f
(
J
(
m
)
|
Y
(
m
)
, T
N
(
m
)
, T
N,m
)
1 +
h
N
(
m
)
μ
N
(
m
)
h
J
(
m
)
−
b
A
N
(
m
)
T
N,m
i
2
−
μ N
(
m
)+1
2
,
μ
N
(
m
) =
P
−
ρ
(
m
)
,
h
N
(
m
) =
(6)
=
1
−
T
N,m
T
h
T
N,m
T
N,m
T
+ (
T
N
(
m
)) (
T
N
(
m
))
T
i
−
1
T
N,m
s
2
N
(
m
)
,
s
2
N
(
m
) =
h
Y
(
m
)
−
b
A
N
(
m
)
T
N
(
m
)
i
T
h
Y
(
m
)
−
b
A
N
(
m
)
T
N
(
m
)
i
μ
N
(
m
)
,
b
A
N
(
m
) =
Y
(
m
) (
T
N
(
m
))
+
,
где матрицы
T
N
(
m
)
2
M
ρ
(
m
)
×
P
(
R
)
,
T
N,m
2
M
ρ
(
m
)
×
P
(
R
)
содержат
лишь те строки матрицы
T
N
(
m
)
и вектора
T
N,m
=
1
τ
(
m
)
τ
2
(
m
)
. . .
τ
N
(
m
)
2
M
(
N
+1)(
N
+2)
2
×
1
(
R
)
, τ
(
m
) =
"
τ
0
(
m
)
τ
1
(
m
)
#
2
M
2
×
1
(
R
)
,
которые соответствуют статистически значимым элементам матрицы-
строки
A
N
(
m
)
, то есть элементам матрицы-строки
A
N
(
m
)
;
P
= 55
;
J
(
m
) =
b
A
N
(
m
)
T
N,m
(7)
— прогнозное среднее значения индекса отягощенности болезнями
возраста для женщин при
m
= 0
и мужчин при
m
= 1
, а
τ
0
(
m
)
и
τ
1
(
m
)
— нормированная длительность ЕЖЦ матери и отца в рассматрива-
емых семьях соответственно;
(
T
N
(
m
))
+
— матрица, псевдообратная
матрице
T
N
(
m
)
[6].
Плотность распределения вероятностей (6) является одномерной
плотностью распределения вероятностей Стьюдента [4, 7]. Таким
образом, по нормированной длительности ЕЖЦ родителей конкрет-
ного индивида можно найти не только точечную, но и интервальную
оценку для прогнозного среднего значения индекса отягощенности
болезнями возраста.
ISSN 1812-3368. Вестник МГТУ им. Н.Э. Баумана. Сер. “Естественные науки”. 2007. № 1
53
