KOLEKTIVNÍ MASS VZDĚLÁVÁNÍ-cestina-Gustav Theodor Fechner by davidsairb

VIEWS: 31 PAGES: 343

									             KOLEKTIVNÍ MASS
               VZDĚLÁVÁNÍ
                                           BY




                         GUSTAV THEODOR Fechner
                                     Na objednávku
                                           DER

                            Saská královská společnost nauk


                                    PUBLIKOVANÁ
                                           BY

                                  GOTTL.FIEDR.LIPPS
                                      LEIPZIG
                          VYDAVATEL Wilhelma Engelsmann 1897.



                                      Obsah


                                    Část první


                              Předběžné prohlášení
Předmluva

    I. Úvod. § 1, 2

    IIPředběžné Přehled nejdůležitějších bodů, které se používají při
    vyšetřování kolektivní objektu v úvahu, a na související názvy. § 3-11

    III. Předběžný přehled vzorku materiálu a obecné připomínky. § 12

    IV rekvizity; abnormality. § 13 - 23

    V. Gaussova zákona z náhodných odchylek (chyb pozorování) a jeho
    zobecnění. § 24 - 37

    VI. Charakteristika kolektivních předmětů podle jejich určování kusů nebo
    tzv. prvků. § 38 - 46
                      Teoretická léčba kolektivních předmětů
VII primární rozvodné panely. § 47 - 52

     VIII Snížená distribuční panely. § 33 - 67

     IX. Stanovení ∑ A, ∑ na , , ∑ A ', m , , m ', Αθ , , Αθ ". § 68-75.

X. kompilace a kontext hlavních charakteristik tří hlavních hodnot A, C, D: Dále, R,
T, F. § 76-86

     XI. Nejhustší hodnota D. § 87 až 92



                        Asymetrie kolektivních předmětů.
      XII. Důvody, které významné asymetrie odchylek s ohledem na aritmetický
      průměr a platnosti asymetrického rozdělení práva s ohledem na nejbližší
      hodnotu D ve smyslu zobecněného Gaussova zákona (kapitola V) je obecný
      případ. § 93 - 95
      XIII . Matematické poměry kombinace základní a nepodstatné asymetrie. § 96
      XIV vzorce pro střední a pravděpodobné hodnoty závislé čistě náhodné
      asymetrie rozdílu u § 97 - 101
      XV. Pravděpodobnost ustanovení pro závislé čistě náhodné asymetrie
      rozdílu u výstupů z pravého středu. § 102-111
      XVI. Pravděpodobnost ustanovení pro závislé na rozdílu čistě náhodné
      asymetrie v. výstupů z nesprávné prostředky. § 112-117


          Distribuční zákony kolektivních předmětů po principu aritmetický.
      XVII. Jednoduchý a oboustranný Gaussova zákona. § 118-122
      XVIII. Součet zákonem a Supplementarverfahren. § 123-128
      XIX. Asymetrie zákony. § 129-136
      XX. Extrémní zákony. § 137 až 142


                          Logaritmický zákon rozdělení.
      XXI. Logaritmická léčby kolektivních předmětů. § 143-146
      XXII. Kolektivní úprava vztahů mezi dimenzemi. Střední poměry. § 147-151

                                  Příloha kapitola.
      XXIII. Závislost vztahy. § 152 až 155

                                    Druhá část.
                                Zvláštní vyšetřování.
      XXIV o prostorové a časové souvislosti s variací rekrutů velikosti. § 136-163
      XXV. Struktura a asymetrie žita. § 164-169
      XXVI. Rozměry galerie obrazů. § 170-175
      XXVII. Kolektivní předměty z oblasti meteorologie. § 176-179
      XXVIII. Asymetrie chybových řádků. § 180-182
      Dodatek. T-table. § 183




                                   Předmluva.



  Vorliegendes práce byl asi pro mnoho let, kterou vytvořil podle mě, sebraný
materiál a postupovat z nich při přípravě této, ale často přerušena jinou práci, zrušil
poměrně dlouhou dobu, a doposud zpoždění dokončení díla. Chcete-li jej zpoždění
delší, by v mém věku, nemusí být vhodné v případě, že práce je objevit vůbec, ani si
troufám říci, že je to konečně odvážit po opakovaném návratu se objeví, když za to
jako perfektní práci, ale jako podklad další rozšíření ošetřených učení v tomto
dokumentu. Specifické následující úvodní kapitola hovoří o úkolu výuky z, a tak jako
zde pouze následující obecné poznámky lze najít další pokoj.
  S novým názvem, pod kterým učení dochází zde, to přiznávám, ale ne jako nové
doktríny, jen to, že současný stav jejich vývoje ještě dát potřebu blízko, dokonce
nastavit pod zvláštním názvem pro sebe. Všude věda specializuje ano v cestě jejich
rostoucí vývoje, a proto vyžaduje oddělují jména svých různých oblastech. No zřejmě
nejobecnější, nejzajímavější, Verdienstlichste co existovalo v naší výuky tak daleko,
v Quetelet je "Lettres sur la Theorie na probabilites" (1846) a jeho "postava
sociale." (1869) lze nalézt, a pokud budete chtít, můžete v něm jako otec v
kolektivech, jako weber vidět v EH psychophysics, ale budete mít možnost se
přesvědčit z výkonu této práce, kolik příležitostí se však, a to nejen významně
rozšiřuje, ale také úprava ─ jít za ním.
  V této souvislosti jsem se, aby z jedné strany jako hlavní plodina jiných než
Hauptwur-Zel po celý následující šetření, na opačné straně ovládající matematické
uvažování a empirickou platnost zobecnění Gaussův zákon náhodných nároků
variací, čímž omezuje jejich symetrického pravděpodobnosti a přiměřené malost
vzájemných odchylek se zvedl od aritmetického průměru, a dříve neznámé regulační
vztahy dojít, nejdůležitější z nich je sestaven § 33. Ve skutečnosti, většina obecný
regulátor vše přichází v kolektivech se jazykových vztahů v tomto zobecnění, jak je
uvedeno, jak v jednoduchých Gauss zákonů, regulátor všech fyzikálních a
astronomických požadavky na přesnost, a měly by samy o sobě, pokud ještě
přemýšlel, není v zásadě také na by se apelovat na větší obecného práva, co byste si
neměli nechat komentář nepřihlíží v § 8.
  Jako takový, kolektivy je založen na kombinaci pozorování a výpočtu ve vztahu k
sobě navzájem, může být výhodné pro přesné učení. Lekce, které mají nárok na
takový popis, ale nechávají vůbec k velmi odlišným stupněm zabezpečení jejich
výsledků. V čele jsou mechanika, astronomie, fyzika, fyziologie je vzhledem k
obtížím, které konfrontují se komplikace a proměnlivost jeho vlastností, daleko za
sebou, ještě více, protože ještě větší obtíže v tomto ohledu, na psychofyziky. Akcie
kolektivy s takovými obtížemi, aniž by podléhaly stejné základních obtíží, jako
psychophysics, to nabízí další praktický zájem, nicméně, oni jsou daleko horší než
jejich filosofického zájmu. Ale to není chybí celé kolektivy v takové, v případě, že
příchozí něm podřízení náhodou spadá pod obecnější zákony zde v regionu, a
způsobem, který je ku prospěchu, který dosud není nižší pozornost.
  S ohledem na tvar a velikost, takže mnoho verzí bude třeba vzít v úvahu, že práce
není určen jak pro profesionální matematiky, které sem při zohlednění základních
bodů, které již znáte, než pro ty, kteří ji přijímat oznámení a uplatnění doktríny je, bez
toho, že jsou již v držení těchto znalostí.
  Tady Dále bych chtěl podpořit naši výuku nebo řízení žádost k počítači pomocí
odborníka. V tabulkách, které se obvykle známých Gaussian pravděpodobnost
integrál náhodné odchylky od střední hodnoty (chyba pozorování) as



   vyjádřil představují argument je t jen běžet až na dvě desetinná místa, něco pro
omezené použití, fyzici a astronomové si o tom myslet, je dostačující konzultace
interpolace s prvním a druhým rozdíly, ale pro daleko širší využívání kolektivy je,
aby ji na stejnou věc, jako byste snížit množství účtů, které mají vést pomocí
logaritmů, číslo argumentem, pro které jsou logaritmy jsou pouze dva nebo tři číslice
a přechodná ustanovení by způsobilo, že je jen interpolace. Takže by bylo žádoucí,
kdyby v zájmu naší doktríny, která je mimochodem sdílené psychophysical metodou
správných a špatných případech byly k dispozici, stoly, kde t alespoň na čtyři
desetinná místa, běh je 1) , aby se zabránilo interpolace částečně usnadnit část, a v
každém případě Já sám jsem vynechal takové tabulky při provádění této práce
bolestivé. Samozřejmě, že rozšíření tabulek by tak růst, ale zdálo se, že výhoda
silnější vztahy s nimi. A měla by existovat žádný astronomický nebo statistický
institut, který má mít mechanické počítací síly, které měly převzít věc! Také by mohla
být dobrá cena úkol dělat to.
 1) verze této tabulky na tři desetinná místa t, s omezením na integrální hodnoty na
čtyři, resp. pět desetinných míst, lze nalézt v příloze § 183



I. Úvod.
  § 1. Podle kolektivní objektu (krátký K.-G.) Chápu, článek, kopie se skládá z
neurčitý mnoho, různé náhodně, typ nebo generický termín jsou drženy pohromadě
jeden.
  Tak člověk je kolektivní objekt v širším slova smyslu, člověk určité rasy, určitého
věku a určité rasové, jako v pravém slova smyslu, protože opravdu to, co jedna
velikost K.-G.může vyzvat k rozšíření obecných nebo Artbegriffs, podle kterého se
zúčastní, změny.
  Kopie na K.-G. může být prostorově nebo časově liší a poté prostorové nebo
časové K.-G. forma. To znamená, že rekruti země nebo uší z kukuřičné pole jako
kopie prostorové K.-G. . Platit Tak je (průměr) teplota prvního Ledna následoval v
daném místě, podle počtu let, jako mnoho kopií časové K.-G.. Místo první Ledna
může být jakákoliv jiná výročí, místo toho, aby určitý den určitého měsíce, namísto
teploty barometr souboru, atd., a tedy kopie tolik časové K.-G. přijímat.
  Antropologie, zoologie, botanika mít vůbec významně se K.-G. k tomu, protože to
nemůže být charakteristika jednotlivých vzorků, ale pouze k tomu, že populace, která
hraje stejnou. z toho či onoho pohledu je shrnout rodů nebo druhů ve větší či menší
šířkou Meteorologie poskytuje po právě citovaných příkladech ve svých
neperiodických povětrnostních jevů četné příklady z nich je, a může dokonce i v
umění mluvit o takových, za předpokladu, knihy, vizitky jsou mezi nimi.
  Kopie na K.-G. Nyní na jedné straně vysoké, na druhou stranu, kvantitativně, tj.
podle velikosti a počtu, určeno, a pouze tato stanovení je v kolektivech. K.-G. dělá ve
skutečnosti, pokud jde o její kvantitativní stanovení, stejné nároky jako jeden objekt,
kromě toho, že v některých (ale jen některé) respektovat jednotlivé části objektu přes
kopií K.-G. být zastoupeny. To platí, například, rekrutuje dané zemi, vyvstává otázka:
jak velký rekruti jsou ve středu, jak velmi rozdílné rozměry svých prostředků, jak
velké jsou největší a nejmenší, chování nováčků rozsahu na základě těchto
ustanovení v různých ročníků, například v různých zemích s sebou. Tyto a
související, později je třeba zvážit otázky mohou být kdykoliv K.-G. představují, a za
předpokladu, prostorový objekt má několik rozeznatelné části a rozměry, které
mohou být v jakékoliv z těchto částí a rozměry zvláště představovat, a ty tvoří
zvláštní K.-G. zacházet, jako lebka, mozek, ruce, nohy osoby, výšky, hmotnosti,
objemu celého člověka nebo určité části lidí, ale i kvantitativních vztahů bude
přicházet v úvahu, stejně jako ve srovnání s lidmi různých ras, poměry průměrné
výšky, šířka, délka lebky se zvláštní zájem nároku.
  § 2 O všechny tyto jednotlivé otázky, ale vyvolává obecnější, nejdůležitější, ke
kterému se může jednat vůbec v této doktríny, a proto jednat tak, aby pod, je otázka
zákonů, jako je kopií K.-G. distribuovaný podle velikosti a počtu. Podle výtisků, ale
distribuce je určení porozumět tomu, jak se počet kopií daného K.-G. mění v
závislosti na jejich velikosti. Pokaždé, existující ve větším počtu exemplářů K.-
G. přišel před největšími a nejmenšími vzorků, krátké extrémy, nejvzácnější,
nejčastěji těch, které mají určité velikosti střední. Ale není obecně pro všechny, nebo
alespoň většinu K.-G. příslušné právní předpisy inverzní počtu velikosti kopií? Ve
skutečnosti, jako je zřízena, a přejděte hlavní úkol po jeho prohlášení.
  Od samého začátku, samozřejmě, lze pochybovat, že na mimořádné rozmanitosti
K.-G. distribuční poměry právnické jisti, že najít určité obecnosti vůbec. Mezitím,
protože v souladu s podmínkami K.-G. jeden z různých náhodně kopie je v každém
případě najít obecné zákony pravděpodobnosti náhodné - a každý matematik ví, že
tam jsou ty - na základě žádosti.Ve skutečnosti, distribuce poměrů jsou K.-G. obecně
dominuje jako, ale stejné zákony pravděpodobnosti na fyzické a astronomické
Maßbestimmungen pouze související s bezpečností prostředků rozměrů získané jsou
vhodné, proto hrají velmi odlišné a mnohem významnější postavení než v měření
rozchodu K.-G.., pokud ale náhodně za určitých podmínek z různých K.-G. různé hry
vnějších a vnitřních podmínek, může tím, že všechny případy podle různých K.-
G. Vyznačuje se vlastnost, může být odvozena od jejich distribuce poměrů
konstanty. To jsou ty, kde určitost stejného odpočinku proti sobě, a to platí s ohledem
na obecné zákony pravděpodobnosti k návštěvě. Dobře jste již vzít vždy v tomto
ohledu aritmetický průměr ze vzorků v oku a péčí o jeho stanovení v různých K.-
G. se obrátil, kromě toho také zřejmě stále vzácnější zvážit extrémy průměrná
odchylka od střední hodnoty.Ale stejně důležité jako těchto určujících faktorů a vždy
zůstane, ale tak daleko, že byly vzaty v úvahu na jednu stranu, zatímco jiní, v zásadě
o nic méně důležité, to obvykle ignorovány.
  Vzhledem k tomu, léčbě K.-G. podle všech předchozích vztahů podléhá ve všech
ostatních hledisek a jinými druhy určení vykonává, jak ve fyzikálních a
astronomických opatření v úvahu přicházejí, měření odhadnout K.-G., nebo řekněme
krátké kolektivy, jako nauku svého druhu speciálně připraven a léčit být, a to bude
folgends úkol.
  Od našeho pojetí K.-G. pojem náhodné variace kopií přijatých, můžete očekávat
chcete definici náhody a prohlášení o jeho podstatě. Pokus dát jako z filozofických
aspektů, ale bude nést ovoce pro následující vyšetřování Little. To musí stačit uvést,
na tomto základě sady, věcného hlediska více negativní, než pozitivní znak pro ni
zde. Pod náhodné variace kopií chápu ten, který jako poměr mezi velikostí je také
nezávislá spojitá na stanovení velikosti svévolných a deterministické přírodní
zákony. Mag jeden nebo druhý z ustanovení článků mají podíl, ale pouze nezávislý
jejich změny náhodně. To může být proto stanovena žádným zákonem havárií, jak
velký je té či oné jediné kopie, i když, v nichž omezení velikosti, dané číslo bude mít
stejné s tou či onou mírou pravděpodobnosti.
  To nelze popřít, že neexistuje žádná šance, z většiny obecného hlediska, podle
velikosti každou kopii můžete prohlédnout s nutností, jak je stanoveno v rámci
existujících zákonů přírody v rámci stávajících podmínek. Ale mluvíme tak dlouho,
náhodou, když stoupáme k odvození jednotlivých ustanovení těchto obecných
zákonitostí, ani z dostupných skutečností v ní nejsou schopni. V tomto ohledu se
jedná o případ, poslouchat k nehodě, a poslouchat použitelnosti zákonů zde
vorzuführenden nebo je narušen.




 IIPředběžné Přehled nejdůležitějších bodů, které při vyšetřování a K.-G. považovat,
a jména se vztahuje.
  § 3 V následujícím přehledu bude moci sloužit, rozsah a povahu studií, s nimiž se
musíme vypořádat folgends aby se ujistil, přehlédl, a orientovat se na většině do
spotřeby označení v předstihu v souvislosti, podrobnější diskusi o těchto míst, ale
zůstává v následujících kapitolách vyhrazena.
  V náhodném pořadí, ve kterém jsou kopie a K.-G. Udržujte provádět, ani přehled
vztahů může být stejný zisk podle velikosti a počtu, ani metodické zpracování by
byla stejná možné, pokud jejich, obvykle se v míře, které mají být určené ve stejném
náhodném pořadí, v jakém byly doručeny a Chtěl tzv. původní seznam byl uveden,
odejít, takže musí být řazeny primárně podle jejich velikosti, a tak uspořádány v
tabulce, tzv. distribuční panel provést. Věděli jste teď, že tam nejsou žádné velké
množství kopií objektu, pak každý , nebo, ale nejvíce se zobrazí pouze jednou v
tabulce, a velikost vzdáleností mezi po sobě jdoucích být změna velmi nepravidelný,
s mnoha vývojové a objekty, ale, tj. z nichž mnohé představují vzorky, protože jsou
tyto většinou předpokládají, ne-li všechny, ale mnoho nebo většina , která ponese
měřítko a odhad, více či méně často dochází opakovaně, a pak zaměřené na rozvaděči
tak, aby ve sloupci a každé A , pouze první výpis, ale v béžové ukončené sloupci Z ,
číslo Z ukazuje, jak často se vyskytuje. celkový počet A , který vstupuje do
distribučního panelu, samozřejmě odpovídat součtu ∑ Z , který je sečtením
všech z obsahuje odpovídající tabulku a je mi s m , resp.
  Zřízení takového panelu je to tak říci, jako první krok, který při zpracování četné
vývojové K.-G. má co do činění z původního seznamu z.
  Druhým krokem je toto: že se rozhodl být označeny, aritmetický průměr z
jednotlivých měření a kladných a záporných odchylek čísla z. samozřejmě se
odchylují na zápas.
  Ale jak to udělat, jako východisko odchylky místo A také některé další hodnoty,
které mohou být odvozeny s matematickou přesností z rozvodného panelu, sloužit, a
jakoukoli jinou možnost v této souvislosti přicházejí nové vztahy do popředí, bude
později mluvit o nich. Obecně teď říkám hodnoty, které jsou potřebné pro vývoj
takových vztahů, jako výchozích hodnot odchylek, hlavní hodnoty a označme je
podle H, což tedy je jen zvláštní případ, na jehož účet, který dosud v léčbě K.-G. se
omezuje sám, ale to je libovolná omezení kolektivů nese, jak bude zřejmé z
následujících pozorování později. Obecné říkám varianty, z nichž základní hodnoty,
které mohou být rovněž předmětem kolektivního odchylek.
   § 4 Snadno se přesvědčil vás z následujících okolností. Stále větší m v distribučním
panelu a K.-G. obdržel, čím pravidelnější je přechod na odpovídající z, a tak je jisté,
že poukázat na zákonná, z nichž musíme promluvit. Ideálním případem by bylo, že si
nekonečné m by měl, kde máte velmi pravidelný průběh z by se dalo očekávat a
velmi přesné splnění příslušných zákonnosti, po které, i ideální podmínky a zákonná
ustanovení, jak by se dávají ideální panel a empirické, které spočívají v několika více
či méně velké přiblížení je třeba odlišit.
   Všechny pravděpodobnostní zákony šanci vůbec, a distribuční zákony K.-G. jsou
ty, které mají společné to, že jejich dodržování je jistější se dalo očekávat, v závislosti
na větším počtu případů, ke kterým se vztahují, ale jak to bylo perfektní platnost
vlastnit jen v případě nekonečného počtu případů, což nevylučuje, že již s empiricky
dobře se zásadně počet případů, potvrzuje zákony proběhla ve velkém
přiblížení. Respekt, jedna se v každém případě ve skutečnosti pouze s K.-G. má co do
činění z konečného počtu vzorků, které představují stejně jako mnoho případů,
odkazuji na odchylek, ke kterým dochází od ideálních zákonů o konečnosti počtu
kopií, jako nevýznamné, a pokud jdou lhostejnost k jedné a druhé straně kdy v
důsledku nevyvážené nepředvídané, ale jsem si, že za stavu nekonečného počtu
případů, náš případ kopií, aktuální předpisy označují jako zásadní nebo
normální.Obecně rysem nevýznamnosti ustanovení je, že zmizí, tím spíše, čím více se
počet případů, resp. Kopie, s výhradou podmínek, které pojem K.-G. určit zvýšit tak,
že lze předpokládat, že by byl zcela vyloučen v nekonečném počtu případů, které
obecně pouze četné odrůdy položky jsou vhodné pro zkoumání zákonů v našem
případě.
  I s malým m , ale nevýznamnosti ustanovení dokazuje skutečnost, že v opakování
testu se stejným malým ma velikosti a směru ustanovení mění neurčitý od získávání
nových kopií stejného objektu, zatímco v významnosti stejné v průměru většina
opakování pro konkrétní důsledku velikosti a specifický směr z stejné tak, aby
poskytla pevný, že čím větší je počet opakování, a m je každá osoba.
  Hovoříme o symetrické rozdělení hodnot s ohledem na danou hlavní
hodnoty H, pokud existuje odchylka je pozitivní-of H stejně velké záporné odchylky
druhého z H odpovídá tak, že stejně silné na obou stranách H se liší velká
rovná z patří . V K.-G. z konečného počtu kopií může být vzhledem k
bezkonkurenční nepředvídané nečekal, s ohledem na jakýkoli významný hodnotu
nalézt zcela symetrické rozdělení, a samozřejmě symetrické rozdělení není s ohledem
na několik základních hodnot také existují, ale je důležité, předmět studia, není-li
možné mít největší hodnotu ve vztahu ke kterému distribuce se blíží více symetrické,
tím více m od K.-G. zvýšil, tím způsobem, že v nekonečném m by předpokládají
skutečně symetrické rozdělení as dosáhla v takovém případě jeden, protože
nekonečný m není mít, ale může mluvit o symetrické pravděpodobnosti odchylek.
  § 5 Ale i z jiného úhlu pohledu, než ten předchozí dokáže rozlišit ideální
distribuční panel z empirických a závislých ideální a empirických výsledků. Pro
měření mohou vzorky nesmí jít nad rámec určitých mezích přesnosti, protože ponese
dělení stupnice a odhad mezi tím. Je možné, například, i milimetr, i desetin
milimetru, a to i setin milimetru, ale liší mimo. V případě, že se liší pouze milimetry,
vyplývají všechny jednotlivé dimenze, leží uvnitř hranic jednoho milimetru, k
nerozeznání dohromady, takže se týká celých z. kopie, které jsou skutečně rozděleny
na celý interval 1 mm, na jedné hodnoty A která tvoří střed tohoto intervalu. Být
obecně i stále rozeznatelné rozdíly v rozsahu tak, slyšel Z každé tabulky empirické
skutečnosti celý interval velikosti i mezi - 1 / 2 i a + 1 / 2 i na, i když je empirickým
panelem takže vylučuje a využití této strategie je obvykle tak skládá, jako kdyby
spadají do ní měřit aself- z krát vorkäme. V ideál, který je spojitý až do limitu
přesnosti měření a odhadu, ale bude i sestoupil do nekonečně malou hodnotu 1) ,
odlišný tabulky reprodukovat tímto jejich z. , ale stát se v souladu s menší, což je
ideální panel empirický liší.

