Toshkent moliya instituti statistika

P[ ^~x  x P[ w  x
 x]  Ф(t) ,

 w]  Ф(t) ,

2
₁ t ^{ t}

Ф(t) 
_e 2 dt
t

Shunday qilib, tanlamaning me’yoriy xatosining miqdorini ma’lum ehtimollik bilan o’rnatish mumkin ekan.
F(t) funktsiyasining miqdorini, tanlamaning karrali o’rtacha xatosi koeffitsienti sifatidagi t ning turli miqdorlari uchun maxsus tuzilgan jadval asosida aniqlashadi. Ko’pincha qo’llaniladigan etarli darajadagi katta hajmdagi ( n  30 ) tanlama usul ayrim miqdorlarni keltiramiz:

t	1,000	1,960	2,000	2,580	3,000
F(t)	0,683	0,950	0,954	0,990	0,997

х  х_х ; х   _х  х  х   _х ;
salmoq uchun
р  w  _w ; w  _w  p  w  _w .
Bu bosh

o’rtachaning miqdori х   _xдан х  _х gacha oraliqda bo’ladi deb berilgan ehtimollik
bilan tasdiqlash mumkinligini bildiradi.
Xuddi shu tarzda bosh salmoqning ishonch intervalini ham yozish mumkin:
w  _w ; w  _w.
Tanlama me’yoriy xatosining mutlaq miqdori bilan bir qatorda tanlamaning me’yoriy nisbiy xatosi ham hisoblanadi, u tanlama me’yoriy xatosini unga mos keluvchi tanlama to’plam tavsifiga nisbati bilan aniqlanadi:

o’rtacha uchun, %: salmoq uchun %:
%  ^{ х} 100;

х%  ^w 100.

w