осуществляется © помощью выборочной оценки разности Р =
= Х, — Х, и ее ошибки $5 (техника ее вычисления изложена
ниже). Если распределение ) допустимо считать нормальным,
то отношение разности Р к ее ошибке $; можно считать распреде-
ленным как { Стьюдента. 
Отсюда, в общем виде, если Ё = | 
| /
/$5 22 ч, То нулевая гипотеза, состоящая в предположении, что
сравниваемые генеральные средние равны, 
а следовательно, ге-
неральная разность между ними 
равна нулю, 
отвергается при
уровне значимости @. 
‚
Не мешает еще раз подчеркнуть, что получение # >> 1, не есть
доказательство 
существования 
различий 
между 
генеральными
средними (Бейли, 1964). Просто разумнее считать, что эти средние
различаются, чем допустить, что случайно осуществилось очень
редкое маловероятное событие (данное различие между оценками
средних при равенстве генеральных средних).
Если #< 1,, то нулевая гипотеза не отвергается, но 
это не
является доказательством равенства генеральных средних, как
это нередко понимают, или доказательством того, что различия
между средними малы. Отсутствие значимых различий следует
интерпретировать лишь как отсутствие достаточных оснований
считать сравниваемые генеральные средние различными (Бейли,
1964; Финни, 1957).
Нахождение ошибки разности и соответствующего ей числа
степеней свободы определяется свойствами совокупностей, сред-
ние которых 
подлежат сравнению.
Значения случайных величин в двух выборках могут быть
взаимно независимыми, а могут быть и попарно связанными при-
надлежностью к одному и тому же пространственному или вре-
меннбму интервалу. Так, например, если в каждый из сроков
режимных наблюдений температура почвы измеряется в заново слу-
чайно выбранных точках, то выборки будут взаимно независимы-
ми. Если же температура почвы измеряется стационарными уста-
новками, то значения температуры в разные сроки будут попарно
связаны принадлежностью к одной точке измерения (они могут
быть получены одним и тем же термометром, хотя это и не обяза-
тельно). Такие выборки называются коррелированными.
При сравнении средних независимых выборок приходится при-
нимать во внимание еще и постоянство дисперсий, поскольку оно
определяет способ вычисления ошибки разности 5— и числа степе-
о
ней свободы \, © которым находится $-.
Сравнение двух оценок
средних негависимых выборок
Когда значения случайных величин попарно не связаны (выборки
не коррелированы) 
и дисперсии сравниваемых совокупностей
нет оснований считать разными [однородность дисперсий прове-
348