 1) nekonečně malé hodnoty, zde předsedal ve smyslu počtu nesmí být zaměňována s
nulou, ale, i když trvale snižoval za žádných Citable velikosti a její absolutní velikosti
po neurčitelného, ale vypočteny metodou i po jeho vztahy k jiným nekonečně malých
hodnot stanovených.

  Tam, kde se empirické i velmi malý, výsledky empirického panelu se liší, které se
vztahují k velikosti a proporcí z něj odvozený základních hodnot a základních
odchylek hodnot se výrazně liší od těch ideálu, ale je rozdíl, obecně řečeno, je třeba
zvážit, a bude později v tomto zvážit, jak zjistit, kde je vážně uvažuje. Empirické
pravidla a podmínky, v nichž se nepovažuje za nezbytné, ale je to pohlížet, jako by
opravdu z každého to velmi zukäme, říkám syrové, ty, kde je pokud možno vzít v
úvahu ostré.
  § 6 V každém případě, teď musíte být ostrý na základě výsledků empirického
panelu k ideálu ideální panelu, tímto nepodstatná k podstatnému, surové stoupání
hledá, a to i pokud příslušný zpracování rozvodnic slyšel.
  V tomto ohledu může být rozdíl mezi primárním a snížení panelů provedeno. Podle
základních desek chápu ty, protože mohou být okamžitě získat pořadí rozměry
původního seznamu, a tím stejné zkušenosti dat, jako jsou tyto, ale jen nařídil,
přítomný. Snížené desky Mam ty, v nichž z pro větší Maßintervalle, jsou odlišeny jak
v primárních panelů, a jsou opravdu seskupeny pro stejnou velikost celé desce,
na z. ale těchto větších intervalech centra této smlouvy, snížené , být napsán , s
výhodami, tak pravidelnější průběh z. dostat se do panelu a vhodnější základ pro
výpočet, ne-li bez konfliktu se všemi nevýhodami v důsledku rozšíření o i, . načež se
vrátil později Příchozí se stále obchoduje od způsobu přípravy a poměry primárních a
nižších tabulky v kapitolách VII a VIII, s možností různých úrovních principy
snižování a snížení pro jazyk přijde.
  § 7 V každém non-primární pro nepravidelné nebo pravidelně provádí redukce
panelu je po vás.
   Nejmenší z lze nalézt dva limity tabuli na to, co se dotýká jak dříve, nejmenší a
největší vyskytují nejméně často, největší z , ale obecně ve střední části
panelu. Maximální z dopadá na určitou A v této střední části, kde na obou
stranách z venku nepřetržitě extrémů, i když s nedostatečnou redukcí tu a tam
přerušena nesrovnalostí snížil. Hodnota za jeden nesmí být nepravidelný primární
nebo snížené distribuci deska, na které je maximální z spadne, říkám nejhustší v
tabulkové nebo empiricky hustě hodnotu objektu, který lze jistě považovat za
přiblížení k ideální hustě hodnoty jeden s nekonečně velké m a nekonečně malé i by
dostal, ale o nic méně od A platí panel, ale i jako takový, si zaslouží zvláštní
pozornost a přístup nabízí podložku na přesnější aproximace výpočtu v pozdějším
kontemplativní způsobem. Ať už je to empiricky, nebo ideální, stanovené v tomto
nebo tomto přístupu jsem mu zavolat obecně s D.
  Jeden by si mohl myslet, že nejhustší hodnota výrazně, takže přísně vzato, z velmi
velké, nekonečné m a s velmi malou, přísně vzato, nekonečně malé i, určuje, by se
shodovalo s aritmetickým průměrem, a opravdu měkké ve většině K. -G. i velké v
závislosti na určení m a malých i trochu dost od sebe, které můžete mít tendenci a již
dříve konala, ve skutečnosti se ujistěte, že stále zbývá odchylka je jen otázkou
nevyvážené náhodnosti. Ale to bude jedním z nejdůležitějších výsledků následujícího
šetření, že významný rozdíl mezi aritmetickým průměrem a nejsilnějších hodnot je
spíše obecný případ, tak, že se velikost a směr této odchylky samotné charakteristické
různých K.-G. jsou. Nyní, pokud v souladu s odchylkami ve vztahu k oběma
hodnotami různých poměrech, empirická nejhustší hodnota D jako od aritmetického
průměru uznávají stejné tabulky se odlišit, důležité hlavní hodnotou di výstupní
hodnota kolektivních odchylek.
  Za předchozí dva hlavní hodnoty A, D , ale stále dochází Předchozí dvou třeba
rozlišovat, třetí, jsem jako ústřední hodnoty, nebo hodnoty centru s C označíme di
hodnotu , jako mnoho více , než menší, má více než mezi sebou a V tomto uznání,
počet několika přímých prostřednictvím akcií. Současně, to přijde, když se říká, že je
hodnota, pro kterou počet kladných odchylek s ohledem na rovnat počtu
negativní. Aritmetické průměry, se liší dvěma podmínkami, že i když s ohledem
na A , součet vzájemných odchylek je rovná, na druhé straně, pokud jde o C , počet
vzájemných odchylek je stejná, a v tom, že při rel. A , součet čtverců odchylek je
minimální , di je menší než dest. jakékoliv jiné počáteční hodnota je zde proti
dist. C součet jednoduchých odchylek (negativní případ vypočtená pro absolutní
hodnoty), ve stejném smyslu, minimum je 2) . Třetí hlavní chody tato hodnota na
předchozí dva je nyní znovu otevřena nová charakteristické vztahy pro K.-G. bude
mluvit o čem.

 2) To, dříve všiml majetkem ústřední hodnoty mám ve zvláštním pojednání na
stejné osvědčené [na původní hodnoty nejmenší odchylky součtu; Abhandl. Math-
Phys. Třída Royal. Saxon. Společnost nauk, svazek II, 1878].

  Kromě toho, tyto tři hlavní hodnoty jsou jiné, z rozvaděči matematicky odvodit
jako počáteční hodnoty odchylek a tím slouží jako hlavní hodnoty a považovány za
značné míry nezávislé na předchozí, částečně se stejnou mohou souviset, ale v
každém případě předchozí klíčový, a já zůstanu První z nich jsou. V další kapitole
(kapitola X), ale budu irelevantní další tři hlavní hodnoty jako vagína hodnoty R ,
nejtěžší hodnota T a odchylky zaměření hodnoty F v úvahu, což v žádném případě
představovat matematické zájem.
  § 8 Zvíře je jeho vnitřní výstavby podle vyznačuje mozku, srdce, žaludek, játra,
atd., velikost a umístění těchto orgánů proti sobě, dodavatelské a vybíjení způsoby,
jak to udělat.Pak K.-G. jeho vnitřní kvantitativní determinateness charakterizuje jim
aritmetický průměr, medián, hustě hodnota a jinak o zuzuziehende hlavních hodnot,
velikost a umístění těchto hlavních hodnot proti sobě a odchylek, a tyto hodnoty
nejsou o nic méně v matematice než těch orgánů v organickém kontextu. K.-G. formy
tak mluví matematický organismus, který je schopen z pitvy, půjde do věčnosti. A
když to neznamená, že každý objekt, aby se na realizaci takového nároku disekce,
takže v každém případě obecně Kollektionsmaßlehre má se obecného pohledu na
řešení stejné.
  Pro posun lze poznamenat, že i když za určitých podmínek, že dvě hlavní
hodnoty D a C s A , a proto všichni tři se shodují navzájem by, pod podmínkou, a to,
že vzájemné odchylky rel. posedlý symetrickou pravděpodobnost, tj. s
rostoucím m ve formě symetrického rozdělení (ve výše uvedeném smyslu), se
přiblížil, že jeden na nekonečné m by mohl zvážit, jako je dosaženo. Ale to bude
vidět, že pro K.-G. Místo toho, asymetrické pravděpodobnost odchylek Bez. musí
předpokládat, že podle jednoho s rostoucím m není symetrická rozdělení, ale být
přinesen do určité právo, výrazně asymetrické distribuce přístupů. Ano, to může být
na rozdíl od jedinou výjimkou je třeba považovat za základní
shodou D a C, s Aabsolutně žádnou hodnotu pro K.-G. najít, bez. pravděpodobnost
symetrického odchylky se bude konat na obou stranách.
  Pokud bychom se tak daleko v léčbě K. - G. jen na A, přičemž odchylky od ní a o
extrémy v úvahu, kdo vidí, a to nejen již z předchozího svazku, který velmi důležité
charakteristické poměry a rozdíly objektů to obvykle ignorovány, ale to bude také
ukazují, že obecný zákon o distribuci kopií K.-G. Není k vítězství v tomto omezeném
režimu léčby.
  Ale to není zpochybněno skutečností, jejich důvod, že jste přenesli vodivé aspekty
fyzické a astronomických měření měřidlo na kolektivů, bez zohlednění dva důležité
rozdíly, které existují mezi nimi, přičemž ty omezený způsob léčby pro bývalou
doktríny, stejně jako motivované jako Ten byl odepřen. Pro bývalé, aritmetický
průměr má pozorovaných hodnot jejích rozměrů, které mají být stanoveny každý
článek s odchylek A, di chyby pozorování, dominantní, takže v podstatě sám počítal,
smyslu, jak jsou známy z důvodu, profesionální matematici a fyzici jsou v hodnotách
s ohledem na které je součet čtverců odchylek, tj. chyba, která je nejmenší,
aritmetický průměr, také vidí hodnotu, která přichází skutečné hodnoty k určení,
který je, jak to udělat s největší pravděpodobností další , ale to se koná v odchylek
prostředky k určení částky, o kterou hodnota true, ale stále s danou pravděpodobností
jedné nebo na druhé straně bude chybět. Tak proč se starat o této doktríny s jinými
základními hodnotami, které pomáhají a jejich odchylky ke splnění úkolu výuky
nic! Takže ani jeden z hustě hodnot, přesto centrální hodnot v astronomické a
fyzikální měření odhadnout projev, bez ohledu na různých pozorovaných hodnot
jednoho a téhož objektu v něm, jak v kombinaci, sama o sobě stejně dobře
odvodit D a C by mohly vést, as různé kopií K.-G. Ale bylo by nečinnosti zvláštního
prohlížení smluvní stejný, a v žádném případě se tak nestane.
  Pro kolektivy, ale má hledisko, které mohou zvýhodnit aritmetický průměr
odchylek od této zásady ve fyzickém a astronomických měření měřidla, bez
významu. Všechny kopie a K.-G., ať už někdy tak daleko odchýlit od aritmetického
průměru nebo jakékoliv jiné hlavní hodnoty jsou stejně reálné a pravdivé, a pokud
možno zvážit jednoho nad druhým ze stejné pro všechny triviální aspekty
samozřejmě nedává žádný smysl . Naproti tomu, každý druhý hlavní hodnota
ostatních ohledech jeho charakteristika a částečně i praktický význam pro K.-G., a
tím přispět k odlišení od ostatních objektů.
  Za druhé, se však liší v ve fyzickém a astronomických měření rozchodu sice spíše
postulované nebo předpokládaného jako jednoznačně prokázáno, symetrické
pravděpodobnost pozorování chyby března aritmetický pozorování prostředky s
dobrým pozorováním tří hlavních hodnot není nezbytné, ale jen nevyrovnaných
náhod od sebe, tak tím, že v lepší, protože zadaný okolnost aritmetický průměr z
pozorovaných hodnot současně mittrifft nejpravděpodobnější hodnoty ostatních
hlavních hodnotách, vzhledem k tomu, K-G .bemerktermaßen asymetrický
pravděpodobnost odchylky Bez. aritmetického průměru, které mají být považovány
za v obecném případě je to, co různé hlavní hodnoty výrazně rozpadne.
  Mimochodem, může se zdát ještě otázkou, zda je opravdu s tímto postulátem na
chyby pozorování ve všech práv, otázku, která, i když ne moc starostí nám tady, ale
později v samostatné kapitole 3) budou považovány za.

 3) [S. ohledem na tuto otázku je ve druhém dílu, kap. XXVIII, asymetrie chybových
řádků prověřovaných.]

Ale my jsme se vrátit k základním podmínkám pro kolektivy.
  § 9 Dílčí prvky nebo kousky stanovení K.-G. Budu rozumět v analýze, jako ve
všech následujících hodnot v následujícím, některé z nich již použity dříve, označení.
  1) Obecně se m určen celkový počet kopií na jednu zvažované rozvaděči.
   2) obecně s H hlavní zjištěné nebo výstupní hodnoty odchylek, které
bemerktermaßen aritmetický průměr , medián C a nejhustší hodnota D jsou
nejdůležitější. Vzhledem k tomu, střední hodnota obecně mezi A a D se nachází, jak
je uvedeno později, se předchozí tři hlavní úrovně vždy obecně v pořadí A, C, D jsou
dány mnou. Za tímto účelem některé nepodstatné zvážit hlavní hodnoty, které jsou
popsány v kapitole X..
  Aritmetický průměr je, ze v primární tabulce určuje s A 1 , ze které snižuje určí
s A 2 jsou uvedeny, odpovídá C. V D , žádný takový rozdíl je, protože byl z důvodu
nesrovnalostísouvisejících nabídky základní desky všude jen snížené panelů musí být
odvozeny tímto všude s D 2, by bylo volání. Proti je. dělat po Herleitungsweise rozdíl
mezi. Po tom, co jsem nazval metodou podíl, který dávám největší důvěru, odvozené,
říkám mu s D p , odvozený po méně bezpečné metody interpolace, s D i . Z rozdílů
mezi dvěma režimy řízení, bude řeč i nadále.
  Všechny hodnoty, které na pozitivní straně hlavní hodnoty, ke které se vztahují,
podzim, jsem volat s pomlčkami výše, všech, které padají na negativní straně, se pod
pomlčky, ale já v těch, kteří bez rozdílu na obě strany se vztahují že pomlčky všechny
opustit to, co " jedna hodnota určená který H překročí , tak to H je překročen.
   Za Θ chápu obecně odchylky od některého ze základních hodnot H, pod Θ ′ = '- H ,
tj. pozitivní, v Θ , = a , - H , negativní, pokud negativní charakter Θ , by měl být
zachován, ale protože obecně , bude kompenzovat negativní odchylky v závislosti na
jejich absolutní hodnoty jako pozitivní, je spíše kladen Θ , = H - , . Dále je
s ΑΘ ' = ∑ ( a'-H ) součet kladných odchylek, s ΑΘ , = ∑ (H- , ) negativních
odchylek na absolutních hodnotách, s ΑΘ = ΑΘ " + ΑΘ , celkový součet odchylek
dist. H resp.
  3) Hlavním čísla odchylka di, počet odchylek Θ daných hlavních hodnot H, který,
samozřejmě, s počtem různých hodnot a shodují, takže celkový počet dle nezávisle
na povaze hlavních hodnot se rovná m je, že počet pozitivních a
negativních Θ zejména mění v závislosti na povaze hlavních hodnot a jako pozitivní,
obvykle m ", jak negativní m , jsou uvedeny.Z m ' a m , pak rozdíl ± ( m "- m , ) a
poměrem m ' : m , a m , : m ' v závislosti na tom se m ' a m , jsou uvedeny za
předpokladu, že od nich konzultace z m , hodnoty m ' a m ,následovat (viz níže).
  4) Hlavním odchylka a částky. Výsledné průměrné odchylky, tj. součty odchylek
dělený počtem z nich. Celkový součet odchylek na obou stranách dohromady, podle
absolutních hodnotách, protože jsme přesvědčeni, že vždy se projevuje tím, ΑΘ z
individuálně na obou stranách, a to zejména
tím, ΑΘ " a ΑΘ , takže ΑΘ = ΑΘ ' + αΘ , . Podle této jsou pak jednoduché
průměrné odchylky a průměrné odchylky par 4) :



Celkové součty odchylek ΑΘ nezůstane tak celkových čísel m , v závislosti na
základních hodnotách rovnosti, ale nemění méně než jednostranné částek v závislosti
na hlavních hodnotách.

 4) Ve fyzickém a astronomického výpočtu chyb, spíše udržuje průměrnou odchylka
jednoduše odmocninu ze střední kvadratická chyba , rel. A uplatnit, který jsem kdy o
bytí odkazoval se na tím, že v návaznosti na specifikaci na následující číslo 5) jako
kvadratické střední odchylky že výše uvedený jednoduchý liší a q označíme.



    Pokud jde o aritmetický průměr zejména vzájemná odchylka
shrnuje ΑΘ 'a ΑΘ , stejně nezbytné, protože to je z hlediska tohoto činidla, nicméně,
čísla vzájemné odchylky m ', m ,březen To znamená, že nejsou stejné obecně, který
strhává v tom, že jednostranné průměrné odchylky Ε '= ΑΘ ' : m
' , σ , = ΑΘ , : m , . zapsán obecně nejsou stejné. Společně použitelné na obou
stranách ε = ΑΘ : m není tak jednoduché průměry mezi ε ' a ε , = ½ ( ε '+ ε , Elliott
najít), nebo aby určil, jak jsem se mylně v americkém pojednání o rekruty rozměrů
(od 5) ) najdete je uvedeno proto, že jeden není tím



vrátí, ale to je pouze případ, kdy ve střední čerpání ε ' a ε , z uvažovaných vah, které
se podle nich m ' a m , z nichž jsou získány, vpřed, dále jen soubory:



co na následující jednoduché pozorování ε = ΑΘ : m vrací. Vzhledem k tomu,
produkt prostředku změn v počtu, který se rovná součtu odchylky, je m
' ε '= ΑΘ ' a m , σ , = Αθ ,tak m " ε "+ m , σ , = ΑΘ ' + ΑΘ , = ΑΘ , na
druhé straně
                                   m ' + m , m =.
   5)[EB Elliott, na vojenských statistik Spojených států amerických, Berlín,
1863. Mezinárodní statistický kongres v Berlíně.]

