Таблица 4. Схема вычислений при дисперсионном анализе двухфакторного
равномерного комплекса (модель Г типа)
$ == 1,2, ..., @; 
[ = 1,2, 
ь; 
к = 
1,2, 
п; 
No = автп;
У = У Хк 2 ЕХ... 2 ХХ...„ 
У - У ха
) 
К 
к
1)& 
17
ук-У м, 
‚ 
Е(Ё);
1)к 
. 
Н 
% 
)^
Н:'_—Т_э 
А
1)&% 
No 
Бп
У(3, ) 
У(
Но — _ Кіп' 
; 
Н 
— 
м 
к
В 
ат 
АВ 
п
Источник
варьиро- 
у 
С 
о 
В
вания
С 
О 
У == у
А 
А 
А
А 
м, =а—1 |С, = Н, —Н | 
9. = 
Р, =
А 
А 
А 
А 
х 
А 
ЧВ‚ 
уа = Ур
В 
мо 
= | — 
1 
С‚ВтНВ—_-Н 
О 
— 
СВ 
, ____ОВ 
'\71::'\7-_8
Сав 
= Н +
АВ 
Удв == 
ЁЁ 
Н, —0 в = 
Сав 
ГЬ 
Одлв У:== Удв
=мием 
" Ндв— 
Нд 
АВ 
— — Рав — 
ому
—- УА’УВ 
-——НВ 
АВ 
В, 
2==Ур,
В 
Св
ур=а(п—1)|Са=5Х?—Н 
в) Эв 
= 
—
Все 
С
источни- | У = No — 1 |С — 3Х* 
— Н 
От"';‚'"'
кив сум-
ме
з =о; 
й ФА—бав 
о 
д < Фв 
— ав
К 
К 
А 
Ьп'_"__'я 
В 
Noап ‚
„а _ — _Фав 
— Эв
АВ ° —
приходится располагать в пределах лишь части территории пло-
щадью ©5,, причем от срока к сроку местоположение, этой части
топографически мепяется, то возникает опасность, что временная
изменчивость 
изучаемого 
признака 
может 
быть 
«загрязнена»
пространственной его неоднородностью по отдельным 
участкам
площадью 5,. Чтобы этого не произошло, нужно, чтобы отдельные
участки площадью 5, в отношении изучаемого признака 
могли
бы считаться в пределах данной территории 5 однородными, т. е.
такими, где варьирование средних значений величины для уча-
стков площадью 5, было бы пренебрежимо мало сравнительно с
363.