10 — Следовательно: Ѵ = Х 2+^Д 2 —■ ■ — -♦ = — V 2 4--ІА 2 n n*° ' 12Вычитая из первого равенства вто- рое, имеем S V Ър^У і П П ъ ь \ - ъ р У У ( = > 20 (п—т) Так как S82 y— ЪРУ у і = 2 O'— У< ) 2 > то 'ц20 = Таким образом, \і02 — г р .02, т. е. результаты получаются тождественные, будем ли мы при отыскании критерия итти путем умозаключений, изложенных в исследованиях Б. С. Ястремского, или, исходя из постулата равенства средних квадратов уклонений арифметической средней, используем вытекающие из этого посту­ лата следствия, как это сделано в настоящей статье. Реальное значение ц0 2 было указано выше. Если квадрат уклонения общего арифметического среднего, вычисленный по частным средним, в результате даст величину ббльшую, чем тот же квадрат, но опре­ деленный из первичных наблюдений, то мы вправе констатировать наличность зависимости явления у от явления х, так как при этом условии отклонения частных средних У 1 } У2у .......... У т от о бщей средней У0 превосходят нормы случайных отклонений. і у і и у п ^ п.т п.п или т S82j, 1 3 2 Ѵ г ^ т °2 Ѵ , 1~2 > — • или -р - > т— или р 0 о2 > а !П о2., Ь п Го У і V ' Последние три неравенства показывают, что уменьшение квадрата уклонений частных средних от общей средней, хотя и происходит при наличности зависимости у от х, но идет более медленным темпом, чем укрупнение групп, в результате чего и появляется неравенство р0 а {2 > ау2 . Путем алгебрических выкладок, аналогичных сделанным выше, приходим к выводу: S( у - у У п — т= 1 1 2 < 02 . Л.*- > 1(3) Итак, мы приходим к следующему заключению: если сред­ ний квадрат уклонений первичных наблюдений от тех частных средних, в образовании которых они принимают участие (}і02 ), меньше квадрата уклонений всех первичных наблюдений от общей средней (O j,2 ), то это служит признаком зависимости у от х. До- Электронная Научная СельскоХозяйственная Библиотека