальна серед. |
Х загальн |
"=(C4*B4+C5*B5+C6*B6+F4*E4+F5*E5)/(C7+F7) |
|
|
|
||||
15 |
|
Dміжгруп. |
"=(C7*(C8-C14)^2+F7*(C9-C14)^2)/(C7+F7) |
|
|
|
|
|||
16 |
|
Dзагальна |
"=(C4*(B4-C14)^2+C5*(B5-C14)^2+C6*(B6-C14)^2+F4*(E4-C14)^2+F5*(E5-C14)^2)/(C7+F7) |
Дфохфакторний дисперсійний анализ
Приклад.
У підготовчому цеху шинного заводу за результатами аналізу статистичних даних , по вимірюванню пластичності, були виявлені великі коливання середніх значень показників якості
сумішей одного й того ж шифру, виготовлених на різних гумозмішувачах і в різні зміни. Визначити причини варіацій якості сумішей.
Таблиця 3 – середні значення результатів лабораторного аналізу (по пластичності)
Номер гумозмішувача |
Зміна |
|||
1 |
2 |
3 |
4 |
|
1 |
0,3890 |
0,3881 |
0,3665 |
0,3759 |
2 |
0,3846 |
0,3596 |
0,3605 |
0,3689 |
3 |
0,3992 |
0,3740 |
0,3784 |
0,3809 |
4 |
0,3969 |
0,3789 |
0,3830 |
0,3818 |
5 |
0,3619 |
0,3696 |
0,3490 |
0,3645 |
Для даної задачі К=5 (гумозмішувачі), m=4 (зміни)
Однофакторний дисперсійний аналіз
Приклад. Перевірити при заданому рівні значимісті нульову гіпотезу о єдності декількох середніх нормальних сукупностей з невідомими, але однаковими дисперсіями.
A |
B |
C |
D |
E |
F |
G |
H |
|
|
||||||||||
2 |
Таблиця – похідні |
|
|||||||||||||||||
3 |
номер |
Рівні фактору Fj |
|
|
|
|
|
||||||||||||
4 |
i |
F1 |
F2 |
F3 |
|
|
|
|
|
||||||||||
5 |
1 |
51 |
52 |
42 |
|
|
|
|
|
||||||||||
6 |
2 |
52 |
54 |
44 |
|
|
|
|
|
||||||||||
7 |
3 |
56 |
56 |
50 |
|
|
|
|
|
||||||||||
8 |
4 |
57 |
58 |
52 |
|
|
|
|
|
||||||||||
9 |
серед.гр |
54 |
55 |
47 |
|
|
|
|
|
||||||||||
11 |
c= |
52 |
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
13 |
Таблиця - розрахункова |
|
|
|
|
|
|
||||||||||||
14 |
номер |
Рівні фактору Fj |
|
||||||||||||||||
15 |
i |
F1 |
F2 |
F3 |
|
|
|||||||||||||
16 |
|
yi1 |
yi12 |
yi2 |
yi22 |
yi3 |
yi32 |
|
|
||||||||||
17 |
1 |
-1 |
1 |
0 |
0 |
-10 |
100 |
|
|
||||||||||
18 |
2 |
0 |
0 |
2 |
4 |
-8 |
64 |
|
|
||||||||||
19 |
3 |
4 |
16 |
4 |
16 |
-2 |
4 |
|
|
||||||||||
20 |
4 |
5 |
25 |
6 |
36 |
0 |
0 |
|
|
||||||||||
21 |
Qj= |
|
42 |
|
56 |
|
168 |
ΣQj=266 |
|
||||||||||
22 |
Tj= |
8 |
|
12 |
|
-20 |
|
ΣTj =0 |
|
||||||||||