   Čím větší je průměr odchylka ε hodnoty domov je respekt, v průměru ve více
širokých mezích měkké každá hodnota téhož z nebo více se pohybují okolo stejného
průměru. Kromě absolutní velikosti ε , ale je také jeho vztah s H, načež ε se
odkazuje, tj. ε : H v úvahu to, co říkám přiměřené variace. Průměrná jako relativní
průměrné odchylky pro daný m chystá nejsou úměrné pro různé základních hodnot,
ale vezměte si ji, obecně řečeno, pokud se mezi sebou a z toho jeden s ohledem na
určité hodnoty jistiny silně nebo slabě kolísavé objekt také s ohledem na další Hlavní
hodnoty lze předpokládat, že je silný nebo slabý váhání, a proto se dá hovořit bez
ohledu na služby konkrétního hlavního hodnotě silné a slabé ve střední nebo relativně
kolísavé objektů.
  Poté, následující poznámka. Velikost prostý součet ΑΘ a aritmetický průměr
error Ε = ΑΘ : m , pokud jde o aritmetický průměr A je zcela nezávislý na
počtu m hodnot , z nichž zejména je odvozen, ale má v průměru s rostoucí m něčím,
jeden ale může kdykoli konečných m hodnot
získaných ΑΘ a ε rel. A vynásobením vysledovat zpět do normální situace, že
březen z nekonečného počtu získat to, co říkám na opravu kvůli
konečného m hovoru              6) . Teď, když ΑΘ a ε = ΑΘ : m jsou nekorigované

hodnoty, tak říkám s ΑΘ c a ε copravených hodnot:


                                            a        .
Pouze pro velmi malé m , nicméně, opravené hodnoty výrazně liší od nekorigované, a
od té doby jsme se obecně velké m, mají dělat, když jeden znatelně mizí, jsem
spokojený v obecném výkonu jednotek, což znamená společné, di neopravené
hodnoty αθ , σ , což v Zuziehung se někdy známou m opravené hodnoty lze snadno
najít, když je, jak to udělat.Podobná poznámka je nesporné za odchylku částek a
průměrné odchylky Bez. další hlavní hodnoty jako A platí v případě, že přímé
vyšetření byla v tomto ohledu pouze na odchylekmá úseky. Ale je to méně důvodů
pro kotaci a obnova v daném konečnou m , aby dal přednost opravené hodnoty
získané prvky, jako jsou nejen odchylky částky a průměrné odchylky Bez. různé
hlavní hodnoty, ale také odchylky hlavních samotných hodnot od sebe pod vlivem
stejného konečného m jsou stejné poměry by tedy neměl být změněn společné
korekce.Při zkoumání distribuce zákony, ale to má přijít k nám spíše takových
vztahů, než na absolutních hodnotách. Kam chceš jít dál, ale ty, které, pokud jde o
opravu jednostranných hodnotΑΘ ", ΑΘ , a ε ' , ε , poznámka třeba konstatovat, že
nejsou příslušně a , ale jak ΑΘ a ε podle
se musí stát, protože jinak přidáním korigované hodnoty ΑΘ ", ΑΘ , opravená
částka ΑΘ nemohl najít. I v tomto případě je na základě racionálního hlediska, že se
odchylka částky na každé straně, které platí pro celkové odchylky součtu velikosti
jejich m , musí být influiert společně.

 6)Je známo, že dávno již Gauss k součtu čtverců ΑΘ ² rel. , a odvozené, tzv. střední
kvadratická chyba mě


korekce v důsledku konečného m stanoveno, po které se z nich je násobením M: ( m
- l), druhý je v souladu s naší jednoduchou opravu chyby prostřednictvím
dochází. Teoretické odvození a empirické platnosti naší korekce ΑΘ a ε , ale je o mně
ve zprávách Royal. Saxon společnost, Math-Phys. Třídy, Vol XIII, 1861, str. 57 f
stalo, a od té doby se provádí zkušební rozhodnuto úspěchem v kolektivních
odchylek, je možné vidět, jak jednoznačně se vztahují na takové.


  5) pravděpodobný odchylka w a kvadratické střední odchylka q. Mezi
pravděpodobné odchylky w bez. Hlavním přínosem je to, že odchylka pochopit, co
má jen tolik větší odchylky pro absolutní hodnoty o sobě, než menší, mezi sebou,
takže okr. odchylky Θ má stejný význam jako střední hodnota C rel. ze na sub-
čtverce. Znamená, že chyba q jsem stručně porozumět efektivní hodnota čtverců
odchylek, tj. hodnotu, která se získává při celkové odchylky od hlavních
hodnot H zejména zvyšuje čtverce, součet těchto čtverců, di αθ ² (je třeba odlišit od
druhých mocnin množství di
( αθ ) 2 ,), a celkový počet m , a z kvocientu dělení kořen tahání, short

                                                   .
Místo toho společně pro obě strany, mohou se tyto hodnoty stejně jako. jednoduché
Průměrná odchylka ϕε pro obě strany, speciálně navržen a proto, z konečných m jsou
opraveny, které jsem nedokázal řešit tady, jak jsem verspare, co říkají o něm, dokonce
i v kapitole Dodatek k Gaussův zákon (kapitola XVII), podle které tyto hodnoty mají
určité vztahy mezi sebou, které umožňují derivát od sebe, což vám ušetří peníze, ale
stále plnit zejména po provedení e mezi prvky.
   6) Extrémní hodnoty v panelu, tj. nejmenší a největší A tabulky, jako bývalý , E
", druhé jako E , naznačovat. Podle tradičního vytvoření panelu, nicméně, je to, že
vyšší hodnoty po extrému do spodní části, niederere nejvyšší.
  § 10 Pokud se tyto dvě hodnoty , β v jsou spojeny následujícím způsobem
závorkami, jako je ( β ) , tento výraz je stejně platný a β , di produkt a a β , ale když
jsou spojeny závorkách v následujícím způsobem: [ beta ] , tak to neznamená,
že se Β je třeba násobit, ale funkce β je, tedy, například, Θ [ ] označuje
odchylku A, Θ [ C ] o takové C atd. m [ ] je celkový počet odchylky rel. , m [ C ] tak,
aby stejné okr. C , atd.
   Protože však, v nichž nejlépe časté Gebrauche jistiny hodnot A a D , příslušné
výrazy a vzorce podle tohoto postižení by to být nepříjemné a nemotorný, já raději to
obecně, než proΘ , m, ε , v závislosti na jejich funkci A nebo D se rovná několika dát
jednoduchý název, a když to bude provedeno podle následujících, který je v rámci
hlavních hodnot dotyčných jmen, které se vztahují bez rozdílu na vzájemných
odchylek bez pomlčky, v závislosti na tom, zda jsou, ale pozitivní nebo negativní
stránkou zejména patří, ale s pomlčkami nad nebo pod , které mají být poskytnuty,
jsou:


                                      A          D

                               Θ      ∆          ∂

                               m      µ          m

                               Ε      ηοδ        E



  To znamená, například, ∆ odchylka ∆ , ∂ jako v D. Vzhledem k tomu, celkový
počet odchylek je nezávislá na volbě hodnoty domova, jak je obecně m
= µ = m , vzhledem k tomu,Α∆ není rovno ∑ ∂ , a η ne rovná e je.
  Rozdíl µ '- µ , (ref. platný) je krátké s u , rozdíl m " - m , (ref. D )
se u uvedených. Z u takto µ ' a µ , z u takto m ' a m , v souladu s následujícími
rovnicemi:

                                                     ,

                                                      .
  Pro multi považovány vyvodit z odchylek horních a dolních extrémů z aritmetický
průměr absolutních hodnot v závislosti na použitých pojmů:
                               U '= E' - a U , = - E , .
   Místo toho, aby celkový počet odchylek, bylo zejména pohybující se na jednu
stranu nebo na obě strany v úvahu, se najde příležitost k nim z hlavních hodnot pouze
do určité míry, nebo v daných mezích, ať už je to jejich absolutní hodnoty nebo jejich
poměry na m , m ' a m , v závislosti, aby zvážila, co je míněno použití
značky Φ a ϕ je zejména diskutována později (v oddíle V..).
  Jako obvykle, je v panelech malých rozměrů od větší, tj. po přirozené postavení
čepele postupoval od horního před očima po spodní části tabulky, což samozřejmě
přichází v rozporu s tím, že menší hodnoty než nižší , nižší, větší než vyšší, horní
hodnoty zpracovány. Takže se musí rozhodnout v závislosti na kontextu, nebo
explicitní údaj o tom, zda jsou výrazy "vyšší", "dolní", "horní", "nižší hodnoty" jsou
založeny na poloze panelu, nebo na velikosti poměru hodnot. Aby se předešlo této
poněkud nepříjemné formální konflikt by to být lepší v budoucnu, distribuční panely
s největšími hodnotami muset začít, ale poté, co jsem byl následovaný předchozí
velké části mých studií na obvyklou set-up způsobem, nemohl jsem to změnit bez
mých rad obnovit a spustit riziko matoucí sám. V čárky nad a pod hodnoty se
vztahují na jakýkoli případ na velikosti poměru hodnot, nikoli jejich polohové vztahy
v panelu.
  Podle toho, ale význam a terminologie diskutovat následující výrazy, které hrají
zásadní roli v našich šetřeních.
   Pod Vorzahl, Vorsumme chápu, respektive počet ∑ z a součet ∑ z , která si váží
daný jděte na desce velikosti, pod Nachzahl, Nachsumme které hodnoty
dané sledovat panel velikosti. Samozřejmě, že tato čísla a součty měnit s
hodnotami v tabulce, které předcházejí a následují, a pro prevenci rozvláčnost vedu tu
i pro případy, které je třeba vzít v úvahu žádosti přednostně, speciální
názvy. Všeobecné může s v. , V , n, N Vorzahl, Vorsumme, Nachzahl, Nachsumme ve
vztahu k jakémukoli způsobilé počátečním A a konečné- A jsou odkazoval se na
daném rozložení panelu, s V , V , n , N jsou hodnoty v otázce s ohledem na , kde
největší z patří, tj. empirické hustě hodnoty D , s V i , V i , n i , N i , s ohledem
na a,jeho poloměr interval je interpolovat ostrý stanovení prvků v pozdnější být
uvedeno způsobem, tak, jak v Ve většině případů k předchozí, nejhustší hodnoty
shodují, pak kde je možné vynechat i jméno indexem.
  § 11 Na závěr se vkládá nová poznámka. Bude to příležitost, aritmetický a
logaritmická ošetření K.-G. rozlišovat, z nichž bývalý takové položky vstoupí do
aplikace, průměrné odchylky s ohledem na jejich hlavní hodnoty jsou malé, druhý
pro ty, kde mají být poměrně velké. První z nich je nejen odkazovat první této věci
mnohem častější, a proto se ve větší míře než sekundu, které mají být považovány za,
ale také snazší léčit případ, a veškerá ustanovení a podmínky této kapitoly, ale bude
bez ohledu i na druhém případě v průběhu vyšetřování chybí požadované obecnost.
  Podstatný rozdíl mezi oběma způsoby léčby, je toto:
V aritmetické zpracování, odchylky jednotlivce, aby se z jejich základních hodnot v
běžném slova smyslu jako aritmetický, tedy považovat za pozitivní a negativní
rozdíly jejich základních hodnot a hlavní se hodnoty ihned po stanovených pravidel
z A o rozvodný panel určen. Pomocí logaritmické léčby, odchylky, se kterými pracují,
se bere jako logaritmická, tj. jako rozdíly logaritmů několika tzv. logaritmické
hodnotě jistiny, di hlavních hodnot pro všechny stejných pravidel z protokolu A , jako
hlavní aritmetický cení jednoduché od jsou odvozeny. Přechod od aritmetiky k
logaritmické léčby přináší některé nové aspekty, pravidla a popisy uvedené v jen
sekundy reagovat poté, co budou prezentovány příležitost odvolat se k ní (viz
zejména kap. V. (§ 36) a XXI) .
  Za π je jako obvykle číslo LUDOLF'sche = 3.1415927, s e základna počet
přirozených logaritmů = 2.7182818, pod Mod = log. . comm e pochopil, tzv.
logaritmické modul společného systému = 0.4342945, co to je, z důvodu častého
používání to mají být provedeny, mohou být užitečné uvést společné logaritmy. Jeden
má:
            přihlásit π = 0.4971499; log e = 0.4342945; log Mod = 0.6377843 - 1
Podle t , 't , t , respektiv respektiv jsou hodnoty:



pochopil. V rámci t- tabulky jeden v příloze, § 183, následující tabulka, která ukazuje
na t stojí ve vztahu, které mají být projednány v kapitole V. hodnotami Φ označuje
účely zákona Gauss náhodných variací. , protože hodnota exp [- t 2 ] 7) je časté
používání a trochu složitější výpočty, které mohou být zde uvedeno, výpočet jeho
logaritmu, ze kterých on sám je přímo odvozena.

 7) [Pro jednoduchost, zde a níže, funkce exponenciální ex od exp [ x značí], po
kterém horní exp [- t ² ] namísto e t ² - . je nastaven]

  Chcete-li se přihlásit exp [- t ²] = log 1: exp [ t 2 najít], přidají se 2 protokolu t na ,
63778-1 (. tj. log Mod), který se snaží v tabulkách logaritmů, číslo a dát to negativně,
takže máte v něm požadované logaritmus 8) , ale v obyčejný s deviantní a pro použití
logaritmů k odvození exp [- t ²] sám z nesprávného tvaru. S cílem získat jej do
použitelné formy, čerpat z jeho absolutní hodnoty vyššího řádu jedné celé číslo,
přidat jej do zadního diferenciálu s charakterem - příliš. Takže pokud log exp [-t ²] = -
0,25, nebo - 1,25, nebo - 2,25 by se našlo, by člověk musel dát, resp. 0,75-1, nebo
0,75 až 2, nebo 0,75-3 USF

 8) Ve skutečnosti, logaritmus exp [ t ²] se rovná t ² přihlásit e , tedy log. L: exp [ t ²]
se rovná negativní logaritmus exp [ t ²].


  Na E , měrná jednotka je určena, ve kterém velikosti kopie , hlavní hodnoty H a
odchylka veličiny jsou vyjádřeny jejich.
  Místo pravděpodobnost je obvykle W . ; kolektivní předmět, jak již bylo řečeno,
K.-G. a místo Gaussova zákona o budoucí poznámka GG set.
III. Předběžný přehled studijního materiálu a obecné
připomínky.
   § 12 Velkým problémem pro vyšetřování, jak přítomnost je při zadávání veřejných
zakázek tohoto potřebného materiálu. Takové Konkrétně, pouze v množství K.-
G. třeba hledat z různých oblastí, z nichž každá je přítomna v tak velkém počtu
exemplářů, které nepředvídané distribuce podle velikosti a počtu nahehin - protože to
není absolutně možné - lze považovat za kompenzována podle zákona velkých čísel,
a v každé z nich v které mají být provedeny následující kapitola tvrdí, na jiných
širokých rekvizit nelze považovat za splněnou méně než nahehin. Konečně, získané
informace musí obsahovat veškeré informace nezbytné pro zpracování dat.
  Ale u některých typů K.-G., které nemohly být předán dát potřebné obecnosti, aby
vyšetřování bylo někdy tak daleko nic předtím, a není tam žádný nedostatek jiných
informací, takže pro některé, jako rekruti rozsahu embarras de Richesse existuje, ale
je stejný ve své současné verzi nesplňuje všechny účely požadavků na vyšetřování z
nich nároky. Pro vlastní měření, ale je jen několik položek, dražit, a protože se měří v
každé velmi mnoho kopií a přinést je do rozvaděčů, najít čas a trpělivost na to, stejný
langmühigen a zdlouhavé, obchody snadno jeho hranice.
  Nicméně, to je mi ale podařilo dostat k části pracné a těžkopádné zpracování se
folgends nahraný materiál pro naši studii společně, což samozřejmě mnoho nároků,
které mají být z podpěry odpovídá pouze částečně, takže, ale je také příležitostí k
odhalení úspěch to.
                                   I. antropologie.
  A. rekrutuje rozměry samy o sobě, ds lineární rozměry i-věku rekrutů z některých
původu, zejména saských, které jsem znal, aby mi kopie Urlisten k získání
rozvodnice ve formě vhodné pro zkoumání toho. Nejdůležitější pro naše obecné
šetření v prvních částech 20 ročníků Leipzig studentů rekrutuje rozměry s
celkovou m = 2047; brzy 17 roků přechody tzv. Lipskou stupňů di s ohledem na
nábor zbytek populace v Lipsku, s celkovou m = 8402 a také rekrutuje rozměry 3
ročníky, resp. Borna a Anna Berger Amtshauptmannschaft s m =2642 a 3067. Za
tímto účelem, v druhé části Rekrutenmaßtafeln Bez. v jiných zemích, kde takové
šablony a dříve ošetřené Quetelet, zkušení jako zvláště belgické, francouzské, italské
a americké, částečně kritické přezkoumání, jiná část léčby QUETELET'schen a
měření tělesné hmotnosti a obvod hrudníku z rekrutů byly vzaty v úvahu .
  B . rozměry lebky , které jsou uváděny na mě prof Welker v hale jsou k mání, a)
vertikálního rozsahu, b) horizontální obvodu 450 evropských mužů lebky.
  C. Hmotnost vnitřních orgánů lidského těla , v souladu s informační místa v 1) .
 1) [Dr. Tabulky Boyd je celková hmotnost lidského těla a vnitřních
orgánů. Filozofické transakce královské společnosti Londýna, 1861].



                                    Botanical II.
  Od sebe měří Roggenähren ( Secale cereale ) ze stejných míst a let probíhá, 217
šestičlenný (na rozdíl od Fruchtähre) a 138 pětičlenný, každý z odkazů, zejména
měřeny a částečně jako zvláštní K.-G. zacházeno, částečně přijata po jeho vztahu s
ostatními členy v úvahu.


                                III. Meteorologická.
  a) Tepelné a barometrické denní a měsíční hodnoty nebo odchylky v detailech,
které mají být projednány v § 19 a 20 slova smyslu. Mezi nimi jsou ti Quetelet v
jeho prob Lettres sur la zaznamenána, folgends které mají být projednány v § 21, 10-
rok-starý takzvané ". variace Diurnes "s m 282-310; trh vlastní kompilace tepelné a
barometrický denní hodnoty z pozorování na Peissenberge podle dlouhá řada let, a
teplotní odchylky měsíc po DOVE'schen pojednání.
 b) Denní sestavené výšky spadl vodu pro Ženevě po mnoho let, do Bibliothèque
Universelle de Genève (Archiv des Sciences et physiques Naturelles) ode mě.


                                    IV Artis stůl.
  ) vizitek a štítků obchodníků a výrobců, zejména měří sám na délce a šířce.
  b) rozměry, výška h a šířka b , galerijních obrazů (zvláště stanovených ve světlech
rámu) do katalogů sbírek v rámci snížení na stejnou měrnou jednotku pro žánrových
obrazů, krajiny, zátiší mě, přičemž rozlišit případ, kdy b > h a kde h> b.
  To jen předběžný přehled, zvláštní je jít do vyčnívající materiál v jednotlivých
kapitolách druhé části, kde stále chybí podrobnější informace najít na a se odkazovat
na to, když se odkazovat již v této první části tohoto materiálu je .
  Je třeba poznamenat, že na základě předchozích objektů, existují, se kterými se
zabývat jen malá nebo žádná podstatná zájem je přítomen. Ale hlediska hmotného
zájmu není autoritativní tady pro jejich výběr a zpracování, ale spíše právě stal
důležitý pouze jejich použitelnost jako základ pro naše zkoumání, jakým způsobem
některé zdánlivě nevýznamné objekty, než jako rozměry galerie obrazů a denně
výškách srážkových jsou.
  V tomto ohledu, nicméně, byl přítomen věcné zájem o zboží, musí ze stejného
důvodu, nečekejte, že léčba stejná unavený vidět tento zájem tady, i když tak mnoho
výsledků, které budou spadat do stejné do styku, by samo o sobě jako vedlejší
produkty zpracování. Každý z těchto objektů by mohlo vést k monografické léčby
příležitosti, ale jedna taková skvělá práce bude vyžadovat pouze měření rekruty,
srovnávací prezentace a diskuse by měly být stejné pro různé země a ve stejných
zemích, na různých ročníků nebo jako na lebečních rozměrů různých plemena nebo
které mají být provedeny v poměru struktury různých trav! U prostupů tohoto druhu
je vyloučeno zde. Na druhé straně, co se zde vysvětleny na příkladech z různých
oblastí, a to je prokázáno, však tvrdí, že si v jakékoliv další zpracování stejných
aplikačních oblastech a zvážení. 2)
 2   )
    [Poznámka: Informace obsažené v této kapitole je třeba dodat, že dílčí nové
zakázky ze zkušebního materiálu bylo nutné, protože s výjimkou zlomek rekrutů
rozměrů a rozměrů žitných stébel některého z určeného K.-G. Urlisten nebo primární
rozvodné panely vorfanden sebe. Ačkoli studijní materiál byl, pokud bylo možné,
doplněny z uvedených zdrojů, zejména byla pravda pro galerii malování katalogy
Alte Pinakothek v Mnichově, a všichni Staří mistři do Darmstadtu, pro každodenní
výšky déšť Ženevě Archives des sciences physiques et Naturelles Bibliothèque
univerzální opatření (viz kap. XXI a XXVI a XXVII). , ale v místě pozorování
tepelných a barometrického denních hodnot na Peissenberge podávají odpovídající
hodnoty, které jsou publikovány v Utrechtu v Nizozemí roku knize meteorologie (viz
kap. XXIII a XXVII). Náhrada za hlavových rozměrů nakonec (viz kap. VII a XXII)
jsem zavázán prof WELCKER, který měl laskavost pro mě sdělit v jakém rozsahu
kolem 500 evropských mužů lebek.]



