.NTA2Ng.MjU4MjQ4 : Différence entre versions

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/ lté problcr.li êMnoncs ainsi 1 dans un gisement, dont la teneur .voyenne a est connuej ainsi quo la dis¬ persion abs olue oc t on a délimité un panneau Sa , O11 cherche è- estimétla valeur probable de la teneur s M Ssj h partir fies îc teneurs Xî„,.X& fournies par le send-; 50 s,. supposés Implantéa au haferfl à l'intérieur le 5z« j' hypothèse fie l'implantation aléatoire, bien que no:, vérifiée dons un réseau à maille rigi- 1 LL\J, . VUA4.AAOU VAC«4W 14/.A J.VJO^CA^ Ci UJWA.M.U „% Ot. ) ^es simp:.if le énormément les calcula# fous admet- ^ j*"*â 'V*r^ron8J 30 c ** ect d!aill;urs plausible, que les l ^^^r'^fonelusi mo .esteront valables dans le cas d'une ) maille- Sise « a/. Loi de distribution simultanée des variât-les 2, Xj, Xg, « .Xk » Dans le gisement S entier, chaque variable Xi a uno valeur moyenne égale à ni et une variance (I) ,t£ 2 ûf.1 •—■ -3 S s étant la section do la carotte", a a égalorr. ut m cosne voleur moyenne, et oû variance est ? » » . Enfin, dans Se ( c'est h dire à z fixe ), Xi a l ur voleur moyenne s et pour variance (3) 6 XSl a «b ïi ja s - £ Dsns Sa , Xi et Xti sont deux variables indépendantes 'puisque l'implantation fies sondages est aléatoire), La Iî. St#n04, formule (5. contre que, dans S , Xi et Xj sent nécessairement liés par le coefficient à correlation (4) f xi xj « . o. La formule (2) de la même note rentre que, dans S, a et Xi-» sont liés mr le coefficient s (5) f s xi ~ -^t égaie à la racine carrée du préc édont # Ces éléments définissen qQ q0j_ simultanée dos (le *• l) variabler. Cherchons ce que devient cett qoi lorsaue l'on fixe successivement %jt Xg ... b/ Loi de distribution à Xj fixé Lorsque xj est fixé, 1 (l,W06) 1 pour médianet w _.c. h s (6) . 'fié#

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