23 |
T |
64 |
|
144 |
|
400 |
|
ΣT j2= 608 |
|
||||||||||
13 |
Таблиця - розрахункова ( у режимі Excel) |
|
|
||||||||||||||||
14 |
номер |
Рівні фактору Fj |
|
|
|
|
|
|
|||||||||||
15 |
i |
F1 |
|
F2 |
|
F3 |
|
|
|
||||||||||
16 |
|
yi1 |
yi12 |
yi2 |
yi22 |
yi3 |
yi32 |
|
|
||||||||||
17 |
1 |
=C5-$C$11 |
=C17^2 |
=D5-$C$11 |
=E17^2 |
=E5-$C$11 |
=G17^2 |
|
|
||||||||||
18 |
2 |
=C6-$C$11 |
=C18^2 |
2 |
4 |
-8 |
64 |
|
|
||||||||||
19 |
3 |
4 |
16 |
4 |
16 |
-2 |
4 |
|
|
||||||||||
20 |
4 |
5 |
25 |
6 |
36 |
0 |
0 |
|
|
||||||||||
21 |
|
|
=СУММ(D17:D20) |
56 |
|
68 |
266 |
|
|||||||||||
22 |
|
=СУММ(C17:C21) |
12 |
|
-20 |
|
0 |
|
|||||||||||
23 |
|
=C22^2 |
|
144 |
|
400 |
|
608 |
|
||||||||||
|
кількість рівнів фактору р= |
3 |
|
|
|
|
|||||||||||||
|
кількість іспитів на кожному рівні q= |
4 |
|
|
|
|
|||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Загальна та факторна суми квадратів відхилень відповідно розраховуються: |
||||||
Sзагал. = |
266 |
|
|
|
|
|
Sфакт.= |
152 |
|
|
|
|
|
Залишкова сума квадратів відхилень : |
|
|
|
|
||
Sзалиш.= |
114 |
|
|
|
|
|
Факторна та залишкова дисперсії |
|
|
|
|
||
S2факт.= |
76 |
|
|
|
|
|
S2залиш.= |
12,67 |
|
|
|
|
|
Спостерігаєме значення F крітерію |
|
|
|
|
||
F cпостер.= |
6 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Загальна та факторна суми квадратів відхилень відповідно розраховуються: |
||||||
Sзагал. = |
=I21-I22/F24*F25 |
|
|
|
|
|
Sфакт.= |
=I23/F25-I22^2/F24*F25 |
|
|
|||
Залишкова сума квадратів відхилень : |
||||||
Sзалиш.= |
=C29-C30 |
|
|
|
|
|
Факторна та залишкова дисперсії |
||||||
S2факт.= |
=C30/(F24-1) |
|
|
|
|
|
S2залиш.= |
=C32/(F24*(F25-1)) |
|
|
|
|
|
Спостерігаєме значення F крітерію |
||||||
F cпостер.= |
=C34/C35 |
|
|
|
|
|
Враховуючи , що рівень значимісті α=0,05, число ступенів свободи числівника k 1 =2, а знаменника k2 =9, по таблиці додатку 1 хнаходимо критичну точку :
F кр (0,05;2;9)=4,26
Тому що F спостер. >Fкр.- нульову гіпотезу о рівності групових середніх відхиляємо. Тобто, групові середні “в цілому” розрізнюються значимо. У разі потреби порівняти середні попарно. користуються крітерієм Стьюдента.
Використання - критерію для перевірки однорідності.
