5.2 Vážený průměr účinností a jeho meze spolehlivosti založené na vnitřní variabilitě zkoušek
Podmínky použití této metody jsou:
Test homogenity je popsán v kapitole 5.2.1.
Pokud tyto podmínky splněny nejsou, metodu nelze použít. Metody z následující kapitoly 5.3 mohou sloužit k získání nejlepšího odhadu průměrné účinnosti jako deklarované účinnosti pro další zkoušky.
Po vyhodnocení každé z n´ nezávislých validních zkoušek zkoušek je k dispozici n´ hodnot M a příslušných mezí spolehlivosti získaných např. pomocí vzorce 3.2.5-4.
Pro každou zkoušku se určí délka intervalu spolehlivosti L jako rozdíl horní a dolní meze. Váha W pro každou hodnotu M se vypočte pomocí vzorce 5.2.-1, kde je stejná hodnota jako při výpočtu mezí spolehlivosti, tj. hodnota z tabulky 6.1 s počtem stupňů volnosti odpovídajícím reziduálnímu součtu čtverců příslušné analýzy rozptylu:
$W=\frac{{4t}^2}{L^2}=\frac{b^2}{s^{2}C\frac{1}{N_{{}_S}}+\frac{1}{N_{{}_U}}+\frac{{{\overline{y}}_{{}_S}-{\overline{y}}_{{}_U}}^2}{E-s^2{t}^2}}.\text{(5.2-1)}$
(C a E viz vzorce 3.2.5-4 a 3.2.5-5).
Součiny WM se vypočtou pro každou zkoušku. Jejich součet dělený součtem vah je pak vážený průměr logaritmů účinností $\stackrel{-}{M}$:
$\overline{M}=\frac{\mathrm{\Sigma WM}}{\mathrm{\Sigma W}}.\text{(5.2-2)}$
Směrodatná odchylka logaritmu průměrné účinnosti $s_{\overline{M}}$ je odmocnina převrácené hodnoty součtu vah:
$s_{\overline{M}}=\sqrt{\frac{1}{\mathrm{\Sigma W}}}.\text{(5.2.3)}$
Přibližné meze spolehlivosti se získají odlogaritmováním výrazu:
$\overline{M}\pm {\mathrm{ts}}_{\overline{M}},\text{(5.2-4)}$
kde t je z tabulky 6.1 s počtem stupňů volnosti rovným součtu stupňů volnosti původních zkoušek.

1. odhady účinnosti jsou z nezávislých zkoušek;

5.2.1 Homogenita odhadů účinnosti
Umocněním každé odchylky M od váženého průměru $\stackrel{-}{M}$, vynásobením příslušnou váhou W a součtem přes všechny zkoušky se získá statistika s přibližně χ² rozdělením. Ta může být použita k testování homogenity odhadů logaritmů účinnosti v n´ nezávislých zkouškách.
${\chi }^2\approx \sum _{n’}W{M-\overline{M}}^2\approx \sum _{n\text{'}}{\mathrm{WM}}^2-\frac{{\sum _{n\text{'}}\mathrm{WM}}^2}{\text{'}W}\text{(5.2.1-1)}$
Je-li vypočtené χ² menší než tabelovaná hodnota z tabulky 6.2 (pro (n´ - 1) stupňů volnosti), není významně porušena homogenita účinností a je možno použít metodu z kapitoly 5.2.
Je-li χ² větší než tabelovaná hodnota, jsou účinnosti nehomogenní. To znamená, že rozdíly mezi jednotlivými odhady M jsou významně větší, než odpovídá jejich mezím spolehlivosti. Rozdíly mezi zkouškami jsou tedy významné, takže podmínka 4 není splněna a vzorce 5.2-2 a 5.2-4 nejsou použitelné.

2. v každé zkoušce je C menší než 1,112;

3. rozdíl mezi reziduálními rozptyly zkoušek není významný (dá se ověřit Hartleyovým nebo Bartlettovým testem);

4. jednotlivé odhady účinnosti tvoří homogenní skupinu.