Сравнивая Х1 
= 51 с Х, 
= 12,5, имеем & = 4, до,05(к= 
—Ё/С&д‚‚›
= 3,29 (табл. Х), п{ = 3, п, == 6, откуда [формула (57)]
Оо о, — 3,29.1,59. ]/__ 
+ -) =36.
Очевидно, что 
Х1 и Х, отличаются значимо (О = 7,4 >> 2,6)
Для Х, и Х, получим
В = 3,20.1,59 / <- (-+-Е) = 2
следовательно, Х, и Х, тоже значимо различны.
Продолжая ‘сравнение, получим
51 
79 
8,3 
12,5
|
|......_..._.._......|
При сравнении результатов соседних сроков, когда режимные
наблюдения проводятся с одинаковой повторностью л, наимень-
шую значимую разность допустимо вычислять по формуле (55),
приняв & = 2, или по равноценной формуле
Ба == [аЗ'Ё' 1/'_2—: 
(58)
где {„ берется из табл. УТ для х = & (п — 1), (& — общее число
сроков), а $; — усредненная ошибка среднего. Если повторности
соседних сроков наблюдения 
различны, 
следует пользоваться
формулой (57), 
приняв А& = 2.
Сравнение оценок
средних коррелированных выборок
В случае когда 
выборки оказываются коррелированными, опи-
санные выше способы дают приуменьшенную значимость разли-
чий между средними. В подобной ситуации наиболее рациональ-
ным оказывается способ парного сравнения (Снедекор, 1961),
согласно которому вычисляется ряд разностей , = 
Х,, — Х,,,
где Х,, и Х, — результаты попарно связанных 1-х измерений
в первой и второй выборках, 1 == 1, 2, .. ., п, а п == П4 == П, —
объем каждой из выборок. Для ряда разностей Э, вычисляются
среднее Р [согласно формуле (1)], дисперсия и ошибка среднего
$5 [по формулам (2) и (5)], которым соответствует У — п — 1.
Как нетрудно убедиться, при парном сравнении средняя разность
О равна разности средних Х, — Х,.
Если распределение О можно считать нормальным, то значи-
мость разности Р оценивается с поМоЩЬЮ критерия Стьюдента:
при # = | р |/$р 22 % Для 
У == п — 1 разность Р расценивается
как значимая с Р 
= 1 — а, а следовательно, нулевая гипотеза,
{2 Принципы организации 
353