IV rekvizity; abnormality.
  § 13 Pokud K.-G. umožňují úspěšné vyšetřování, musí splňovat určité podmínky, z
nichž některé jsou v jeho podmínkách, částečně podřídit širší perspektivě.
  Po úvodní prohlášení je poslal napřed jeden K.-G. zadat konkrétní termín
srozumitelný, aby se ve svých kvantitativních stanovení Random kolísající objektu
neurčitého počtu kopií.Nyní si nekonečný počet kopií, nemá z něj, ale jeden musí
besprochenermaßen jako mnozí z něj snaží dostat, tolik, že přísně přijata která mají
být přijata pouze pro nekonečný počet dokončit, ideální zákonů náhody ani s cíli na
míru Přesnost dostatečné přiblížení může být potvrzena. Ale tato podmínka je
dostatečně splněn, musí K.-G. stále být normální nebo chyba z jiných úhlů pohledu,
jak jsme chtěli vyjádřit sami sebe krátký, aby se v souladu s platnými právními
předpisy, jako nejčastější pro sebe K.-G. třeba nastavit, které nejsou předmětem
těchto chyb.
  To zahrnuje především, že vzorky z jakýchkoli dalších hledisek do K.-
G. dohromady, ale takové jsou vyloučeny, stejně jako odůvodněné z hlediska objektu
se nachází, tj., že objekt vielzahlig nejen z předchozích aspektů objemu, ale i v tomto
vollzahlig bylo, jak vše v mezích své koncepce, které vystupují z něj kopie, jsou ve
skutečnosti počítá s , ne z té či oné straně, bez ohledu na příchod jedné nebo druhé
části stupnice v opomenutí, tímto předmětem byl znetvořený, abych tak řekl, jako by
to být například případ, kdy by měl být tzv. sub-moderování vyloučeny
Rekrutenmaßtafeln, nicméně, předat objekt musí být získány jako čisté a nesmíšené,
tj. vzorky, které pocházejí z jeho podmínek v libovolném směru, musí být vyloučena
z ní, tak, například, kde je kolektivní termín jde do zdravých jedinců, vzorky s
patologicky změněna musí přijít v eliminaci rozměry, takže ve mně musí být
zacházeno WELCKER'schen lebky rozměry ani sudovitý oteklé Hydrocephale zatím
neurčen mikrocefalními lebka se vstoupit. Je to ale dělat poznámky s obecnou
působností.
  § 14 Je jisté, že hranice mezi zdravými a nemocnými lebek není s jistotou známa, a
odpovídající nejistota ohledně vymezení objektu se vrací v mnoha jiných případech
znovu, ale pokud jen zůstává nejistota v tak úzkém rozmezí otáček, že hranice
nejistota, že člověk musí smířit s, protože nevyvážených nepředvídané nejsou
překročeny, pak žádnou významnou nevýhodu v celé připadají, a vy budete moci
najít masturbuje úspěchem, když jsou definovány na základě našeho posouzení se
vztahuje normální distribuční zákony dodává, nebo budete mít tolik kopií může
snížit, že je tomu tak.
  Nicméně, to vyvolává následující důležitou otázku: Samozřejmě, že to je logicky
zřejmé, že pokud jsou zdraví jedinci nebo jejich části, které mají být zkoumány, jako
jsou lebky v poměru rozdělení jejich kopií, ne ty, které jsou označeny jako nemocné
nebo přijal, s mohou být smíchány, a neméně zřejmé, že stanovení podmínek pro
zdravé vzorků má větší zájem než o směs zdravé a nemocné, jen se zdá, že v rozporu
s všeobecnost úkolu z kolektivů ke spuštění, určit ty nejobecnější zákony rozdělení
K.-G. pouze ze zdravých jedinců vhodnější téma směsi zdravý s nemocným.
  Ve skutečnosti, pokud se nemocný lebka z konceptu objeví zdravý, stále spadají
pod definici lebky vůbec, a to, co nás opravňuje při zkoumání nejobecnější zákony
pro K.-G.odstranit nemocnou lebku, jak jsme spíše jen způsobí další termín, který
zahrnuje všechny lebku, vzal užší použití zdravé, ano, tam je, přesně řečeno, a
existuje bezpočet dalších případů, kdy stejná možnost užší a širší verze je jako
kdekoli od loňského všech K.-G. lze spojit v souladu s podmínkami stávajícího
systému, který může být smluvně pouze po různých směrů. Ale my bychom s
experimenty, naše vydal na obecných zákonů k velmi široké verze K.-G. dokázat,
špatné jízdní samo o sobě by to dokázat, nebo jen nedokonale, protože zatímco oni
zatím v dostatečně úzké provedení pro nejrůznější K.-G. zůstávají stejné, a tím
prokázat svoji univerzálnost. Nyní se zeptejte sami sebe, jaký aspekt je rozhodující
pro omezení je třeba dodržovat šířku.
  Tento zdánlivě těžká otázka je zodpovězena s ohledem na následující aktuálních
podmínek.
  Pokud jsme objekty, které odpovídají s dostatečně úzkou verze pro sebe společná
pro různé objekty distribuční zákonů mix, musí být tato podmínka splněna, a to i v
případě, že směs stejné zákony, ani by mělo odpovídat podle které určuje konstanty
nebo podstatné prvky, distribuční poměry jsou, tak alespoň aritmetický průměr a
průměrná odchylka, jehož další prvky související více či méně, mohou být použity
pro skládání objekty, které nejsou od sebe liší, než nevyváženou náhodnosti je
vysvětleno, po kterém můžeme rozlišit jednomyslně a různorodé předměty, jako ty,
které splňují tuto podmínku, a to, co nesplňují, na druhé straně v souladu a
nejednoznačné, než ty, které z jednomyslně, a které se skládají z různorodých
předmětů. Jakékoliv prodloužení funkčního období a K.-G. Nicméně, jejich směsi s
jedním nebo více jinými, případně různorodých předmětů s ním.
  Z tohoto pohledu je nyní okamžitě zřejmé na mnoha položek, které nemohou být
smíšené. Ve skutečnosti, není tam žádný jeden incident, muži a ženy, nebo děti a
dospělé ve stejném K.-G. sjednotit, je-li rozdělení jeho kopie by měly být posuzovány
z hlediska délky těla, bez ohledu na to, že spadají společně pod širší pojem lidských
bytostí, ale předem víte, že existují podstatně odlišné prostředky pro výrobu je na
různorodých předmětů. A to musí být také složení zdravé lebky s patologicky
změněné lebky na K.-G. je nepřípustné nalézt, pokud oba nesourodé chovají k sobě
navzájem.
  § 15 Z tohoto pohledu se mi zdají velmi poučné výsledky ze studií o rozsahu
rekrutů, kteří se po jejich výše (kapitola III oddíl I) je uveden letmo, v druhé části této
práce (kapitola XXIV) hloubka by měla být sdělena.
   Rekrutuje rozměry mohou někdy souhrnně pro celou řadu zemí, krát, věku v rámci
nejširších podmínek v takové míře, ale jsou také velmi specializované, a od začátku
to je, například, 18-rok-starý rekrutuje země chtějí léčit nejsou smíšeny s 20 let jiné
země, protože jak se liší od různých rozměrů prostředky, ale také ve stejném věku
rekruti v téže zemi, se specializací v různých smyslech. Tak jsem mít rozměry
nováčků (2ojährigen), na druhé straně ošetřené speciálně Leipzig studenty na jedné
straně a těch ostatních lidí v Lipsku, Lipska zvané rozměry. Pro první má velmi
uspokojující, pro ostatní jeden po jistém ohledu nedokonalé potvrzují vypracované
obecné zákony distribuce, které jsem volat zásadní, výsledek by byl uveden v
porovnání mezi simulací a pozorování, které se vyskytují poměrně často v druhé,
malé rozměry než by měl být případ podle výpočtu na základě základních zákonů,
aniž by nesymetrické nepředvídatelné události byly dostačující pro to
vysvětlení. Totéž bylo zjištěno pro rekruty rozsahu smíšené populaci různých okresů
Saska větší. Jaký je rozdíl první z jiných případech? Rekruti rozměry studentů se
vztahují k omezenému rozsahu relativně bohatý, normální Wachstume jednotlivců
prostředky nejsou nedaří položky, a druhý na jednotlivce ze směsi těchto objektů se
stánky, ve kterých se na početí a narození více či méně tyto prostředky chybí, a
abnormálně zakrnělé jedinci nejsou časté, jsou rozměry, které jsou zahrnuty v
Rekrutenmaßliste se, když jedinci nejsou samy stanovily na služby s ohledem
werden.Indieser pravděpodobné, že bude zájem v datech.
  Přidat k mým velením 20 roků uličky Leipzig studentů rekrutuje rozměry s
celkovou m = 2047 pouze jeden jednotlivec spadá (60 palců) pod opatření 64
palců 1) , v 17 ročníků měření ostatních lidí v Lipsku (krátké rozměry Lipsko) s
celkovou m = 8402 pokles 197 osob do 64 palců (nejmenší na 48 palců), a snížíme
197 na poměru celkové -m, takže pád na jednoho jedince studentů Lipsko stát ještě 48
rozměrů Lipsku pod 64 palců. Leipzig smíšená populace obsahuje, ale, stejně jako to
nějakého velkého města, velké procento mizerné proletariátu. Ale dále: 3 ročníky
rekrutuje rozměry Borna Amtshauptmannschaft kromě Lipsko (nejlépe malých
městech a zemědělských vesnic včetně) s m = 2642 dal absolutní 50, nebo, jak bylo
dříve snížené, 39 rozměry do 64 palců (s minimálními rozměry 51 palců), a 3 ročníky
rekrutuje Anna Berger Amtshauptmannschaft (hodně hornaté a chudé obyvatelstvo,
včetně výroby) s m = 3067 absolutní 62. 41. míře snížena pod 64 palců (s
minimálními rozměry 49 palců). Takže podle poměru m , které jsme kdy
beziehentlich pro uvedené čtyři oddělení:
                                                     1 48 39 41
Měření pod 64 2) , a jdeme do aritmetických průměrů (podle základní desky) skončí,
pak se tyto hodnoty jsou uvedeny v saských palcích:
                                        Stud Lpzg. St M. Borna Annaberg
                                        71,76 69,61 69,34 69,00.
Takže aritmetický průměr studentů Lipsko je více než 2 palce větší než populace
smíšený-saské, a totéž platí i pro střední a hustě hodnoty. Na druhé straně průměrná
odchylka s ohledem na aritmetický průměr pro jednotný pro všechna oddělení zjistit
způsoby, jak v saských palců pro:
                                        Stud Lpzg. St M. Borna Annaberg
                                   2.01 2.26 2.14 2.33.
A samozřejmě rozdíl po dvou vztahů by bylo ještě v případě, že smíšená populace z
posledních tří částí rozděleny na ty s normální a ty s abnormální Wachstume a jak by
mohly být umístěny proti sobě.

 1)   [1 saský palec = 23,6 mm.]
 2) Méně nápadné, než s ohledem na nejmenší míře je rozdíl mezi měřením studenty
a rozměry ostatních tří útvarů s ohledem na největší, a souhlasí s distribuční účtu pro
druhé lépe než dolů, ale postrádá rozdíl v největší míře ne tak docela. Studenti
rozměry spojil se třemi rozměry 80, 80,75, 82,5, a Lipsko Rozměry 79,5 (4 krát) a
79,75, na Borna s 77,25, 77,75, 78,25 a Annaberg'schen s 76,75, 77,25, 78,5.

   To však neznamená, že máme-li rekruty proletariátu opravdu dobře pro sebe, bude
mít před sebou, než že z bohatých tříd na studenty, naše základní zákony rozdělení by
bylo stejně dobré, na ty, co tyto potvrzují, protože proletariát sám, ani Další termín,
který je specializace v různých směrech a ne produkovat a priori je, aby se ujistili, že
jeho speciality jsou jednotní ve výše uvedeném smyslu. Ano od počátku by se totéž
říci i něco o zastupovaných studenty bohatých tříd, ale jako zkušenost sama učí, že
specializace je poháněn dostatečně daleko do studentům změřit, aby potvrzení zákona
musí, pokud je to vůbec vzhledem k nevyvážené nepředvídané je možné, musíme
také pomoci v klidu, zatímco bychom chtěli tam jet sem specializaci ještě dále, kdyby
to nebylo dost.
  Také může být velmi dobře připustit, že pokud budeme jen jsem zvětšené studentů
rekrutuje rozměry vpravo a pak roztříděny podle různých kritérií, např. v závislosti na
původu obcí či měst, nebo z různých let nebo různých stáncích v odděleních, která
mají , postačí m by měl být schopen detekovat drobné rozdíly podstatných prvků s
jistotou, neexistoval by žádný nedostatek takové, které by bylo v rozporu s
perfektním jednomyslně, a to zabraňuje nic, aby se objekt vyšetřování ní.
  Ale pokud tyto rozdíly jsou malé, a různá oddělení, které můžete udělat na různé
aspekty, tímto rozdílů mezi samotnými prvky, se liší podle povahy nahodilosti, to
může být nejen rozumně předpokládat, ale učí samotný fakt, že tyto rozdíly prvků v
nevyhnutelné NEVYKÁZANÉ nevyváženého růstu nerozeznání se a napadat
základní zákony proti významnou překážku.
  § 16 Méně ale může být ve variantách že distribuční poměry na mnohem klidnější a
tedy nejednoznačný K.-G. výstava ze základních zákonů, viz rozpor těchto zákonů,
jak je to v zásadě postačuje znát mísící poměry a podstatných prvků skladebných
objektů nejednoznačné objektu vypočítat distribuční poměry kompozitního výrobku v
souladu se základními samotných zákonů, aby se tak V tomto ohledu, jejich obecná
platnost tvrzení.
  Obecné vyplývá z výše uvedeného, v hledání a testování z nejzákladnějších zákonů
distribuci, že musíme nejen stráž po různé směry od sebe ustupující výsledky
distribučních být mnohem klidnější, untriftig smíšené objekty proti obecnosti se za
dostatečně úzce definované, jednotná položky nevyčerpaných nároků práva udělat,
ale i při volbě mezi výsledky širší a užší verzi, a to za stejných podmínek, že
výhodnými blíže k Konstatierung základní zákony. Předchozí úvahy uspořádat sebe
výrazně nižší než následující.
  Původ kopií K.-G. z různých oblastí nebo časů, nebo obojí současně snadno vede
nejen kvalitativní, ale i kvantitativní rozdíly stejné s tím, co zvláštní pozornost do té
míry, získal, protože se dostatečně velké m je dosažení úspěšné šetření, obvykle
způsobené nebo nutil , K.-G. shromáždit kopie, které patří do různých místností nebo
časy, docela stejné místnosti a současně nemohou patřit. V tomto ohledu, se konflikt
probíhá. Vzorky od velmi spolu zvýší se od sebe vzdálené nebo velmi široké prostory
a časy, je v nebezpečí, že spojovat různorodé objekty a tímto chybět základní vztahy
distribuce, a vzorky z příliš úzký prostor a lhůty spolu nárůst, jsou nevyvážené
náhody moc pokoj, základní prvky, které někdy odvodit s jistotou. Povinné omezení v
tomto ohledu, ale nemůže být a priori tah, a nakonec musí úspěchu rozhodne, zda
můžete užívat přijatý časovou nebo prostorovou vzdálenost předmětu k
uspokojivému naplnění základních zákonů rozdělení, pokud ne, kontrakce pokračovat
v jízdě, a pokud si objednáte v příliš malé hodnoty m je do něj za účelem získání
výsledků dostatečnou bezpečnost, vzdát se šetření, aby získal větší počet
kopií. Obecně platí, že by to mohlo být v každém případě nejpraktičtější.
  § 17 Zvláštní pozornost by měla být věnována otázce, zda objekt z různorodých
prvků je sestaven po některé z nich již dotkl vztahy rozvodnic.
   V našich základních zákonů je prokázat, že z neustále se až do určité
velikosti a růstu, se dále zvyšuje také neustále klesat, ale tak, že je maximálně z. ve
střední části distribučního panelu (tzv. nejbližší hodnoty ) a dvě minima, respektive
na začátku a na konci tabulky (v krajním případě ) jsou. Když jako úseček, z jako
souřadnicích se, kdo tak může představovat známým způsobem právní distribuční
graficky, což je křivka v malé přijata i hladké až k vrcholu stoupá a klesá ze tam
znovu. Ale v tom, co říkám primární, tj. jsou přímo odvozeny od Urlisten v rozsahu
panelů budete insgemein od vstupu do začátku přes celý palubě nepravidelný montáž
a demontáž Z s průběžným růstem o nálezu tímto hrbolaté textury distribuční křivky,
pro které primární distribuční tabulky kapitoly VII poskytnout rozumné
příklady. Nejběžnější, nikdy chybět příčinou těchto nesrovnalostí je nyní alespoň v
nevyvážené mimořádných událostí, a závislé hrbolky křivky zmizí dostatečně daleko,
poháněného snížení panelu, tj. určené dříve (§ 6) prohlášení společně pořízení z. držel
za stejných intervalech ze v běhu přes celý panel, jak je popsáno v kapitole VIII a
podporované příklady snížení tabulek. Ale v některých případech může být příčinou
také, že K.-G. smíšené z různorodých jejich hlavních hodnot je.
   Ve skutečnosti, di již může přehlédnout obecných úvah vyplývá, že pokud bychom
chtěli rozsah stejné množství mužů a žen, velmi odlišné aritmetického průměru, jak
hustě hodnota ve směsi, například, tak výrazně, na rozdíl od nesymetrický
eventuality, příčinou pro vznik dvou maximální- Z tak dvě nejbližší hodnoty by
vzniknout, ano, mohlo by to smícháním ještě nesourodé objekty distribuční panely s
mnohem větší maximální z. vzniknout. Každopádně, teď jsou určeny pro testování
základních zákonů distribučních pouze distribučních panelů s maximálním Z v
hlavním Bestande panelu, zatímco malé nesrovnalosti na koncích panelu mají být bez
zásadního narušení. Proto jsou rozvodné panely, které nesplňují tuto podmínku, mají-
li zkontrolovat zákony užitečné pouze po takové snížení, že by v přiměřené úpravě
mimořádných stejného utkání, po přezkoumání příslušné zákony stále mohou podílet
na snížení tabulce velmi dobře potvrdit, pokud Většina z maximálního Z v hlavním
Bestande deska opravdu záleželo jen nevyvážených událostí.
  Nicméně, není ignorovat, protože intervaly jsou určeny ke snížení distribučního
panelu zvyšuje, ve stejné době, v souvislosti s nesymetrických nahodilých
různorodých složek v tabulce, většina z maximálního Z může zmizet v případě, že to
k sobě blízko k pádu, které se vyskytují společně v umocněn intervalu snížení, jsou
tímto nerozeznání, takže budete potřebovat pouze s redukcí, a tím zvýšit intervaly jít
všechny délky k dosažení tohoto cíle bezpečně. Takže ve skutečnosti je pravidlem, že
snížení je jen maximum, pokud jde o distribuci do zkoušeného panelu Z a odtud na
obě strany od sestupné průchodu Z být snížení, udržovat, ale jakákoli odchylka od
základních zákonů pak ještě možná i různorodých složek panelu, který se stal
rozmazané redukcí může záviset, a proto v tomto ohledu jen studie distribuce sám
může být rozhodující.
  § 18 Nicméně, jsme s našim rekvizity nekončí. Objekty, které jsou navrženy lidmi s
odkazem na určité účely nebo nápady, zkrátka jim říkáme umělecký předmět,
přestože záměrem je obgewaltet, když nastanou, ale z hlediska předpisů velikosti,
které stále ponechávají prázdné náhodě, na Kollektivmaßgesetzen, pokud ale
sekundární uvažování nebo sekundární účel výrazně omezovat svobodu šanci
preference nebo vyloučení jednotlivých dimenzí, takže zákony může být rovněž
provedeno mnoho demolice, což je vysvětleno v následujících příkladech.
   Vizitky, stejně jako tzv. Adreßkarten obchodníků a výrobců lze vidět na většině
potrubí v závislosti na délce jako šířka se pohybuje, a já jsem si nejdřív myslel, že má
vynikající objekt pro zkoumání našich zákonů je, protože oni jsou ve velkém
množství, a to buď z každodenní dopravy, ať už z vzorníků jeho tvůrce, který lze
nalézt lepené vzorové kopie (což jsem mnohé z nich používají různé Verfertigern na
měření) lze získat, a tím poskytuje tu výhodu, že přesnost měření a odhadu více než
mnoho jiných objektů má v ruce. Ale i přesto, že jsou, ať už je to na délku, ať měří
šířku, vyhnout se naše zákony dost daleko, které nabízejí, ale jen velmi nedokonalý
probační je stejný, z nichž jeden může najít důvod, proč v těchto případech.
  Pro všechny varianty svými rozměry, ale svoboda náhody je omezena tím, že
výrobce insgemein takových rozměrů přednost tomu, aby lepenky list, z nichž jsou
karty řez, je to možné využít, tj. co nejvíce konzumovat, jakož i mohou být některé
zvláště populární vztahy mezi zeměpisné šířky a délky, zejména 2 : 3 nebo 3:
pozorováno 5 (přiblížení na zlatém poměru), a ve skutečnosti jsem byl v měření
těchto karet, které jsem udělal pro vzorníků většinu výrobců, přesvědčen o tom, že se
vyskytují častěji v každé z nich některé rozměry, než že jeden mohl vnímat jako
náhodné. Rozměry malby v galerii světla na rámu, ale nevztahuje se na stejnou
nevýhodu, a poté, co jsem dodat mnoho ze stejných rozměrů z katalogů různých
galerií se sešli (viz kap. XXVI), vynikající materiál pro zkušební logaritmické
Maßgesetze.
  § 19 V přírodních objektů na druhé straně patří k podmíněno termínem samotné
rekvizit, že kopie nejsou v přirozeném právu závislosti jsou od sebe navzájem, což
vyplývá z právních předpisů založených na náhodě. Tento bod je zvláště v
meteorologické K.-G. v úvahu. Teploměr a barometr čtení a další meteorologické
hodnoty ukazují každé místo, zatímco v detailu nepředvídané narušený, ale ven-tory
rozhodl v průměrných hodnotách za právní zapnutí a vypnutí už na kolej hodin v den,
neméně přes dnů a měsíců rok. Tyto takzvané pravidelné meteorologické hodnoty
nespadají do pojmu K.-G., ale pouze non-periodická, pokud jsou považovány za
náhodné proměnné. V tomto ohledu budeme brzy moci meteorologické denní data,
měsíční hodnoty a roční hodnoty, pokud se odchylují od jejich financování
víceletých, a tyto samotné jako denní odchylky rozdíly, liší měsíc odchylky a roční
odchylky, načež něco konkrétního bude reagovat, protože je často příčinou. návrat k
takové. We Make vysvětlení tepelných hodnot a odchylek, což má za následek převod
na jiné typy meteorologických hodnot a odchylek od sebe.
  Tepelné denní hodnoty mohou být zejména žádné konkrétní datum po svém
výročním dni, řekněme například, první V lednu. Vezměme teplotu den v daném
místě v daném roce, stejně jako termální dnů v hodnotě 1 Je určen z průměrné
hodnoty nebo jejích 24 hodinách teplota, pak důsledně být zachována, vzhledem
denní hodinu, nebo průměr z maximálních a minimálních teplot na den v lednu. Tato
denní hodnota 1. Leden být sledován několik let v řadě. V po letech náhodně se
měnící denní hodnoty představují exemplářů a jednou K. - G. čerpáme z
aritmetického průměru tak, že se součet jedné z denních hodnot se stejným počtem,
který se počtem let, po které byl pozorován shodují. To znamená, že celkový tepelný
teplou průměr 1 Ledna a odchylky získané v různých letech denních dat z obecného
denních průměrných pak tvoří jednotlivé denní variace, které se podle zadaného
štítku způsobem s∆ , musí být popsány. Rezervy mohou být pro druhé Leden a každý
další výročí bude k dispozici v každém konkrétním místě pozorování.
  Místo toho, pro každý den v roce, ale můžete získat i od dlouhodobých pozorování
těchto ustanovení pro konkrétní týden v roce, za každý měsíc roku a za celý rok,
který pak jako týdenní hodnoty, variace týdnu, měsíční data, měsíční odchylky, roční
hodnoty, roční odchylky jsou popsány. Z nich jsou termální měsíční hodnoty a
měsíční odchylky zaslouží zvláštní pozornost, a to zejména proto, že mnoho
ustanovení na mnoha místech se to. Termální měsíční hodnoty jako na jeden takto
získá, například, v lednu (a podobně pro každý druhý měsíc) v určených několika let
průměrné teploty z ledna, které jsou stejné z 31 dnů na výhru, a tepelné měsíčních
odchylek z ledna než ∆ v odchylek od obecných prostředkůnamísto aritmetické
průměry a odchylky od ní, může být, nicméně, další hlavní hodnoty a odvodit
odchylky od těchto hodnot.
  Meteorologické K.-G. tohoto typu jsou odhadovány pro studium svých obecných
zákonů vůbec z několika úhlů pohledu, jednou kvůli hojné materiálu, který je
přítomen ve zdrojích meteorologie, nebo mohou být sestaveny z nich, za druhé,
vzhledem k přesnosti ustanovení, které dosáhly podle meteorologická pozorování
prostředků a metod je, za třetí, protože tyto položky poskytují doposud jediný
materiál, který se posoudit, zda časová K.-G. podléhá stejným zákonům jako
prostorové. Jen trpí velmi důležitou nevýhodu, že od m stejný s počtem let, které
bohaté pozorování, se shoduje, ne snadno velké m stejný, ale nikde ano, jako je k
dispozici, jak je to pro bezpečnost výsledné by bylo žádoucí, je třeba vyvodit z
výsledků. 3)

