N(«;— 1)/lie²], где х² — полученное из статистических таблиц значение функции х², взятое для вероятности [(1 — Р_)/2] и числа степеней свободы (f_s = n — 1).

С учетом формулы (Б.5) формула (Б.6) может быть заменена на следующую:

и_р = u_ic — s z_p[ 1 + «„/(    Щ — 1))].

Б.7.3 Для логарифмически-нормального распределения находят нижнюю логарифмическую доверительную границу Хр_у лн гамма-процентного срока L при заданной доверительной вероятности Р_

_L = _lL(U + 1,1513? ²) ^lPY лн = ¹⁰ Р

Б.7.4 Для распределения Вейбулла определяют нижнюю границу Lp_{y в} гамма-процентного срока L при

_т    1n(U + 1,15135²) ,_п1,1592/в _п ,, , ,^1/в

LpY в = 10 ^р    ' 10’    [1п(1 /у)]    ,

где в — параметр формы распределения Вейбулла по таблице Б.2 для коэффициента вариации V_e, определяемого по формуле

(Б.10)

Б.8 Для нормального распределения указанные выше расчеты видоизменяют, как указано ниже. Б.8.1 Определяют срок L в соответствии с Б.1.    _

Б.8.2 Вычисляют средний срок (среднеарифметическое сроков L) L

^Lic = ⁽¹⁷ nic) £ ^Li ^F

где n_c — число испытуемых образцов.

Б.8.3 Результаты испытаний при необходимости_корректируют в соответствии Б.3. Но пр“этом вычисляют среднеарифметический корректированный срок L_{ вместо среднелогарифмического срока U_{

Б.8.4 Определяют дисперсию S²,- сроков L в соответствии с Б.4, заменяя при вычислениях Uна L с теми же индексами.

Б.8.5 Далее выполняют требования Б.5, Б.6, Б.7.1 и Б.7.2, заменяя при вычислениях значения показателей логарифмов сроков службы U на показатели сроков службы L с теми же индексами.

В этом случае при вычислениях по Б.7.2 получают нижнюю доверительную границу гамма-процентного срока L при заданной доверительной вероятности Р_.

19