— 42 — Обратимся: опять к случаю линейной зависимости у от k фак­ торов: х, z y щ t .......... 5 , qy р. В результате получаем уравнение регрессии вида: У = Ъ х + cz du + et -ф -................ -j- fs -(- lq + wp. Величины членов рядов выражены в уклонениях от средних. Вычислив для каждого наблюденного случая «теоретическое» значение У по уравнению регрессии, найдем для каждого эмпи­ рического у его расхождения с «теоретической» величиной (раз­ ности у—У), разности возведем в квадрат и просуммируем. В ре­ зультате получается сумма квадратов уклонений наблюденных у от соответствующих «теоретических» значений У, которую обозна­ чим символом Эта сумма может быть определена по коэф­ фициентам уравнения регрессии * )• Но имеется еще другая фор­ мула, выражающая ту же сумму в частных коэффициен­ тах корреляции 2 ) . * V 2 ) = S V ( 1 - V . . ) (1 - .Л ,,.) о О -Yа я и ' у (1- , -Г%,3 ) (1 ■*г\, 9) . (12 ,< ) где символ г означает частные коэффициенты корреляции, напр., хгу,я — означает частный коэффициент корреляции между у и х при условии эллиминирования х\ xtu . . — частный коэф­ фициент корреляции между у и р при условии исключения влия­ ния всех прочих факторов. Выключаем из исследования фактор р, находим для осталь- а вместо него выдвигается уравнение: Rk о„ / _ £*2( * з - 5 Г ) и ,д. R \ i R \ \ ^ п / R n з \ п / При пользовании способом коэффициентов корреляции полезно знать, что необходимые для вычисления их суммы произведений вида м >гут быть определены сразу по степеням х. Например, для rx,xi yrxtxs , гхіх * и т. д. мы имеем г 5 и т. д и т. д., для коэффициентов корреляции вида гхч > г с з , гх* . 1в4, ; / £*2\ / , £.г3\ у Е*2 Е*3 / £а г2 w s (*— ) (* • — ) - s*- — : s (х2- ѵ ) (**-- У -***- и т. д.; вообще 2 (V — ) = S * ' + l ■ п \ п / \ п / 11 Точно также необходимые для определения с суммы квадратов уклоне- (£дт1 \ 2X1------- ] — _ v i s*‘p п 1) Формула эта была приведена раньше. 2 ) Yule. G. Uduy. An Introduction to the Theory of Statistic.- Электронная Научная СельскоХозяйственная Библиотека