 3) Mezi 70 míst, pro které dove seznamy tepelné měsíční odchylky v jednom ze
svých pojednání, je to jen Berlín, kde se 100 a m je překročena výkonu je o 138 roků
přihodilo, a to pouze v Praze a v Londýně výstavam 90, respektive 94 a 92,

   § 20 Nyní můžete, ale mnohem větší m , získaný z daného počtu let, jako počet let,
je v následujícím způsobem, který není odhodit zábrany v důležitém par excellence.
  Aby bylo možné se řídit určitými myšlenkami příklad QUETELET'schen (viz
quete-Pojďme Lettres, poslední svislý sloupec tabulka str. 78)., Předpokládáme, že
teplota všech dnů v lednu jako prostředek mezi minimální a maximální teplotu každý
den v určitou místa (Brusel) byla pozorována o 10 let, takže jsme předepsaným
ustanovení způsobem, který je považován za správný, pro každý z 31 dnů měsíce
ledna je K.-G., první, druhý, třetí, atd., m = 10 se získá, což je příliš málo ke studiu
distribuce zákony v mysli, zde jsme proti m = 310 za celý měsíc leden, jak K.-
G. získat, pokud budeme postupovat podle postupů Quetelet je na příkladech v otázce
tak, že jsme spolu se 31 dny teploty lednu, jak je kopií denní teplota v lednu na 10 let
jsou 310 opisy vytáhnout aritmetický průměr vydělením 310, z nichž 310
odchylky ∆ vzít, a když chceme, další hlavní hodnoty a odchylky od tohoto určení.
  Nyní jistě rozsvítí a priori, že od té doby na rozdíl od náhodných změn teploty od 1.
ledna až do 31. Den roste zákonem, tímto jsme získali komplikace náhodného
zařízení s přirozeným pokrokem práva denních hodnot, nicméně, přísně vzato, musí
být vyloučeny přirozenou reakcí právo na zkoumání základních distribučních
zákony. Nicméně lze připustit také, že změny v denní teploty, které podle právního
postupu dokončena během měsíce jsou z důvodu, aby se v porovnání s průměrnou
velikostí náhodných změn jednotlivých denních teplotách příliš málo v úvahu, aby se
nenarušil náhodné zákony významně, stejné v žádném případě ne pick up, ale prostě
nemůže zasahovat. Ale mnohem důležitější obava pramení z toho, že nehledě na
právní pokroku díky jeden měsíc v průběhu odhalit meteorologických podmínek
bezprostředně po sobě jdoucích dnů určitá závislost na sobě, což není stanoveno v
právních náhodě. Obecně platí, že několik teplo, tj. na hodnotě střední teploty
postavení ledna a větší zima, tj. za stejných, na něž po sobě jdoucích dnů, a provést
přechod řídit z jednoho na druhý ne mílovými kroky, ale mírným stoupáním až do
určitá výška nad střední hodnotou, a od té doby vzestupu, ale nemůže jít do
nekonečna, opět klesat na nižší úrovni nebo pod střední hodnotou, s výjimkou, že
žádná pravidelná periodicita v této výměny mezi vzestupným a sestupným je
viditelný. Stejně tak, se všemi tzv. nepravidelné periodických změn.
   K tomu se zdá užitečné, jen proto, aby si poznámku, že je to velmi jednoduchý
prostředek je stejně přesvědčivý podle požadavků čistě náhodou pro takové případy,
jako je neuspokojení z těchto případů. Dostal jsem se seznamy kreslení saské loterie
poskytuje řadu let, v nichž jsou vylosovaná čísla jsou v pořadí, v jakém vyšel,
zaznamenal. Pokud je kdekoliv, je zde šance, hraje svou čistou část. Označíme-li nyní
na sudá čísla s +, liché se - a sledovat počet znaků od velkého počtu po sobě jdoucích
čísel GEWI, zjistíme, na rozdíl od malého rozdílu v důsledku nevyvážené událostmi,
jako hodně stejný charakter jako nerovné výměny. Ale děláme dobře s + případech -
případy podle rozhodnuti z totality případů na města v meteorologických den
tabulkách, takže převažuje rozhodl počet sekvencí na výměnu, důkazy o vznikající ze
zákonů pravděpodobnosti závislost po sobě jdoucích meteorologických denních
údajů. Ale dál, vezmeme-li v předchozí označení po sobě jdoucích loterijních čísel
každý překročit číslo tímto znakem +, každé podkroví z těchto poznámek v rámečku
předchozí s - zavolejte, najdeme výkon s velkým počtem čísel (kromě z
nevyvážených nepředvídané) počet změn dvakrát tak velká jako následků, a děláme,
ale stejně jako s vhodným označením postupné meteorologických denní údaje, počet
změn zdaleka dvojnásobný počet epizod, druhý důkaz, že vzestup a pád
meteorologické hodnoty ze dne na den se neřídí zákony náhody. To doplňuje a
prohlubuje tuto studii, jsem sugestivní jen pro tuto chvíli, aby se vrátil k tomu v
pozdější kapitole, k tomu, že v zájmu i odchylky od těchto zákonů náhody, které
striktně pouze pro nekonečné m jsou, nevývažkovými nepředvídaných na vzít v
úvahu také to, že z konečnosti m závislé pravděpodobných a průměrné odchylky
výkazu zákona stanoví, co lze nastavit vzorce ve skutečnosti.
  Pro hloubkového šetření se mi nyní zobrazuje 4), že zatímco meteorologické
hodnoty po sobě jdoucích dne téhož měsíce vykazují vlastnosti uvedené ve službách
neobyčejně, i měsíční odchylky po sobě jdoucích let, které nejsou zcela odňata,
pokud už se tak slabá, a vykazují malý rozhodli, že se při použití stejného žádné
významné narušení na náhodné zákonů může, a ale to si zaslouží toto téma
nepochybně ještě hlubší a rozsáhlejší vyšetřování profesionálními meteorology s
použitím těchto kritérií v zájmu meteorologie sám, jak jsem zde mají ho, aby se
částečné bude tam, kde se to stalo jen v zájmu určit, jaký způsob K.-G. vůbec vhodné
pro testování a uplatňování zákonů náhody.

 4)   [K tomuto účelu, na XXIII. Chap. Vzhledem k tomu důkazy.]

   Nyní je důležité poznamenat, že v předchozím vyloučeny průsvitné možnosti
náhodné zákony o meteorologických hodnot, které vykazují závislost uvedeného typu
jiný, použije, může být vytvořena v případě, že při velmi velkém m podmínky
závislost se mění náhodně .
  Nechte vysvětlením urny s nekonečnými bílými a černými kuličkami, které jsou
označeny čísly, která odpovídají nám velikosti rozdílu daného primární hodnotu, a to
takovým způsobem, že počet výskytů každého z těchto typů kuliček k počtu výskyt
odpovídající hodnoty odchylky, protože existují čistě náhodné zákonů
ekvivalent. Takže v případě symetrického pravděpodobnosti, že Gaussův zákon je s
ohledem na odchylky od střední hodnoty, v případě asymetrického pravděpodobností
naše později besprechendes obecný zákon zastoupeny tímto způsobem, jsou
prezentovány bílými míčky pozitivní, negativní černými koule odchylek. Hotovo teď
docela málo vlaků, aby náhodně z tohoto urny, pak míčky byly v jejich situaci, že
právo, na rozdíl od, protože pouze konečného počtu vlaků stále zůstávají, nevyvážené
eventuality představují správně. Ale totéž bude také případ, kdy dva, tři nebo více
kuliček, které jsou blízko u sebe, jejich hodnoty, ať už je to po určité pravidlo nebo
bez těch slepeny tak, že mohou vytáhnout jen spolu, jen větší počet vlaků, větší m ,
patřit, získat stejně dobrou spokojenost zákonů v otázce, jak je tomu v případě
volných míčů.
  Samozřejmě, že otázka, zda se chová její s meteorologickými denních hodnot
obdobně nemůže být považována za řešeny touto analogií, ukazuje pouze to, že by to
mohlo chovat.Přesto (78 Lettres p.) Přidává nejen příklad QUETELET'sche s m =
310 (ve skutečnosti spíše v důsledku absence pozorovacího dne 309), při pozorování
podle způsobu rozdělení jehoZ dobře takovém stavu, ale i tepelných a
barometrického příkladů s mnohem větší m , které jsem sám vypracované v šetření
(viz kap. XXVII), mluví o stejné tak, aby mohly být považovány za platné nejméně s
největší pravděpodobností, která je nejen pro naši výuku, ale i pro meteorologii
zájmu je pravděpodobné, že bude. Quetelet sám neodpověděl na otázku.
  § 21 Mimochodem, je velmi žádoucí, ale meteorologický příkladem přikázání stát,
ve kterém je výskyt četných jednotlivých případů s chybějící závislostí následných
případech připojí se od sebe navzájem. V Bibliothèque Universelle de Genève
(Archiv des vědy physiques et Naturelles) se nachází v každém Monatshefte
meteorologické tabulky pro Ženevě 5) , která mimo jiné sloupy, které jsou platné pro
teploměry, barometry, atd., mají také sloupec s nadpisem, "Eau tombée dans les 24
heures "je uvedeno, která udává výšku padlého vody v milimetrech za jednotlivé
měsíce tohoto deštivého dne, který se konal v daných letech. Nyní však, postupujte
běžně více mokré i suché dny v řadě, ale - a to je to, co záleží na nás, a které Analog
není případ s postupným tepelným nebo barometrického denních hodnot, - zachytil v
srážkoměru výškách dešti po sobě jdoucích dny neodhalily žádné velikosti závislost
na sobě navzájem. Ve skutečnosti, můžete již vidět ty povrchní pohled, výšky déšť
příslušného sloupce jít do nejvíce nepravidelné a často se obrátil po masivní déšť
výšky jednoho dne velmi nízkou další den nebo. Ale rozhodujícím faktorem v
příslušných podmínkách jsou naše výše uvedená dvě kritéria, a to je pozoruhodné to,
co ostatní výsledky dávají z hlediska chápat v předchozím smyslu denních výšek
srážkových než na tepelnou a barometrického denních hodnot, včetně jednoho
později (kapitola XXIII) se najít důkazy .

 5)Dalším, zcela v souladu s vyzdobený stůl pro meteorologickou stanici na svatého
Bernarda.