Приклад. На протязі доби для різних змін контрольною лабораторією були проведені аналізи гумових сумішей на 5 гумозмішувачах. Деякі гумові суміши виявились дефектними. Кількість виготовлених сумішей, число та доля дефектних сумішей приведені у таблиці 3. В ній же наведені значення d2 та d2/n., що використовуються для розрахунку
Таблиця 3 – Результати лабораторних випробувань
Зміна |
Номер гумозмі- шувача |
Кількість виготовлених cумішей n |
Кількість дефектних сумішей d |
Доля дефектних сумішей d/n |
d2 |
d2/n |
А |
1 |
45 |
2 |
0,044 |
4 |
0,089 |
|
2 |
50 |
4 |
0,080 |
16 |
0,320 |
|
3 |
48 |
2 |
0,042 |
4 |
0,083 |
|
4 |
50 |
3 |
0,060 |
9 |
0,180 |
|
5 |
47 |
2 |
0,043 |
4 |
0,085 |
Б |
1 |
51 |
4 |
0,078 |
16 |
0,314 |
|
2 |
49 |
3 |
0,061 |
9 |
0,184 |
|
3 |
48 |
3 |
0,063 |
9 |
0,188 |
|
4 |
50 |
3 |
0,060 |
9 |
0,180 |
|
5 |
46 |
0 |
0,0 |
0 |
0,0 |
В |
1 |
50 |
4 |
0,080 |
16 |
0,32 |
|
2 |
47 |
0 |
0,0 |
0 |
0,0 |
|
3 |
50 |
3 |
0,060 |
9 |
0,180 |
|
4 |
49 |
3 |
0,061 |
9 |
0,184 |
|
5 |
49 |
2 |
0,041 |
4 |
0,082 |
Сума |
|
729 |
38 |
|
|
|
Середнє |
|
48,6 |
2,53 |
|
|
|
З даних таблиці видно,. що загальна доля дефектних виробів по 3-х змінах складає
, тобто 5,21%
=
ν=15-1=14 ( кількість рядків відняти одиницю)
За таблицею 5 додатку… для =8,267 та ν=14 визначаємо вірогідність . Вона перевершує 0,9 тобто процес знаходиться у статистично підконтрольному стані.
Оцінка довірчого інтервалу визначення середньої величини
Шини при міцності зв’язку у каркасі менше ніж 5 кгс/см2 передчасно виходять з ладу внаслідок розшарування та інших дефектів каркасу. Результати випробувань по п’яти шинах з двома різними гумами дали слідуючи показники міцності зв’язку:
Гума А: 9,7 ; 6,4; 10,2 ; 7,2; 5,5
Гума Б: 8,3; 7,6; 6,3; 7,8; 8,4
Серенє арифметичне для = 7,8; Б =7,6.
Якщо провести просте порівняння середніх то обидві гуми повинні бути визнаними якісними і гума А кращою за гуму Б.
Проведемо оцінку довірчого інтервалу визначення середньої величини і оцінемо разброс ! індивідуальних значень, прийнявши,що результати випробувань оцінюються функцією нормального розподілу
|
А |
(x-) |
(х-)2 |
Б |
х-Б |
(х-Б )2 |
|
9,7 |
1,9 |
3,61 |
8,3 |
0,62 |
0,3844 |
|
6,4 |
-1,4 |
1,96 |
7,6 |
-0,08 |
0,0064 |
|
10,2 |
2,4 |
5,76 |
6,3 |
-1,38 |
1,9044 |
|
7,2 |
-0,6 |
0,36 |
7,8 |
0,12 |
0,0144 |
|
5,5 |
-2,3 |
5,29 |
8,4 |
0,72 |
0,5184 |
Середнє |
7,8 |
|
16,98 |
7,68 |
|
2,828 |
|
|
|
4,245 |
|
|
0,707 |
Середнє квадратичне відхилення для вибірки (Sx) |
|
|
2,06034 |
|
|
0,840833 |
|
|
|
|
|
|
|
m |
|
|
0,921412 |
|
|
0,376032 |
tpk |
3.2 |
|
|
|
|
|
mXA*tpk |
|
|
2,948518 |
|
|
1,203302 |
|
|
|
|
|
|
|
μ (-) |
|
|
4,851482 |
|
|
6,476698 |
|
|
|
|
|
|
|
Таким чином, оцінка довірчого інтервалу показала, що мінімальне значення для середніх показників міцності зв’язку каркасу в шинах для гуми А- 4,85 кгс/см2 при вибіркових іспитах лежить нижче нормі 5 кгс/см2. Тому гума А не може використовуватися для виготовлення шин.
