— 16 - самые наблюденные величины у, а их отклонения от 0, вычислен­ ные по уравнению регрессии, т. е. величины а . Точно так же,"как в рассмотренном уже случае, следует вы­ вести частные групповые средние 4 а, квадрат уклонений а от общей средней, при чем мы имеем дело с следующей особенностью: общая средняя величина а равна нулю, ибо Sar~0, и уклонения­ ми от средней, поэтому, являются сами величины а. Ясно, что и частные средние, в случае независимости а от х (или 0), должны стремиться к нулю, а средний квадрат уклонений величин а, ко­ торый мы обозначим символом аЛ 2, равен: + + + аѴ і+ А + -----+ а2 А + А + ----+ А п1 ) а * — п : Пусть средняя, соответствующая варианту хк (или z± ) равна ta > » > > х2 (или 02 ) > 2 а > » > » я г 3 (или 03 ) » З а *« (или о » т а Средний квадрат уклонений первичных а от тех частных средних, в образовании которых они принимают участие по из­ вестной нам формуле, равен: Ѵ ? к = - S- - ° ----• Критерий 0 к *= а\- = 1 .п — т r А J х 2Л Если і то это является признаком того, что измене­ ния величин а на протяжении ряда х (или ряда 0) не имеют слу­ чайного характера и что уравнение регрессии, поэтому, не может считаться подходящим к рядам х й у. Докажем, что, если каждая группа объединяет наблюдения, соответствующие только одному варили»у х9 то S (у — У Д * _ S (« — ,а)2 п — ш п — ти л и | 102 т. е., что средний квадрат уклонений от частных средних наблю­ денных у равен среднему квадрату уклонений величин а (предста­ вляющих разности между наблюденными величинами jy и вычи­ сленными по уравнению регрессии значениями 0) от своих част­ ных, средних. *) Значительно проще этот квадрат может быть определен по коэффи­ циентам уравнения регрессии. Формзт ла будет приведена ниже. Электронная Научная СельскоХозяйственная Библиотека