  Jsem tedy nelze mi zarmoucen potíže, jsou údaje obsažené v Ženevské věstníku
výšek ženevských deštných ze všech ročníků, přes které se rozprostírají vzlétnout, a
se tvořil po 12 měsících 12 oddělení uvedené směrnice, z nichž každá má především
být zacházeno K .-G. představuje. To zahrnuje například jako kopie (sporný většinou
z rozpuštěného sněhu), ke kterým došlo v měsíci lednu, ale které se konaly v lednu
měsíců ve všech ročnících, přes který jsou výšky déšť sleduje, dohromady ledna
nejen všech výškách déšť, a tak velmi významný pro každý měsíc m. získat. Teď se
ovšem, že toto úsilí bylo marné pro naše účely, protože ano, ne a priori by se říci, že
výšky déšť nikdy nebude stejné distribuční zákony přidat jako rekruti Míra, rozměry
lebky a podobně, ale naopak to stálo za to tak že výšky déšť s rozměry galerie obrazů
poskytují doposud jediným materiálem, který následoval náš logaritmické distribuční
práva by mohly být hlasité tím, že poskytuje velmi silné průměrné odchylky s
obrovskou asymetrii, což padající domácí hodnoty daleko od sebe, zároveň v poměru
k základním hodnotám , tak použitelnost aritmetiky léčby mimo (viz kap. XXI a
XXVI a XXVII). A to nesporně má zvláštní zájem, který tolik věcí, jako je malování
rozměrů a výšek déšť, takže určité a zvláštních distribučních zákonů, jak budeme
muset vypracovat, předložit spolu.
  Velmi možným způsobem, to je jiný případ meteorologických denních dat z
příslušného dědického nezávislosti, použít tyto krátkodobé, jako jsou střední déšť
výška, do níž je třeba víc, aby se něco blíže, než si coprecipitating s empirickou
dokumentaci našeho šetření a je čerpána z Quetelet sám na vlastní pěst podle mého
názoru, samozřejmě, není platný způsob, jakým vztah bude vracet mnou několikrát,
že. Jedná se o tzv. Varianty Diurnes z Quetelet, které Quetelet v jeho Lettres p. 174
fg., S tabulkami věst. 408-411 je, nicméně, já sám v Cape. XXVII blíže vrátit k
tomuto bodu, ale zde jen samé povahy předběžně uvědomit a pochopit s ohledem na
otázku nezávislosti v oku.
  To již bylo řečeno výše, že Quetelet teplota všech dnů, každý den nalezeno
(Brussels) jako prostředek mezi maximální a minimální teplota a to pokračuje přes 10
let každý měsíc. je rozdíl mezi těmito dvěma teplotami, jako jeho prostředek se
považuje za denní teplota, je co teď Quetelet " variace diurne "volání (denní
variace). V tomto prohlášení si pravděpodobně uvědomili, že tato odchylka dvou
dnech extrémy každé malé i velké na stejné střední teplotě mezi nimi, takže ve stejný
den teplotu, může se stát, že proto není nutné posloupnost závislost, zobrazující denní
teploty ohledně Varianty Diurnes rozšířit potřebuje. Ve skutečnosti, ve stejný den
teploty, např. 10 °, jako prostředek 9,5 ° a 10,5 °, 8 ° a 12 °, 5 ° a 15 °, ukazují, jaké
změny, resp. 1 °, 4 °, je 10 °, takže, když se teplota zůstává poměrně konstantní v
jednom dni, a tak může být stále stejně vysoká nebo nízká, a změna bude ale
nulová.Vzhledem k tomu, teplota Quetelet nyní dnů sleduje každý měsíc o 10 let,
získá ve formě kopií K.-G. zvládne, odpovídající Varianty Diurnes , kde si kopie
jiných K. - G. vidět. Ačkoli Quetelet má Varianty Diurnes není specializované pro
všechny dny každého měsíce, které by vyžadovaly tabulky obrovskou expanzi, bez
udělení možnost stručné shrnutí, ale má p.410, kde 411 tabulek, kde každý měsíc je
uvedeno, jak často se v průběhu 10 let variace diurne mezi 0 ° a 1 ° mezi 1 ° a 2 °,
činil mezi 2 ° a 3 °, atd., prostě snížené interval desky ve smyslu naše později (VIII)
kapitola.
  Je-li, jak bylo uvedeno výše, jsou Varianty Diurnes se v závislosti na jejich
velikosti podstatně bez ohledu na velikost, ležící mezi nimi denní teploty, a v
důsledku toho posloupnost závislost stejné nemusí nutně sdílet, stejně jako tato
závislost zdá být v rozporu, že tabulky měsíčního variace Diurnes na první m, ukázat,
co se liší pro každý měsíc mezi 282 (únor) a 309-310 (leden a srpen), jako pravidelný
kurz, a tak dobré shodě s jinak platnými zákony asymetrické rozložení, než je v
současné době za sebou v závislosti stěží by se dalo očekávat, však ukazuje, že z
Quetelet s.. 78 uvedeny tabulky v denními teplotami v červenci ve srovnání s
odpovídající tabulkou variací Diurnes věst. 411, že průběh Z je podobný a stejně tak
pravidelně v obou tabulkách, takže již po první zásady projednala tuto tabulku by
bylo užitečné i bez přijetí nezávislosti lze zobrazit v tom smyslu, že bude provedeno
námi.
  § 22 Poté se následující obecné poznámky:
   Obecně platí, že se body, které K.-G., dokonce i při dostatečně velké, aby m, tj. na
rozdíl od nevyvážených eventuality, které mohou uniknout podmínku našich zákonů,
jako nevhodností nebo abnormality objekty, ale které z nich jsou zdarma, volejte
einwurf zdarma. Abnormality jsou, jak vidíte, různé typy a může platnosti zákona ve
velmi různými způsoby a velmi různé míře ovlivnit. Dá se očekávat, na základě
obecných funkcí kolektivů určit vliv těchto abnormalit, které se částečně teoreticky s
ohledem na uznávaných bezchybných objektů distribučních zákony, některé lze
provést empiricky, a dokonce druhý na dvojím způsobem. Jakmile můžete úspěch
abnormalit v neobvyklých příkladů pro sebe, který nabízí realitu, sledovat a za druhé,
a to se mi zdá stejný čas plodné a kontrola prvního cestu sám s zuzuziehende
způsobem můžete uměle zkonstruovat rozložení panelů s danými prvky, které
distribuční práva bezchybné přesně odpovídat, pak připojte ten či onen abnormality v
ní a vidět úspěch na hodnotách prvků a jejich vztahů z ní.
  Zde je ještě pole dotazu k ostatním dříve, protože jsem to samé o už tak rozvětvené
úkol, poměry v K.-G. zjistit, pod podmínkou bezchybnost, neudělal dost.
  V každém ohledu zcela bezchybné objekty s velkým m jsou možné chyby v potrubí
vrtu tvrdě nakupují, a proto existují na objekty, které empirischerseits pro detekci
nebo probační základních zákonů K.-G. sloužit, s výjimkou odchylky od ideálních
distribučních poměrů právnické pro konečnosti m velikosti a i ještě odchylky v
důsledku nesouladu s rekvizitami nebo krátké vzhledem k rozsahu vadu povolení, jak
leží v dostatečně úzkých mezích, aby nenarazila na platnost stanovených základních
zákonů dokonce vyvolat pochybnosti o tom, které samozřejmě na subjektivním
rozhodnutí je vždy určité množství volnosti. Obchodní podmínky, jak odchylky
způsobené finiteness m , jak kvůli velikosti i , jako jsou odvolána kvůli nedostatku
souladu s rekvizitami, zavolám později, s výjimkou již použitých výtisků základní,
dokonce i normální, nebo ideální, když jen v realitě se vyskytují v přiblížení.
  Mimochodem, je vidět z předchozího svazku, který je pro kolektivy, bez ohledu na
to, že lze očekávat od těch, které je uvedeno v předmluvy k bodu přesných učení,
obtížné je, aby ve svých aplikacích na velmi bezpečné výsledky. Existují i další body,
jako pro fyziologii a psychophysics existují v tomto ohledu, ale mají podobný
úspěch. Koneckonců, zůstává preference všech těchto nauk jako přesné, ale i řídit
bezpečnost v detailu, pokud je to možné, za druhé, že povede k obecné zákonitostí.
   § 23 Na předchozí komentáře související rekvizity, které se účastní při vyšetřování
K.-G. musí splňovat sám, ale tam jsou také rekvizity, které musí splňovat
vyšetřování. Na rozvodnice lze umístit do více či méně výhodná nebo využitelné
formě, co v kap. VII a VIII údaje uvedeny. Nevyhnutelné chyby, které jsou spáchány
během měření vzorků, musí být dostatečně bezvýznamné, nesmí zasahovat do
procesu práva a přesnost měření je tedy obecně být tak daleko, že chyba měření lze
zanedbat proti kolektivních odchylek řídit. V měřeních zachovat útvary uvedené na
stupnici ještě rozdělit podle odhadu, a to je velmi běžné, že plné a půl úseky jsou
preferovány, co říkám chyba nerovnoměrného odhadu, a to, co jsem Příklady
Bez. Rozměry rekrutů a měření lebky v kap. Citováno VII. Takové chyby mohou být
škodlivé pro přesné stanovení prvků, a proto je na druhé straně, být opatrný a pokud
je přítomen, aby to přes přiměřené snížení jako neškodný, jak je to možné, co přinese
budoucnost více. Když mohou být bezpečně vyhnout množství jmenovaného
Rozměry chyby v akci nebo jehož záznam je až příliš snadno možné, a tam je snad
žádné jiné prostředky, jak se měření dvakrát z na sobě nezávislé, a tím určují, jak ode
mě provádí při měření Roggenähren, ale od té doby namáhavé práce se zdvojnásobí,
budete jen stěží pochopit to všechno. Ještě těžší je, aby se zabránilo výpočetní omylu
při využívání velkou sadu metrik pro určení prvků a probačních zákony, a alespoň s
ohledem na každou neobvyklého nebo důležitého výsledku není, aby se zabránilo
kontrolu opakováním příkazu.
  Obecně platí, že jsou pro stanovení prvků bezpečné a nebezpečné způsoby a
samozřejmě, první lepší sám o sobě, ale jako vždy, jen aproximace ideálních hodnot
prvků jsou dostupné, tak to může být, že malá výhoda v tomto ohledu, a ne proti
úleva se týká, která vás opravňuje k poněkud méně bezpečným způsobem, a tak může
být praktické aspekty, jako je, ale je lepší, pokud je dostatečná, výsledek toho, co
máte na mysli, ale být uvedeno uspokojivé úrovni bezpečnosti. Astronomický
přesnost a bezpečnost nyní ani v tomto případě nedosahují, a to může být, že je vůbec
nevymahatelné marných okázalostmi s cílem dosáhnout takové, ale vyšetřování.
V. Gaussova zákona z náhodných odchylek (chyb pozorování)
a jeho zobecnění.
  § 24 Po gauss 1) , Základní zákon tzv. chyby pozorování, tj., a to nejen teoreticky
nastavit náhodné chyby pozorování znamená, ale také stejné Besselovy 2) bylo
prokázáno empiricky na astronomických dat lze předpokládat, že to platí pouze, tento
zákon náhodné odchylky kopií jednoho K.-G. od jejich aritmetického průměru
z A, tj. Θ , které mají být převedeny s ohledem na, v pořadí, jak se mají Vhodné pro
chyby pozorování, tj. aby měl zákon, který umožnil dodržování empirickým
stanovením aritmetického průměru a významnou odchylku hodnotu jako jako
průměrná odchylka ε = ΑΘ : m, celé distribuce a K. - stanovit G. podle velikosti a
počtu, tj. k určení, v jakém poměru k celkovému počtu m (za předpokladu, že to není
příliš malá) kopie v jakékoli dojít k omezení velikosti odchylky od střední.
 1) [theoria Motus corporum coelestium, 1809. Lib II, část. III. - Theoria
combinationis observationum erroribus minnimis obnoxiae; Commentationes
societ. reg. Scient. Götting. rec. . Vol. V. 1823] 2) [Fundamenta Astronomiae, 1818;
Sect. II]
  Protože jsme nyní v úkolu obecného práva distribuce pro K.-G. najít, alespoň ze
zákonů Gauss (krátká GG) bude se předpokládat, že se opakovaně vracet, a to je
opravdu v určitém omezení pro K.-G. najít téměř dostačující, jen konečně obecnější
zákony podřízené vidět, takže tady je věc, aby předmluva jemu nad tímto
zákonem. Profesionální astronomové a fyzici, i když je již známý a povědomý,
výpočtem na základě samé dělal při určování pozorování znamená pravděpodobnou
chybu, ale musím předpokládat další okruhy čtenářů a další použití zákona zde, a
proto by měl jít, místo toho, nepopulární integrální vyjádření zákona, od snadno
pochopitelné tabulkových výtisky z, do kterého stejný mohl být přeložen a pro
praktické využití v každém případě musí být přeloženy kdekoliv. Později (kapitola
XVII) se vrátila na stejnou věc, ve výstupech jeho integrální vyjádření, a nyní, bude
následující stačit.
  Co je to uvedeno v zákonech, které jsou jen základní prvky jejich v § 4, diskutovali
o významu, který z nich, ale pokud někdy zákon, blíže očekávají, že přijde stále větší
počet hodnot, a tedy odchylky, po kterém je založen, reprodukována. Pojďme
diskutovat nyní stejná i při jeho použití na kolektivní odchylek. Podle Úmluvy, § 10,
obecné vyjádření může Θs ohledem na s ∆ a Ε s η jsou zaměněny, ale stojíme tady v
obecných výrazů.
  § 25 Obecném smyslu zákona Gauss, které již zhotovené náznak, za předpokladu,
že symetrický pravděpodobnost odchylky Bez. aritmetický průměr A a velké, přísně
vzato, nekonečný m , co derivát A leží na dně, relativní nebo absolutní počet
odchylek Θ a tímto odchýlení se zjistit, co je obsaženo v daných odchylek limity, s
ohledem, že toto ustanovení lze empiricky změnit nevývažkovými nepředvídané
spíše menší odvození A podkladového ma a rozhodl takto m je tyto odchylky
sami. 3) krátká, Základní zákon je zákon rozdělení odchylek a tímto se odchyluje za
výše uvedených podmínek.

 3)Může to být i případ stát, že velké m je odvozen, ale distribuční poměry jsou
posuzovány pouze pro malý počet variant, ale já abstraktní tady z toho máme jen
malý zájem, kompozitní pouzdro.

  Takže máte četné vývojové K.-G. před ním, který splňuje uvedeno v předchozí
kapitole rekvizit, získal některé bemerktermaßen s aritmetickým průměrem, které
mají být označeny, kopie = ∑ : m vyvodit, mají pozitivní a negativní odchylky
± Θ všech jeden z A a převzat z celkem Θ , bez ohledu na jeho označení, to znamená,
že z jejich absolutních hodnot, prostředky ε = ΑΘ : m . roztahuje tak, by bylo výše
uvedeno, jsou v něm uvedeny, tzv. jednoduché, střední odchylka rel , který zde prostě
jako průměrná odchylka platí.
   § 26 Chcete-li nejprve vysvětlit, nyní uplatňování práva na jeho prohlášení pro
konkrétní případ, protože řada rozdílů lze nalézt, které od do, tj. od Θ = 0 na
odchylka mezních Θ =0,25 ε rozsahu, nebo co je objektivně stejné, což z Θ : σ =
0 Θ : ε = 0,25 je dostačující, takže jsme si to číslo na tabulce, která mohou být
přeloženy do GG, se rovná 15,81 p.. C. Celkový počet m nebo = 0,1581 m , s
podmínkou, že číslo na obou stranách A je sledována na stejném místě a sečteny pro
obě strany. Pro všechny ostatní odchylky omezení jako Θ :ε = 0,25 je stejná tabulka
jiný počet relativní odchylka, ale nejprve musíme vysvětlit předchozí stanovení
konkrétní příklad.
  Předpokládejme, že jsme měli 10000 rekruti měli jejich a ε určit, bývalé = 71,7
palce, druhý = 2.0 nalezeny (jako nahehin platí pro studenta v Lipsku rekrutuje
rozměry) palce, aby GG, že by pod podmínkou, platí, rekrutuje mezi 1581 0,25 ε na
jedné straně a A - 0,25 σ pádu na druhé straně, di 71,2 do 72,2 palců. Buďte omezení
chyb ve stejném smyslu Θ , do jednoho z Θ = 0 se počítá do rovna 0,5 σ přijatým, a
tedy Θ : ε = 0,5, pak se podle tabulky zákona, číslo Θ = 0 pak na obou stranách ve
stejné době dosažení odchylky, a proto různé hodnoty , di číslo 70,7-72,7palců, 31,01
p. C. Celkový počet nebo 0,3101 m být. A tak je to v souladu se zákonem ustanovení
pro každou hodnotu Θ : ε jako limit, do kterého jeden zΘ : σ = 0 počítá dát. Úcta, ale
ne všechny možné hodnoty Θ : σ odejít s tím spojené procentech nebo poměru čísel
zadané v tabulce zákona, jeden najde ta, která byla ve stejné vzdálenosti, a tak blízko
sebe v tabulce řádně provedeny, že je možné interpolovat mezi nimi. V následující
tabulce jsou teď oni jsou jistě není dostatečný pro přesné interpolace blízké, co
budete muset držet více kompletní tabulky, ale dost k pochopení a socializovat zde
končí diskusí. A já si uvědomil, že jsem volat čísla jako 0,1581 a 0,3101 krátkých
poměrů a Φoznačíme, s Φ [ Θ : ε ], jestliže, jako v následující tabulce jako
funkce Θ : σ Σ vyjádřena jsou. Vynásobením Φ s celkovým
počtem m, krátce m Φ , získáme absolutní počet Θ : σ = 0 až do daného
limitu Θ : ε . Naopak dosaženo, když je známo, absolutní číslo mezi těmito limity,
poměr φ dělením absolutní s m..


          § 27 Φ [ Θ : ε ] tabulku nebo krátký ε -Tabulka Gauss zákona.


          Θ:ε         Φ[Θ:ε]              Θ:ε             Φ[Θ:ε]
          0.00        0.0000              2.75            0,9718
          0.25        1581                3.00            9833
          0.50        3101                3.25            9905
          0.75        4504                3.50            9948
          1.00        5751                3.75            9972
          1.25        6814                4.00            9986
          1.50        7686                4.25            9993
          1.75        8374                4.50            9997
          2.00        8895                4.75            9998
          2.25        9274                5.00            9999
          2.50        9539                5.25            1.0000



  V této tabulce jsou poměry jsou angegebenermaßen Φ je vždy na výstupu Θ : σ = 0
až do určité mezní hodnoty Θ : ε určena. Ale aby poměry pro intervaly mezi dvěma
různými Θ : ε nad odchylek A k získání, řekněme mezi Θ : ε = a Θ : σ = β , to trvá
jen rozdíl odpovídajících Φ -hodnoty, tj. Φ [ β ] - Φ [ ], aby se, které obecně ϕ může
být vyzván, podle kterého, například, v závislosti na předchozí tabulky pro interval
mezi Θ : ε = 0,25 a Θ : σ = 1,00 s ϕ [1,00-0 , 25], které mají být označeny poměr
0,5751 do 0,4170 = 0,1581 slyšel. Následující tabulka obsahuje ϕ -hodnoty rovnající
se navzájem přímo následných intervalů mezi po sobě jdoucími Θ : ε předchozího ε -
tabulky od začátku spuštění.


                             ϕ stoly z Gaussova zákona
           Postupné stejné ϕ               Postupné stejné     ϕ
           intervaly mezi                  intervaly mezi

                 Θ:ε                              Θ:ε

           0,00-0,25          0,1581       2,75-3,00           0.0115
           0,25-0,50          1520         3,00-3,25           0072
           0,50-0,75          1403         3,25-3,50           0043
           0,75-1,00          1247         3,50-3,75           0024
           1,00-1,25          1063         3,75-4,00           0014
           1,25-1,50          0872         4,00-4,25           0007
           1,50-1,75          0688         4,25-4,50           0004
           1,75-2,00          0521         4,50-4,75           0001
           2,00-2,25          0379         4,75-5,00           0001
           2,25-2,50          0265         5,00-5,25           0001
           2,50-2,75          0179


  Tyto čísla ϕ jsou celkový počet m se násobí získat absolutní čísla intervalech
otázku.
  Označující Θ : ψ na Φ -tabulky, která vždy Οτ〈ζκα : ε . = 0 předpokládají první
hranici, krátký-lim, kdo vidí, že v malých hodnot lim. poměrného čísla Φ Lim. jít
téměř úměrná, ano jdete na úplnější Φ -tabulky, jak je zde uvedena, se lim. sníží na
méně než 0,25, tak i větší přístup k proporcionality se místo, které. v nekonečně malé
hodnoty lim lze považovat za přesné, zatímco v upgrade na velké hodnoty lim. týče
proporcionality zcela selže, a jejich výsledkem je, že v ϕ -tabulky poměry ϕ , který
jako první z postupných stejných intervalech mezi lim. patří, jsou téměř stejné, proti
tomu, aby na posílení vztahů, krátký vzlet rychle tak, jít dál, jedno: jak je to u
stejných intervalech Θ : σ 0-0,25, 0,75-1,0; 3,0-3,25 atd. hodnoty ( ϕ 0,1581, resp.
0,1247, 0,0072 množství atd.
  § 28 Chcete-li ověřit platnost a použitelnost základního zákona o empirismu je, aby
se vrátil, že stejný předpoklad symetrického W. vzájemné odchylky Θ rel. A leží na
dně, tak, že pod podmínkou, velké, přísně mluvit, nekonečné m pro Každý Θ na
druhou stranu rovného Θ lze očekávat na negativní straně, a poměry Φ a ϕ jsou jako
výraz pro W. uložení kopie do daných mezích jejich odchylky od A do zobrazení
nebo v daných intervalech odchylku.
  To nyní obsahuje již bemerktermaßen nevylučuje, že i přes zásadní platnosti
zákona za předpokládaných podmínek, jak se více či méně empirický dochází k
odchylkám od svých požadavků, protože stav nekonečného m je empiricky se na něj
nevztahují, a tak se může odchýlit od jeho požadavky jsou jen ti dělali proti stejné
nároky jako na zvětšení m nepomůže, aby tyto odchylky zmizení blíž, jen pouze
tehdy, pokud nejsou na nevyvážené nepředvídané kvůli konečnosti m může být
vyvíjen tlak na to, co nepostrádá stopy které mají být projednány na svých
místech. Ale jdeme poprvé k závěrům práva pod podmínkou jeho platnosti ze strany
zmocnitele.
   V předchozí je určen jako poměr Φ a absolutní počet m Φ na obou stranách spolu
hodnot ± Θ : ε záleží, jsou sledovány na obou stranách. To se děje jen na jedné straně,
tak po předpokládaném symetrické W., absolutní číslo bude akceptovat jakýkoliv
ruky poloviční velikosti až do daných mezích, jako kdyby to byly sledovány na obou
stranách až do limitu stejné odchylky. Ale z celkového počtu na obou stranách, s
velkým, přísně mluvit, nekonečné m ½ podle stejného symetrického W. m nižší,
zůstávají, v souladu s ústavou, která bude vypočtena, poměry na každé stránce,
resp. Φ ′ a Φ , se rovná Celkový poměr Φ , zatímco jednostranné absolutní počty
½ m Φ ′ ½ m Φ , přijmout po GG na polovinu tak velké, jako o vzájemném
číslo m Φ na stejném limitu ± Θ .
   Empiricky, samozřejmě splňuje rovnost vzájemných absolutních číslech, až se
stejným limitem kvůli nevyvážené nepředvídané ne, ale GG jen abstrahovat z těchto
mimořádných událostí a předpokládá případ, že rozdíl m "- m , = u na m mizí. Bylo
by tedy být špatně, když si ε pro výpočet Φ " se rovná ΑΘ ': m " a pro
ty, Φ , rovná ΑΘ , : m , by se, ale proΦ 'a Φ , stejně jako třeba pro Φ od Celkovou
hodnotu, která bude vypočtena ε = ΑΘ : m použít, protože jinak předpoklad
symetrického W., který je základem, GG obdrží různé odchylky rozporné údaje na
obou stranách až do stejné odchylky mezí. Také Quetelet je to jinak, v kombinaci s
jeho tabulek porovnáním prohlášení v souladu s ústavou a pozorování. . Rozdíl,
samozřejmě, kde asymetrického W. odchylky BEZ A se skládá, jak je opravdu případ
pro kolektivní odchylek, kde je základní zákon se vztahuje pouze na ještě třeba
projednat změnu vůbec, ale především, to je ale z čistě rozhodnutími GG sám jít ven,
a tak jsme se ještě dále sledovat jeho důsledky.
   Od pre-zákonné symetrické W . of Θ rel. Nyní následuje více přímo, že ústřední
hodnotou C, rel. což je počet vzájemných rozdílů je stejné, hodně aritmetický
průměr A, okr. kde součet vzájemných odchylek se rovná, že se shoduje, tj. že obě se
mohou lišit pouze nevyrovnaných podmíněných od sebe. V případě, že po symetrické
W. pro každé kladné Θ na jedné straně stejně velké Θ se očekává na druhé straně, je
třeba očekávat, se stejnou částku také stejný počet odchylek na obou
stranách. Nicméně, to je požadavek, aby ctnost symetrické W . rozdíl u = ± ( m ′ -
m , ) mezi počtem kladných a záporných odchylek s rostoucí ma více a více mizí ne
na absolutní velikosti u, ale jeho vztah pro celkový počet m, diu: m získat, protože u i
po známých zákonů náhody na rozšířené m v podmínkách pěstování, je tato hodnota,
ale s opačným m zmizí více, větší m , a při nekonečném m zmizí. To je rovněž v
absolutním Wachstume o u v poměru vágní směru rozdílu sám.
  To za předpokladu, že platnost základního zákona a nejhustší hodnotu D významně
s A shoduje vyplývá z pohledu na ϕ - tabulka ze skutečnosti, že počet variant, a proto
různé hodnoty na obou stranách pro stejných intervalech je větší, tím blíže
Intervaly A přijde, tak v největší A samotné přilehlé a stejných komplexních časových
intervalech mezi nimi, jak malý, že jej také vzít.
   § 29 Poté, ani poznámka, že tabulka Základního zákona není vázán, limity, mezi
kterými Φ vyjádřit určit jako funkce jednoduchého průměrné chyby. V obvyklých
tabulek na procesních důvodů namísto Θ : σ poněkud Θ : ε          nebo Θ : w 4) zvolen,
jaké jiné tabulky, než výše uvedené, krátká mě jako ε určený tabulky, a budeme
vypadat stejně, že uvedené důvody v budoucnu bude podána žádost o spíše tabulce s
ohledem na Θ : ε      . než výše dist Θ : ε držet, a jak si Θ : ε  obvykle
s t odkazoval, budu povinnost t související tabulce stručně t - výzva stůl a běží t říct
tabulky v příloze § 183. Od začátku začátku, že navržený pro výpis jako:




                                   t       Φ[t]
                                   0.00    0.0000
                                   0.25    0,2763
                                   0 , 50 0,5205
                                   0.75   0,7112
                                          atd.

