Оо.ов для К = 4 уже нет смысла (она окажется меньше 1,03, так
как, @о ДЛЯ К — 1 средних меньше да для Ё средних).
Сравнение — разности 
Х, — Х, = 5,78 — 5,11 = 0,67
с ° Ро,оз(к=з,э=15) — 9,64-0,31 — 0,98 
свидетельствует о том, что
эта разность незначйзма‚ поэтому сравнения Х, с Х, можно уже не
делать.
Аналогичным образом осуществляется сравнение Х, последо-
вательно с Х, Х,, .. .; Х, с Х,, Х, и т. д. Подчеркивая оценки
средних, незначимо отличающихся друг от друга, одной чертой,
получим
9,11 
5,64 5,78 
6,47 
7,16
! 
б 
|
Если оценки средних найдены с неодинаковыми повторностями
п,‚ сравнение средних несколько усложняется. В случае, когда
дисперсии 
можно 
считать 
одинаковыми, 
усредненная 
оценка
среднего квадратического отклонения $ для всех А& выборок может
быть найдена согласно формуле
5 == 
—< 
(56)
Этой оценке соответствует число степеней свободы У =* Ху, ==
= 3 (п, — 1). Тогда («Введение...», 1970)
1 
4 
1
Р, == й» к›Б ]/*'5' (_’—‘7 - Ъ'„:) , 
(57)
где л, и п — объемы выборок для крайних значений сопоставля-
емых оценок средних в их ранжированном ряду.
Так, если в результате наблюдений над содержанием подвиж-
ного марганца в почве были получены данные (п; — повторность
в -й срок наблюдения; Х, — среднее содержание марганца в
в мг/100 г 
почвы; 
5% — оценка дисперсии; А — число сроков,
равное 4):
; 
4 
2 
3 
4
п 
3 
3 
5 
6
Х, 
51 
1,9 ° 
8,3 
12,5
82° 
4,0 
2,3 
1,9 
3,7
то по формуле (59)
— л/ 1,0-2 4Е 2,3-3 - 1,94 ЕВ И.5 — 
— 
13.
3__1/ 
итНЕтЕ 
— 1,59 
с у= 13
352