Page 249 - 4195

Q  Y  n 1 S 2   149Y   17 4 .  2592 6 . ;
Q 1  ,Y X   r 1 Q 1    YQX    4192 2 . ;

Q 2  ,Y X   r 2 Q 2    YQX    4553 3 . ;
2
 Q i  ,Y X  Q i   3199X  1 . ;
i 1
2
 Q 2 i  Y  2  Q   5185Y  2 . ;
i 1
2
 2  2
  Q i  ,Y X     8745  5 . .
i  1  
Вибіркове значення статистики F - критерію дорівнює
n  2 149 r ,   2
  2   2   2  2 
 

  Q i  X   Q 2 i  ,Y X  Q/ i  X   Q i  ,Y X  



 

n   r 2   i  1  i   1   i  1   

F  
r   1  2   2 2 2  
   Q i  X   Q i  Y   Q i  ,Y X  Q/ i  X   
 
 i 1 i   1  i 1  
298  4 21106 7 .
   . 0 131 .
2  1 47496588 5 .
Критичне значення цієї статистики
F r  , 1 n  r 2  F . 0 95  294,1  3 . 90.
Оскільки F   F , то приймається нульова гіпотеза про
пара- лельність ліній регресії.
2) Застосуємо формули для нерівноточних даних.
Маємо
S  Y 2 . 4
a €  r   . 0 77   . 0 372 ;
t 2 1
S  X 1 7 . 8
S  Y 2 . 4
a € s 2  r 2   . 0 79   . 0 360;
S X 2  . 9 21

249