 4)[Takový, na pravděpodobné chyby w související tabulce lze nalézt na konci roku
v Berlíně astronomem. Ročenka 1834 (herausgeg. z Encke) a tabulce II, extrakty, že
budou sděleny v § 108].


   Mimochodem, taková tabulka docela jako odpovídající ε - použít tabulku vysvětlit
výše uvedený příklad, kde A = 71,7, σ = se předpokládá 2,0 palce. Především, jeden
má ε s , di násobení 1,77245, 3,5449, a je nyní po t - tabulky, například, množství Θ ,
a tudíž ve spojení mezi A a + 0,25 • 3,5449 - 0,25 • 3,5449, tj. mezi 71,7 a 71,7 + 0,25
• 3,5449 - obsahoval 0,25 • 3,5449 krátce 72,5862 až 70,8138, = 0 2763 m nález.
  Důvodem je to, abychom se v budoucnu k ε , aby se tabulka, co, ale je to
nejjednodušší železnice, je to, že ε -tabulky v odpovídajícím designu než t -tabulce
ještě není v současné době, a proto pouze nejjednodušší vysvětlení, ε -Tabulka
výstupu byla pořízena takhle, když Vorlage popraven, jediná výhoda by nabídnout
množení ε se      na náhradní všude.
  Běží t - tabulky, ale lze nalézt na různých místech, jako např. na konci Berlínské
astronomem. Ročenka 1834 a Quetelet v Lettres sur la Théorie na probab. p. 389
FLG, jak kdyby jen t = 2.00 běh. Jeden můj příkaz stojící, lithographed tabulka, která
již není k dispozici, ale v knihkupectvích, je provedení až do t = 3,00 s 7 desetinných
míst pro Φ 5) . Výše ε -tabulka, ale je mi interpolace s druhými rozdíly z t -tabulky
bylo doposud toto je získat a vypočítává přímo na ještě vyšší skóre.


 5)  [odpovídající tabulka stejného rozšíření lze nalézt v A. Meyer, přednášky o teorii
pravděpodobnosti (německy editoval Czuber), Leipzig 1879, s. 545-549,
kde t o γ nahrazuje. Vzhledem k stejných bojů oznámilo v příloze § 183, ve
filozofických studií (herausgeg. z Wundt), Volume IX, str. 147-150, nejprve
publikoval tabulka vypočtena, ve kterém funkce hodnoty Φ zkrátil na čtyři desetinná
místa, argumenty t resp. γ se však rozšířila na 3 desetinná místa mezi limitů 0 a
1.51. Tabulka odpovídajících expanzi s pěti číslicemi funkčních hodnot jsou uvedeny
také v příloze. - První tabulka tohoto druhu, které lze přičíst i jako zdroj řekl stoly se,
KRAMP počítá integrály exp [- t ² dt konečné hodnoty t pro t = ∞ jsou a logaritmy
těchto integrálů. Viz: "Analýza lomu astronomiques et terrestres" par le citoyen
KRAMP, Štrasburk, jsem VII, s.. 195-206.]


  § 30 Poté, co jsem přišel na důvody, které mají příležitost jít v kolektivních
odchylky nad jednoduchým GG, jak bylo dosud vysvětlen.
  Z Gauss sám zákon není pro kolektivní odchylek, jako odchylky jednotlivých
vzorků velikosti jejich aritmetického průměru, ale poznamenal, a známý pro
pozorovací chyby, jako odchylky jednotlivých pozorovány hodnoty objektu z jeho
aritmetický průměr postavené, a sama o sobě není nic menšího než evidentní že
převoditelnost práva se koná v druhé na první. Ve skutečnosti je to ale od samého
počátku něco velmi odlišného, mít odchylky před ním, které byly získány v důsledku
nedostatku ostrost měřicích přístrojů nebo smyslů a náhodných vnějších poruch s
opakovaným měřením jednoho objektu z aritmetický průměr těchto měření, a
odchylky, které mnoho kopií K.-G. nabídka od jejich aritmetického průměru z
důvodů, které se v přírodě objektů sebe a jsou umístěny ovlivňují okolnosti. To bylo
také vůbec a priori předpokládat, že povaha těchto odchylek od střední hodnoty,
zákon o chybách pozorování následoval, ale byl jen přímý test stejném K.-G. sami
udělat.
   Mezitím, protože můžete snadno vnímatelné na začátku, že ve velkém m jako v
kolektivních odchylky rel. A jako chyby pozorování, počet odchylek z. o hodnotu ve
střední části rozvaděči je maximum, od té doby, ale po extrémy až jako pravidelné
snižuje, větší m je také žádný zákon existoval jako Gaussian, aby jeden na zkoumání
distribuční práva pro K.-G.si pamatoval, bylo přirozené, že prošel zejména tento
test. A rekrutuje rozměry byly první objekt, a (se zahrnutím hrudníku a plic kapacitou
rekrutů) z jiné daleko zůstal pouze jeden, který zákon byl souzen.
  Tento multi-sided (z Quetelet, BODIO Gould Elliott a možná další) 6) z vyšetření
rekrutů rozměry různých zemí se zdály zpočátku všude potvrzení práva odhalila
odchylek od požadavků zákona dostatečně malé, se objevil pouze jako nevýznamně
uplatnit v určeném smyslu, a přibližná doba platnosti má GG alespoň pro rekruty
rozměry, jen ne tak dalekosáhlé, než se dosud věřil být schopen přijmout, protože
jsem částečně kritickým Revison z dříve převedené těchto šetření, jednak
prostřednictvím vlastní analýzy dokonce obstaral vielzahliger Rekrutenmaßtafeln
přesvědčil, zatímco tam jsou jiné K. - G. Je-li jednoduchý GG selže úplně, ale, ale
splňují zobecnění tohoto zákona.

 6) [BODIO, La taille z recrues en Italie, Ann. démographie vnitřně de Paris v roce
1878. Gould, šetření na armádě a antropologických statistik amerických vojáků,
Spojené státy americké Sanitory provize paměti. New-York, 1869. Elliott Na
vojenských statistik Spojených států amerických. Berlín 1863.]

  Ve skutečnosti však může být prodloužena podle mých zkušeností zadat následující
dva úhly pohledu, které někdy dělají to zdá nemožné, od samého počátku,
jednoduché GG obecné platnosti pro K.-G. připustit. První z nich je 7) :

 7)   [druhý, viz § 34 a 35]

  § 31 Pokud GG kolektivních odchylky se obecně použitelné, pak by důsledky
vyplývající z předpokládá na stejné symetrické W. odchylek rel. A emerge, potvrzují
obecně, což není tento případ, a pokud na rekruty střídmě a ne několik dalších vás
položek mohly zůstat nejisté při povrchním zkoumání, není-li nesymetrické
nepředvídané nebo neplněním s rekvizity dluh měl, ale i další položky tohoto dohadu
mimo, aby rozhodl, kdy to nezbytné symetrie odchylek s ohledem na A jako obecné
povahy K.-G. mohl prohlédnout. Ve skutečnosti, již Quetelet v jeho "Lettres sur la
Théorie se probabilites" p. 166 Všimněte si, že v některých K.-G. rozdíl krajních
odchylek U ' , U , obě strany bez. konstantní a statutární pozitivní, jiné negativní,
protože je kompatibilní se symetrickou pravděpodobností, a já sám jsem tady na ve
vztahu k jakémukoli nároku na symetrické předchozí znalosti svých šetření W .
uvedl, že v některých K.-G. Údaje se odchylka, rel. A di m ' a m , konstantní, a to
nejen právní, ale i dále, než by nevyvážené nepředvídané lze vysvětlit od sebe
navzájem liší. To má jak podle Quetelet ukázán jako mé zkušenosti, že v závislosti na
typu K.-G. odchylka mezi U " a U , nebo odchylky mezi m ' a m , ten či onen směr
dodržovat, takže i když se překročí velikost v závislosti na hodnotě, které lze
očekávat v důsledku nevyvážených mimořádných, i směru charakteristické pro
jednoho nebo Dalším typem K.-G. je.
  Teď se odkazují na to jako asymetrie vůbec, když odchylka mezi U
" a U , nebo m ′ a m , že je, ale sama o sobě není snadno chybí v důsledku
nevyvážených nepředvídané, je nezbytné, asymetrie, než ty, které nejsou závislé na
nevyvážených mimořádných lze měnit z nevýznamného nebo náhodné asymetrie jako
takové, které mohou být provedeny, závisí na.
   Empiricky, směšuje zásadní asymetrii, a to i pokud taková existuje, a to vždy s
náhodně, protože se vždy konečná m má co do činění, z nichž jako závislý, ale jako
zásadní asymetrie závislé rozdíly v poměrech m, v závislosti náhodný pouze v
podmínkách        rostoucí, druhá hodnota zmizí proti bývalému více, takže čím
více m roste, a zadejte závislé asymetrii základních pravidel, která v čistší, větší m je,
a to může být dokonce považováno za základní prvek asymetrie, kdy v případě
velkého m zjištěného rozdílu mezi U ′ a U , nebo m ′ a m, s dalším nárůstem ve
stejném směru rezerv. V dalších funkcí, ale budeme později 8) , odkud pocházím,
které, aby to vypadalo nepochybné, že v oblasti K.-G. ne všechny dostane spolu s
předpokladem, jen náhodný asymetrie.

 8)   [Comp. zejména kap. XII "důvody jakéhokoli významného asymetrie".]


  § 32 No nejprve dojde k následující alternativu.
  1) Lze si představit, že v asymetrie, a to i když si uvědomují, jak je důležité, jen
porucha GG v závislosti na typu K.-G. je třeba vidět v tom či onom smyslu, který
přidá se k žádné konkrétní, matematicky formulovat zákony.
  2) Mohlo by se domníval, že zásadní platnost základního zákona o kolektivním
odchylky od střední hodnoty, ale stále platí, že případy, ale tam, kde to není možné,
musí být považovány za výjimky, které buď dojde nebo dokonce přiřaditelných v
případě 1), ale jen výjimečně platí, podléhají různým zákonům než Gauss.
  3) Vzhledem k tomu, rozdíl mezi "U a U , stejně jako mezi m ′ a m , pro dané m ,
pokud to závisí na podstatné asymetrie, v závislosti na typu K.-G. různé velikosti a
tím zásadní asymetrie může předpokládat různé stupně, takže můžete důležité
symetrie, pokud taková situace nastane, jako zvláštní případ komplexního všechny
možné stupně obecném případě Zobrazit na asymetrii, kde míra stejný sestupuje na
nulu, a mohla by být myslím, že v oblasti K.-G. zásadní asymetrie v obecném
případě, v různých stupních představit, základní symetrii, ale pouze speciální případ,
který, pokud se vůbec vyskytuje ve všech přísnosti, lze považovat pouze za
výjimečný případ, kdy mezi nekonečně různých možných stupňů asymetrie, celkem
zmizení má nekonečně malý W., který nevylučuje, že slabší stupně asymetrie, které
mohou být snadno zaměněny s empiricky pouze nesymetrické nepředvídané narušen,
v podstatě symetrie, jsou častější než silnější, které jsou nad rámec možností
takového omylu . V souvislosti s tímto názorem, ale by si představit, že je to také dát
platný pro obecný případ obecného zákona, který pouze zvláštní případ zacházeno
podle základního zákona, že asymetrická W. přechází do symetrické.
 Který z těchto tří způsobů, a to zejména pokud jeden z prvních dvou, které jsou jen
modifikacemi sebe, nebo třetí je přesnější, teď se nemohla rozhodnout bez dalšího,
ale to byl jeden z nich, jakmile rozhodnutí o otázce, zda zobecnění Základního
zákona v případě významné asymetrie podle stejných principů, které je odvozené pro
zvláštní případ základní symetrie, je opravdu možné, a jednak, zda je vhodné
empirické zkoumání K.-G. jaké rekvizity jsou zejména uvedeny v předchozí kapitole
se tak odvoditelné zákony opravdu přidat.Udělal jsem šetření na obou stranách, a obě
otázky lze odpovědět kladně v dobré náladě společně ve prospěch třetího případě
alternativy. Ale to je samozřejmě představit implementaci teoretických a empirických
studií, které nemohou vstoupit najednou a v krátké, ale následující kapitoly je
vyhrazen, a předběžné jen v přírodě, všiml jsem si, že ty základní teoretické
vyšetřování v XIX. Kapitola, příležitosti, které nabízí empirických důvodu, že
přítomnost významné asymetrie opravdu považována za obecný případ v oblasti K.-
G. zda v XII.Kapitola je v ceně. Za prvé, je však pravděpodobné, že mají zájem, když
mám nejvýznamnější ustanovení generalizaci základního zákona symetrické k
asymetrické W., mění od symetrických na asymetrické distribuci ve velkém m, které
dohromady dát se mnou spojení mezi teorií a empirismu vedl zde prozatímně
beweislos , a když jsem se zmínil, tato pravidla, protože několikrát která mají být
přijata vzadu Bezuges Zvláštní zákony asymetrické W. nebo distribuce podle
zvláštních označení, takto, aby zákony, s níž člověk může být, pokud není podstatné
poměrné kolísání K.-G spokojen . kde (§ 9) projednala význam vede k tomu další
zobecnění, u níž později bude diskutovat, ale to nevede k odmítnutí, ale jen zhoršení
těchto zákonů.
  § 33 Z těchto zvláštních právních předpisů jsou nejdůležitější první tři, které jsou
sice zvlášť tady postavil, ale vyplývají z matematických předpokladů kolektivní
asymetrie v solidaritě souvisících, jako v XIX. Chcete-li zobrazit kapitolu. Zbytek
jsou součástí přímo zjevné neoddělitelnými prvky stejné, některé matematicky
odvodit z nich, jak také prokázat později.
    Zvláštní zákony výrazně asymetrické rozložení pro K.-G. v ne příliš silný
                          přiměřené variace z nich.
  1) Výkon práva . Odchylky jsou drženy aritmetický průměr A od toho v případě
významné asymetrie i věcně od A jiný nejhustší hodnot D, lze očekávat, že i
srozumitelné na základě jednoduchého pravidla a získat zkušenosti odpovídající
rozdělení, pravidlo, že pro případ, že zásadní asymetrie zmizí, kde D významně
s A shoduje vede zpět k pravidlu Základního zákona.
   2) se dvěma sloupci Gaussova zákona . Rozložení odchylek Bez. D následoval, v
krátkosti, po každé z obou stran, a to zejména, stejné pravidlo jako u symetrické W.
rel.oboustranně následuje společně. To se vyskytuje pouze zde, v
místě m, Θ , ε = ΑΘ : m . rel positiverseits m ', Θ ', ε '= ΑΘ ': m ′ , negativní
část, m , , Θ , , ε , = ϖοδν , : m ,březen D, jsou s tímto v úvahu stále stejné
tabulky, ε -stůl a t -table., zvláště užitečné pro prohlášení přidělování na každou
stranu, jako pro výpočet podle Základního zákona pro symetrické W. Bez A se použijí
společně pro obě strany . Pokud nahradíme nyní účelů § 10 přijaté konvence,
Smluvní m ' , m , , Αθ ", ΑΘ , , ε ′ , ε , tímto března veškeré hlavní hodnoty
použijí m ' , m , , ∂ " , ∂ , , E ' , E , pokud se týká vývoje je, musí projít pozitivní a
negativní čísla přiměřená odchylka Φ 'a Φ , , stejně jako absolutní čísla Φ
′ m ′ a Φ , m, , stejně ϕ ' a ϕ , , ϕ " m " a ϕ , m , na každé straně ve funkcích
těchto jmen nad.
  3) Podíl zákon . Vzájemná čísla odchylka m ' , m , březen nejhustší hodnota se
chovají jako aritmetický průměr odchylek e ' , e , jako di ∂ ′ : m ′ a ∂
∑ , : m , březen D , tedy


                                                         ,
z nichž jsou následující neoddělitelnými.
  a) čtverce čísel vzájemných odchylek, di m ' 2 , m , 2 se chovají, jako je vzájemná
odchylka částek vede ∂ ∑ " , ℘ ∂ , tak:
                                                       M'2:m,2=∑∂':℘∂,.
  b) nejhustší hodnota D sám o sobě může být určena jako hodnota, splňující čísla
vzájemné odchylky a průměrné odchylky zákony poměru. Ano, myslím to je, obecně
řečeno, pro to není pohodlné, ale přesné určení způsobu a dát později (kapitola XI),
jak je spustit. Pro stručnost se jí líbí proporcionální horké, a tak určitou D , pokud jde
odkazovat specificky k tomuto ustanovení způsobem, s D p se nazývají. Toto D p pak
můžete použít empiricky stanovenou přímo D , tedy hodnot, na kterých maximum
čísla Z , porovnat padá v rozvaděči, a skutečnost, že se stále liší pouze v mezích
zuzugestehenden nejistoty, jeden z důkazů najít na platnosti naší asymetrické
legalism.
  4) Zákony vzdálenost . Vzdálenosti mezi třemi hlavními hodnotami stanovenými
tímto způsobem. Nechť m "představuje celkový počet ℘ ∂ " celkový součet, e "= ∑
∂ " m "prostředků s C nebo (podle toho, co je vzdálenost C nebo A studované D)
rovnostranné odchylky bez. D , tj. které na stejné straně D odd, po
kterém C nebo dostupnosti ce je, to může být pozitivní nebo negativní straně,
nicméně, index dvěmi pomlčkami, může mít odpovídající význam pro Scalene
hodnoty dolů, takže lze nalézt v § 131:
                                       C - D = T "e"         ,
vyznačující se tím, t " je hodnota t je v tabulce t na


                                                   ,
Krátce na Φ patří "Dále.:



hodnota pro proporcionální zákonů s 2 Φ "e" souhlasí s tím, jak se ukázat v § 131,
které můžete nastavit také:
                                                            .
Podle toho, A - C jako rozdíl předchozích dvou vzdáleností:
                    - C = ( - D ) - ( C - D ) = (2 Φ ″ - t ″ ) e ″ ,
kde Φ 'a t " se určí způsobem označeny.
  5) π -law . Za normálních okolností se vyskytující případ, že
vzdálenost C od D malý (přísně nekonečně) vzhledem ke střední odchylka e " ,
nebo e , na straně, na které C z DDISTA krátce e " je, má člověk Výrazně:




Na rozdíl od nevyvážených mimořádných a abnormality, které v kap. určených IV,
aby tyto vztahy, stejně jako všechny požadavky uvedené v tomto zákony mohou být
změněny, by tyto podmínky striktně uplatňovat, pokud ( C - D ) 2 : 3 π e ″ 2 proti 1
zcela mohly být opomíjeny, někdy tak C - D malá ve srovnání s e " ., pokud ale toto
zmizení, ale nikdy úplně se koná, jsou výše uvedené π -funkce D , C, A nahradit, resp
skutečnosti.