Розв’язання у режимі Excel
1 |
A |
B |
C |
D |
E |
F |
2 |
9,7 |
1,9 |
3,61 |
8,3 |
0,62 |
0,3844 |
3 |
6,4 |
-1,4 |
1,96 |
7,6 |
-0,08 |
0,0064 |
4 |
10,2 |
2,4 |
5,76 |
6,3 |
-1,38 |
1,9044 |
5 |
7,2 |
-0,6 |
0,36 |
7,8 |
0,12 |
0,0144 |
6 |
5,5 |
-2,3 |
5,29 |
8,4 |
0,72 |
0,5184 |
7 |
7,8 |
|
=СУММ(C2:C6) |
7,68 |
|
2,828 |
8 |
|
|
=C7/4 |
|
|
0,707 |
9 |
(Sx) |
|
=КОРЕНЬ(C8) |
|
|
0,840833 |
10 |
|
|
|
|
|
|
11 |
m |
|
=C9/КОРЕНЬ(5) |
|
|
0,376032 |
12 |
|
|
|
|
|
|
13 |
mXA*tpk |
|
=3,2*C11 |
|
|
1,203302 |
14 |
|
|
|
|
|
|
15 |
μ (-) |
|
=A7-C13 |
|
|
6,476698 |
|
|
|
|
|
|
|
Для оцінки розкиду результатів окремих випробувань можна скористуватись табличними значеннями нормованої випадкової величини Z ( таблиця додаток 2)
Для гуми А:
Z=| (5-7.8)/2.06|= 1.34
З додатку 2 для Z=1,34 та Z=3 F(Z)=0.41 та 0.5 відповідно. Таким чином, (0,5-0,41)=0,09 тобто 9% усіх шин, виготовлених з гумою А , будуть мати міцність зи’язку нижче 5кгс/см2, хоча при випробуванях випадково вибраних п’яти шин ні одної цифри нижче 5кгс/см2 не було.
Визначення достовірності розрізнення для двох середніх арифметичних у випадку вибірки великого обсягу (n>30).
Визначимо достовірність розрізнення середніх арифметичних величин опору розриванню для двох гум С та Д на базі випробувань перших 50-ти заправок.Середні арифметичні опору розриванню відповідно дорівнюються: =211,5; = 205. Середні арифметичні відхилення S1 =8,8; S2 = 13.
Розраховуємо середні помилки:
m1 =±= ± 8.8=1.24; m2 = ± 1.84
Визначимо достовірність по формулі
t= = =2.93
По додатку 4 знайдемо, что достовірність розрізнення складає біля 100%. Таким чином встановлено, що гума С по міцності дійсно краще, ніж гума Д. Іншими словами, ці гуми по міцності розрізняються між собою.
Необхідно відмітити, що для практичних висновків по достовірності розрізнення показників двох гум припустими рівнем вірогідності слід вважати вірогідность Р=0,95.
Визначення мінімальної кількості випробувань для знаходження середнього арифметичного з заданою точністю та вірогідністю.
Визначимо мінімальну кількість випробувань, що необхідно для знаходження середнього арифметичного опору розриванню з точністю ±1% та ± 5% по першим п’яти заправкам з гуми С (204; 200;200;206;211 кгс/см2).
Величина дисперсії дорівнюється
Sy2 =[Σ(Y- Y2)2]/(n-1) = [(204-204)2+(200-204)2+(200-204)2+(206-204)2+(211-204)2]/(5-1)=
= [16+16+4+49]/4=21.25
Середнє квадратичне відхилення
Sy==4.6
Знаходимо коефіцієнт варіації
V= Sy*100/=4,6*100/204=2,26%
Так як крітей Стьюденту t при вірогідності 0,95 та обсязі вибірки n=5 дорівнюється 2,8 ( табл.9), то мінімальна кількість випробувань при заданій точності ±1% та ± 5% визначаємо:
n1= 2,262*2,82/12=40
n2= 2,262*2,82/52 =1,6≈2
Таким чином для одержання середнього арифметичного величини опору розриванню з точністю ±1% для гуми С необхідно провести не менш ніж 40 випробувань, а з точність ±5% лише два .