— 68 — в формулу rj2 , получается при наибольшем значении р, а таковым является общее число наблюдений в ряде п. Предположим, что мы вычислили различные г,2 последова­ тельно при р = 2, 3, 4, 5 и т. д., дойдя до интервалов, в которых замечается влияние х на у. Поставим вопрос, каково должно быть значение т ]2 , если бы в группе в среднем было не 2, 3, 4, 5 и т. д. наблюдений на группу, а — п — наблюдений. Пусть у нас материал сначала был распределен на т групп по р наблю­ дений, в каждой, а вторично — на s групп по q наблюдений в группе. По формулам. (4) главы I имеем ъ (у^-У О % _Л (у — У к ) 2 п — т п — 5или £ (У— У{ ) 2 ъ(:у— Ук ) 2П — Ш п — S ’Ъ ( У - У ь)* = — — S н п — ш(у — УгР Переход к п — наблюдениям в группе предполагает, что число групп 5 = 1, поэтому: ъ(у-УО '= у= ^ ъ< у-УГ, фо рмула корреляционного отношения дает л(п — т) (п — т) SO' • 1ничто иное, как ^ , следовательно 1 и 2^ = 1 - ^ = 1 — ?о- Q2 а02 Итак, ввесение поправки, попытка эллимини* ровать влияние числа случаев на г ^ приводит нас к критерию Q2 (следовательно, мы опять, приходим к формуле среднего квадрата уклонений£§2 п— 1вме­ стоS§2 \ п J Итак, поскольку мы пользуемся rf в его натуральном виде без поправок, постольку г,2 непригодны при малом / , сомнительны при средних численностях/, условйо годны при больших зна­ чениях/. Поскольку же в г,2 внесены исправления, постольку они излишни, являясь «пересказом» критерия Q2 . Обобщая содержание этой работы, привожу главнейшие тезисы ее: 1) Критерий J02, предложенный Б. ,С. Ястревдским, нуждается в теоретической поправке (общее ау2 вычисляется по формуле Электронная Научная СельскоХозяйственная Библиотека