— 62 - Мт меньше среднего квадрата уклонений тех же у— , входящих в состав группы, от истинного значения М 0 на величину г2 и потому нуждается в соответствующей поправке. Е S 22) Величины вида-— не могут считаться, как зависящие от Р с лучайного сочетания у— в каждой группе, истинными квадра- „ н овтами уклонении для всех у—. 3) Истинный квадрат уклонений (обозначаемый символом оу2 определяется, как среднее из ш значений£ё2 Р{ символ этого среднего рзу2 ). Действительно: Р Ук—т і~ — р > 2 і=п г —п s -Г s V • s v_ «= 1 г 1 ^ _ » ‘ =1 m n G * S§24) Из этого следует, что средние независимо от си­ стемы группировок, равны между собой и имею? величину = су 2 (наприм., тот же материал разделен на 5 групп по # наблюдений в каждой; n = sq\ q oy2 = роу2 = оу2 ). Сложим равенства (1) и сумму разделим на т (число групп): _ о S S ’*2 , S Г 2 ѵ ’ S S ’& 2Ооозначая символом ---; — =+т тр■ средний квадрат уклоне- S г2нийу— от соответствующих М1 } М2 . . . Л/т , символом- - = о 2 *—' ш средний квадрат уклонений частных средних М от истинного зна­ чения М0, имеем: V = + я*?. Средний квадрат уклонении арифметической средней, как из- вестно, равен среднему квадрату уклонений отдельных наблюдений, деленному на число случаев, из которых выведена арифметическая средняя, поэтому: а 2 ѵ а 1 р Ѵ (р — 1) — Р ае2 5 2 — ——j- • О 2» t “(2) (з;2 2 Электронная Научная СельскоХозяйственная Библиотека