8 
der kleinste quadraten uit de n — 1 vergelijkingen, die men verkrijgt 
door (1) achtereenvolgens te vermenigvuldigen met x % , x t . . . x n en 
te sumraeeren over alle vergelijkingen. 
Stelt men : 
Sxi' 
Sx p X q 
( 2 ) 
waarin n het aantal vergelijkingen, a de middelbare anomalie (Eng. 
Standard deviation) en r pq den correlatie-coëfticiënt (c.c.) tusschen x p 
en x q voorstellen, dan kunnen de n — 1 vergelijkingen die uit (1) 
volgen, vervangen worden door het equivalente stel vergelijkingen 
4~ a 4 r n 4“ • • • a n r 2n 
r, , — a„r. 
+ «3 + V»4 + 
a-iXdn 
(3) 
r\n = a a rtn + Vs n + ajin 4- . . a n l 
Uit de berekende grootheden a 3 , a z . . . a n volgt dan 
= -a, 
ff. 
6 1S — a 8 . . . b\ n — — a n . 
ff. 
De vergelijking (1) is natuurlijk slechts gedeeltelijk juist, daar de 
gegevens noodzakelijk onvolledig zijn ; een maat voor die volledig- 
heid wordt verkregen door te stellen : 
R l x 1 = F 1 
waaruit volgt 
R, 
SF, 
Sx x 5 
of, door substitutie der waarden (2) : 
tti' = « 2 2 + < + «4 2 • • • a n 
+ 2a 2 a,r„ -f 2a 3 a 4 r 34 . . . 2a,a„r 2 „ 
4- 2a 3 a 4 r 84 + • • • 2 a a a n r Sn 
4~ 2a H __i(i n r n _i . n 
De grootheid R is dan de alge m een e c.c. van de vergelijking (1) 
en de waarschijnlijke fout eener bepaling van x l wordt : 
w = ac> x Vl-R' a ~ 0.67449 
Wenscht men ook de partieele c.c. te berekenen, die gedefinieerd 
worden als de c.c. tusschen x p en x q als alle overige waarden x nul 
zijn, dan heeft men, behalve de vergelijking (1), ook de ra— 1 overige : 
X 3 — F a , él/'j — — F s . . . x n rrr: F n 
op te lossen en men vindt voor den partieelen c.c. : 
Qpq — bqp . 
met behoud van het teeken van beide waarden b . 