                                                        ,
kde ξ je kladná hodnota, která přesahuje 1 v malých poměrech.
 Teoreticky odvoditelné podmínkou, že přiměřené za předpokladu, že malost a C -
D proti e " , hodnota



přibližný = ¼ π = 0,78540 musí být slyšet na veřejnosti, ve kterém se ocitl empiricky
nejvýraznějších potvrzení našich asymetrických distribučních zákony, a hodnota p je
tedy budoucnost zejména uvedeno v tabulkách prvků v ošetřených předmětech, které
jsem v pořadí sbližování stejné jako ¼ π přesvědčit. Přesná shoda je proto požadovat,
v zásadě, teoreticky, by měl, jak bylo uvedeno výše, poněkud větší než ¼ π vynoří z
experimentů, ale tento malý teoretický nadváhou může být snadno přeplatit
nevyvážené mimořádných událostí, a tak má (poté, co nejpřesnější proporcionální
stanovení D jako D p ) v převzaty z různých oblastí K.-G., které by mohly být
zkoumat ve vztahu k platnosti uvedených zákonů (měření lebky, rekrutuje rozměry,
botanických, meteorologických měření) různých s fáze snížení a omezení z vrstev
rozdělení panelů mezi 0,6 a 0,9 byly nalezeny.
  Místo toho, aby p udržet, můžete se také obrátit na jiné dva π - držet funkce, kromě
toho, že z důvodu menšího podílu, která A - C k C - D a zcela proti D - A , tyto další
funkce ve větších poměrech má nevyvážené nepředvídané může být ovlivněna.
  Od třetího π - rovnice, která

                                                 ,
mohou být odvozeny velmi jednoduchý způsob, D blíží další způsob, jak určit
empiricky, nebo jako přímo úměrné, což je to, že poté, co a C je určena, je vzdálenost
požadovaného D oC 3,66, kolikrát Velké zvyšuje například vzdálenosti od A z C se
nachází. Brzy můžeme tedy určit D -hodnotu než D π , resp. - Mezitím, toto
ustanovení je příliš nejistý na vyřešení jejich hodnotu vůbec, zejména proto, že s
výjimkou pracného stanovení D jako D P , tam je další poměrně jednoduchý způsob,
jak velmi přibližné určení jako tzv. D i , je na jeho příkaz, který v Kap.XI. budou
projednány.
  Chcete-li místo získat pouze přibližné, přesné stanovení těchto tří podmínek na
dálku, musí se vrátit zpět na přesné hodnoty tří samotných vzdáleností, které jsou
uvedeny na základě právních předpisů na dálku, podle kterého:


                                                         ,


                                                     ,



Tyto poměry jsou dva limity, mezi nimiž se drží, z nichž první případ m ' = m " , tj.
případě mizející asymetrie, kde ξ = 1 odpovídá, a druhý případ, kdy m " ,
proti m " mizivě malé , a proto může být nastaven = 0. To dává pro
                                                1.Grenze: 2.Grenze:


                                           = p 0,7
                                    8540 0,84535


                                                             0,21460 0,15465

                                                             3,65979 5,46609.
Hodnota p je tedy zpravidla nevztahuje na 0,78540 a ne 0,84535 vzestupu.
  6) Lokalita zákona . , hodnota centrální C a aritmetický průměr A lež na stejné
straně nejhustší hodnot D z, a to takovým způsobem, že C mezi A a D spadá (viz §
134).
  7) Reverzní zákon . . Asymetrie odchylek Bez D má opačné znaménko než
odchylky rel. , tj. pokud m '- m , rel. (di μ "- μ , ) je pozitivní, tak je m '-
m , březen D (di m '- m , ) je negativní, a naopak (viz § 134). Kromě toho, rozdíl
mezi extrémními odchylkami rel. , di U "- U , , opačným znaménkem jako rozdíl
mezi počtem odchylek, di u = μ '- μ , (s . § 142).
  8) Extrémní zákony . [Pokud je počet nad resp. Níže D variace ležících
rovné m. " . resp m , takže pravděpodobnost:



zajistit, aby:
                                                     U ' = t'e '
extrémní hodnota s nejlepší výkonností odchylek. Podle W., je to, že:
                                                U,=t, e,
extrémní dolní odchylka se rovná:


                                                       .
Poté je pravděpodobná hodnota horní resp. spodní extrémní odchylka se rovná:

                                                            resp.       ,
Je-li t ' a t, prostřednictvím t -tabulky:

                                             resp.
být stanovena. (Srov. kap. XX)] 9)

 9) [Do hranatých závorkách, jako v "předmluvě" již bylo zmíněno, dělal dodatky a
redakční dodatky uvedené.]

  Na rozdíl od π -zákonů 5) a extrémní zákonů 8), které jsem jen dluží teorii, ale
později byl také osvědčené empiricky, které předchozí zákony byly nalezeny u mě
první čistě empiricky, podle kterého se tyto zákony také empirická platnost
nemilosrdně na všech teorií mohou těžit z a proti straně může dát důvěru pro co-apt
teorie. Marně, samozřejmě, že by se o hrubé stanovení primární, proložené velké
nesrovnalosti desky přesné stanovení D získání a tím souvisejících hodnot a najít
tímto kontrolu předchozích zákonů, jak vyhrát, tak to bude ještě diskutovat o tom, jak
adekvátní snížení a interpolace rozvodnic je pro tento účel.
  § 34 Je výslovně uvedeno, že předchozí zákony pro případ není k silnému poměrné
kolísání K.-G. (Ve smyslu § 9), lze považovat za dostatečné, se silným přiměřeným
variace, ale další zobecnění GG hovoru. Nyní je nutné uvést, co může být při této
příležitosti, a jak se shrnout tuto zobecnění.
   G G. mohou podle své povahy, a to i při nekonečném m je pouze přibližná právo a
byl prohlášen sám jen Gauss na 10) , protože se nastaví velikost odchylek od A do
obou stran bez omezení, ale může pouze W. Odchylky se zvyšující se velikostí stejný
pokles stále více a více. Je logické, že pokud jsou odchylky do negativu je větší
než A sám by měl být, že různé hodnoty a jsou menší než nula, což je
nemožné. Takže GG může mít a priori žádnou neomezené platnosti tvrzení, i když
zůstávají v platnosti s největší přiblížení pro případy, kdy se nesrovnalosti, které
zůstávají od aritmetického průměru, nejméně v počtu obrovské, u které v průměru a
velmi malý. Ale to samé v tomto ohledu, pokud jde o negativní odchylky Aplatí i pro
čistě GG, není o nic méně pravda, ze záporné odchylky Bez. D a předchozí zobecnění
a tímto modifikace základního zákona, a tam jsou K.-G., kde relativní změna D je tak
velký, že již není dostatečná s předchozí zásadou generalizace.

 10) theoria Motus corporum coelestium;. Lib II §. III. Artic. 178 Theoria
combinationis Porodů. Chyba. minim. obnoxiae; Pars dosavadního stavu
techniky. 17; Komentovat. societ. Götting. rec. Vol. V.

  Poté, co že je zevšeobecňování základního zákona o použitelnosti do K.-
G. rozlišovat mezi dvěma směry, nebo ve dvou významech: 1) v případě kolektivní
odchylky nejsou chyby pozorování přisuzované k symetrickému W. ukazují ohledem
na aritmetický průměr, případ asymetrie lze považovat za obecnější, ale že symetrie
pouze jako zvláštní případ mezi sebou chápe, 2) v případě kolektivní odchylky,
pokud také ukazují většinu K.-G., ale ne se všemi pozorovacích chyb právoplatným
nízká relativní změna kolem hlavních hodnot.
   Vzhledem k tomu, K.-G. na to, aby se spolu s zobecnění GG v prvním směru, a to
nejen mnohem početnější, ale také mnohem jednodušší, než léčení, ve kterých je
třeba, aby další zobecnění na druhém mají směr zisk zem, a jak usnadnit předvídání
zobecnění v prvním směru reprezentace principu generalizace v druhém aspektu, toto
očekávání se děje tady, ale dát své vyšetřování na všechny potřebné obecnosti,
reagovat zobecnění v druhém aspektu, a to již od počátku setkávají dva body, čímž se
získá představu o směru, to zobecnění by bylo uchopit.
   § 35 Zatím jsme vždy měli jen aritmetické nesrovnalosti týkající se jakýchkoli
základních hodnot v mysli, tj., což lze považovat za pozitivní a negativní rozdíly v
tom, a obvykle jsou takové, že se také stane, zde také, pochopil odchylky par
excellence. Říkám angegebenermaßen obecně s Θ . Ale můžeme také mluvit o
kolísání poměru v daných základních hodnot, tj. podmínky, ve kterých daný hlavní
hodnota H je překročena nebo zvýšené, se obecně ψ chcete volat. Takže pokud Θ = -
H je aritmetický odchylka je ψ = A: H odchylku poměru, a zatímco my Θ 'a Θ , se
liší jak pozitivní, tak negativní aritmetické odchylky v závislosti na na > H nebo < H ,
rozlišujeme na stejné aspekty ′ ψ a ψ , jako poměr horní a dolní odchylky.
  Zatímco nyní vedou dolů silné početní odchylky od hlavních hodnot na negativní
menší než velikost hodnoty domova a tímto jsou nemožné, to není silná nižší varianty
poměr, který může spíše jak daleko jak oni jdou dolů, pouze do stále menších hodnot
zlomek hlavní hodnoty olova která ale jen zůstat pozitivně jako hlavní hodnotu
samotného, na které se vztahují, za negativní poměr odchylek tam vůbec, ale pouze
pozitivní, které přesahují 1, a ty, které (jak je správné frakcí) 1 nedosáhnou. Co si, že
k tomu, že rozdělení zákon, aby se relativně silně kolísavé K.-G. se i jen zůstat, aby
byly použitelné pro slabě kolísá, v zásadě může mít na aritmetické odchylky by bylo
přidělit na poměr odchylky.
  Ale tento matematické aspekty následující empirický setká ve stejném směru.
  Jsou chyby sledování, obecně řečeno, alespoň s ohledem na měření délek prostoru,
v podstatě nezávisle na velikosti měřeného objektu, není-li s velikostí měřidla se
rozumí změna, make-upu, komplikovat, protože samozřejmě chyba pozorování při
měření míle by být větší než jsou, obecně řečeno, se však, chyba pozorování při
měření vysokého teploměru nebo barometr není větší než naměřené nízké, při měření
na délce nohou, ale jen proto, že stále více a usedlejší společně operace patří k měření
první.
   Proti lišit K.-G. obecně v podstatné, v závislosti na jejich velikosti, pokud je třeba
chápat ve smyslu následujících příkladů. Blecha je v průměru malé stvoření, a tak se
odchylky jednotlivých bleší vzorků ze střední blechy bytí v průměru malé, jen
zlomek jeho střední velikosti, a celý rozdíl mezi největší a nejmenší blechy zůstává
malý. Myš je větší než průměrná výše blechy, koně, atd., je mnohem větší než myš,
strom je mnohem větší než byliny znovu, a všechny odpovídající poznámek se
vrátí. Odchylky jednotlivých myší kopie střední myši jsou v průměru větší než
jednotlivé blechami vzorků od středu bleší atd. Také může tato závislost průměrné
velikosti kolísání průměrné velikosti objektu zřejmé ze skutečnosti, že vnitřní a vnější
změna způsobuje velké Objekty další útok body jsou použity jako malé. Má i kvalitu
článků o větší či menší snadnost, s níž se vzdá měnící se vlivy, vliv, a to může
dostupnost na měnící se vnější vlivy na okolnostech lišit. Tak, přesná proporcionalita
mezi průměrnou velikostí odchylek průměrné velikosti objektů, nelze očekávat, že od
počátku. Ale v každém případě zůstává velikost objektů je hlavním faktorem pro
velikost jejich změn, a pokud ano jejich průměrné velikosti na jinou K.-G. není
střední velikost objektů je čistě proporcionální, ale je stále velmi pravděpodobné, že
pro stejné nejjednodušší distribuční práva odchylek pro každou zejména pokud mu
dána snadné sledovat měnící se vlivy a dostupnost spíše na relativních odchylek jako
aritmetické mysli odchylky.
  § 36 Za prvé, samozřejmě, je to myslel, že zdánlivé obtížnosti opak, že GG jeho
povaha je možné získat pouze odchylkami, které lze chápat jako pozitivní a negativní
odlišnosti od jejich počáteční hodnoty, mohou dále nesmí přijít jako zvláštní případ
na základě zákona, který se týká poměru odchylek a přesto hledáme zákona, který
platí pro případ mizení asymetrii a slabou poměrnou změnu v GG nebo jeho způsobu
distribuce reprodukuje. Ale přeložit poměr odchylky ψ = a: H v jejich logaritmů,
log ψ = log - log H , který jsme stručně jako logaritmické odchylky s λ. mohli nazvat,
a poznamenal:
   1), že logaritmické odchylky λ = log - log H charakter aritmetické Θ , podíl, lze
chápat jako pozitivní a negativní rozdíly z dané počáteční hodnoty, s výjimkou, že se
i logaritmické, není H , ale log H je;
   2), které, pokud jsou aritmetické odchylky jsou relativně malé ve srovnání s jeho
střední hodnoty, tj. relativně malá změna o stejnou probíhá, jak je stanoveno v
základním zákoně, poměry aritmetické rozdílů s těmi odpovídajících logaritmické
nápadně shodují, který je nejen matematicky prokazatelná, ale také empiricky
logaritmu je zjistitelná, který porovnává rozdíly logaritmů odpovídajících čísel.
  Tak jsme se ještě s relativně slabou variací na principu logaritmické, jak de
nejčastější zulänglichen může uplatnit s výhodou, pouze to, že tato výhoda při
relativně nízké variantě je příliš malý, aby stálo za to zvýšené úsilí, které přináší
logaritmické léčby, nicméně, Vyskytují se rozhodl na poměrně vysoké odchylky, pro
které se empirické důkazy sledovat, na samozřejmě žádný empirický důkaz by
předchozí pohled vůbec objevit pouze jako vestavěné v hypotézy vzduchu. Použití
logaritmické zpracování na empirismu, ale je to.
   To by snížilo jednotlivé rozměry uvedené K.-G. z jejich logaritmy = log , díval
stejným způsobem, jako to v objevování nejhustší hodnotu D od udělal to, co později
jisté reagovat, nejhustší hodnota , která D horko, a jak později vysvětlil určité ne
log D má být zmaten, aby některé z těchto hodnot D logaritmické
odchylek λ = - D = log a - D , která bude částečně pozitivní a částečně negativní,
hledám od λ do každé straně zejména di λ ' a λ , prostý aritmetický průměr, nebo
tzv. mid-logaritmické odchylky e ', e , v tomto pořadí:


                                         ,          ,
kde m ' a m, počet kladných a záporných odchylek, ne jako
býval v D, ale u D znamená, a pak určit rozložení logaritmické rozdílů Λ ', Λ , na
každé straně, zejména také s ohledem nae ′ , e , , m ' , m , v závislosti na
zwiespältigem GG, jak je uvedeno výše (§ 33), je uveden v bodě 2), kromě toho, že e
' , ¾ ení e , , m ' , m, zde se při logaritmické stupnici způsobem, je uvedeno místo
předchozí jsou určeny aritmeticky.
  Na které se vztahují k logaritmických ustanovení odchylky postupujte přes jeho
překladů v roce patří podle logaritmických čísel ustanovení pro poměr odchylek a
jejich domovských hodnoty, to, co není, aby se teď, s nezbytnými vysvětleními
zůstávají o vyhrazeno pro pozdější kapitoly, co vůbec logaritmická léčba K.-G. blíže
přichází v (Ch. XXI).
   Kromě logaritmické hustě hodnot D, pak může také logaritmická
střední G jako ∑ si : m , tj. aritmetický průměr logaritmů , a logaritmické střední
hodnoty C , jako hodnota ,stejný počet a má více než mezi sebou určit.
   Z logaritmických hodnot může být dále číselnými hodnotami, které jim náleží
podle logaritmů, procházející přes, a stanovit zvláštní podmínky, co není nečinný,
protože tyto hodnoty mají značný význam. Vzhledem k tomu,
aby vývoj odpovídající číselné hodnoty s J popsal jako nejbližší možný poměr
hodnoty tím, že má význam, který ve stejném poměru distancuje od ní na každou
stranu více hodnot A a následně jednotnější, než ve stejném poměru vzdálenosti od
jakéhokoli jiného a.
  Na logaritmických hodnot centrum v C odpovídající číselná hodnota souhlasí s
matematicky jisté C zápas, protože pokud hodnota , tj., C , bez ohledu na to , a má
více než mezi sebou, tak i má logaritmus C , tj. C , bez ohledu na logaritmů , di stejné
množství , nad a pod sebe.
  Jeden s G , které mají být označeny, která jako číselnou hodnotu pro G je jeden, je
geometrický průměr je dar.
  § 37 Takže musíme rozlišit následující tři obecné zákony nebo Prinzipe, z nichž
každý sleduje jako zobecnění a zároveň zpřísnění výše uvedeného, může být
považováno za, a jejich základní rozdíly, které se zde shrnuje krátce.
  1) čistý, jednoduchý, originální Gaussian zákon nebo princip, na stavu
symetrického pravděpodobnosti dvojího aritmetiky odchylek Θ ' , Θ , z
aritmetického průměru. Zde je výstup z aritmetického průměru přijata, stanoví
vzájemné odchylky, jako aritmetika, Průměrná odchylka σ = ∑ Θ : m na obě strany
společně jako podíl součtu vzájemných odchylek na absolutních hodnot od celkového
počtu z nich přímo (nebo po známý vzorec součtu kvadratických odchylek,
jak vypočítané) a po t -tabulky určuje rozložení. Chcete-li vyjádřit rozdíl mezi
vztahem odchylek jsem vyměnit druhové názvy m , Θ , ε by μ , ∆ , η .
  2) Aritmetický zobecnění základního zákona, za předpokladu, asymetrických W.
odchylek Θ ' , Θ , od aritmetického průměru, obecně platí pro různé stupně
asymetrie, ale pouze adekvátně relativně slabé kolísání kolem hlavních hodnot, jako
většina K .-G. hraje. Zde je výstup z aritmetiky hustě hodnoty D převzaty z
rozměrových hodnot a později kontemplativní způsobem L1) je získán bez
předchozího výběru přeložena do logaritmy. Vzájemné odchylky Θ ', Θ , se
používají jako aritmetický v obou směrech D , zejména z jejich střední
hodnoty σ '= ΑΘ ': M " , a Ε , = Αθ , : m , je určen, a potom pro každou stranu, a
to zejména, rozdělení podle Dvousloupová GG (§ 33), nastavení t ' = Θ ': ε ' pro
druhou stranu a od t , = Θ , : ε ,    pro negativní straně t -tabulky
stanovené. Chcete-li vyjádřit rozdíl mezi vztahem odchylek D vyměním druhové
názvy m , Θ , ε by m , ∂ , e
      11)   [p Chap. XL]
  3) logaritmická zobecnění předchozího práva a zásady, platné pro libovolně velké
asymetrie a libovolně velkou relativní fluktuace. Podle toho, všechny jednotlivé
rozměrové hodnotya logaritmů = log , aby se z toho nejhustší hodnoty D pro určení
logaritmické odchylek λ ', λ , aby se na obou stranách, z těchto prostředků se
stejným e ', e , aby se i na , D , λ ' , λ ,, e " , e , platí všechna příslušná ustanovení,
než v roce předchozím, aritmetický zobecnění k , D , ∂ " ∂ , , e " , e , . Mezi
logaritmických hodnot může pak přijde na hodnoty poměru než po logaritmů spojené
čísla.
  Nyní, jak v zásadě přísně, vidím opravdu jen logaritmické generalizaci základního
zákona, tj. 3), ale je to velmi nepříjemné používat, a relativně slabé změny lze velmi
dobře postupovat podle aritmetického zobecnění 2), jak bude prokázáno, ze
zkušenosti . Nejméně splňuje všude jednoduché GG 1), nicméně, je nejjednodušší
použít, protože aritmetický průměr A jako výchozích hodnot odchylek lehčí než
nejhustší hodnoty D a D musí být stanovena s relativní přesností, se slabou asymetrie,
ale měkké, výsledky 1 ), 2) a 3), jen málo od sebe navzájem.
  V závislosti jsem folgends léčbu objektu za předpokladu symetrických W. odchylek
bez. Poté , tj. po prvním principu, nebo bez předpokladu asymetrické W.. A mají, tak
po druhém nebo třetím principem v mysli, budu stručně léčby mluvit po symetrickém
nebo asymetrickém principu, a v závislosti na I, léčba s použitím aritmetických
odchylek, tj. po prvním nebo druhém zásady, nebo použití logaritmických odchylek,
podle třetího principu, máte na mysli, budu mluvit o aritmetických nebo logaritmické
léčby.
  Obecně lze říci, že je pro následující léčbu článků a tvorbě sad ven principu
aritmetický, přechod na principu logaritmické a léčba takových objektů je mnohem
náročnější, ale část XXI speciálně vyhrazena.
VI. Charakteristika kolektivních předmětů podle jejich
určování kusů nebo tzv. prvků.

  § 38 Pojďme se starší (oddíl II) s ohledem na charakteristiky K.-G. z obecné
připomínky, nyní jistou něco.
   Pokud K.-G. zcela určena podle velikosti a počtu, tak by to vůbec platit, a to nejen
počítat všechny stejný dar, ale také v poslední době byl budoucí kopií a vzít od
každého rozměru podle hledisek, které poskytují kvantitativní stanovení místa, jako
takového rozsahu po tři hlavní rozměry, hmotnost, hustota, doba trvání. To je
nemožné obecně. Množství kopií daného objektu je obvykle neurčitelného vůbec
velké, a z těchto neurčitelný velkého množství je obvykle jen velmi omezený počet
opatření, která na jeho příkaz. Za tímto účelem, je zřejmé, že v případě, například,
mozek hmotnost Evropského parlamentu a Rady a černocha je třeba porovnat, to
nemůže být provedeno jedním směrem hmotnost tisíce evropských mozků vah tisíc
černošských mozků. To je obyčejný výsledek. Tak to je opravdu považováno za
dřívější výroky tolik vzorků, které mají být zkoumány a měřeny porovnat objekty jak
je to možné, aniž by svévolné vyloučení určitých velikostech, které můžete dělat
příliš mnoho, aby se dát příliš mnoho místa nesymetrické nahodilých zajistit měření
získané způsobem uvedeným v počtu a velikosti v rozvaděčích, a jak to, ale vede
pouze k přehlédli průchod hodnot obecně, z těchto rozvodnic určité hodnoty, tzv.
určovací kousky nebo prvky K. - G.odvodit, co udělit charakteristiku objektu a
možnost jeho porovnání s jinými předměty podle kvantitativního poměru. Ve
skutečnosti, je třeba ji vidět jako ovoce mnoha jednotlivce a Maßbestimmungen
nabídnout.
  Jestliže jeden je nyní spokojený, jak je často případ, s uvedením aritmetického
průměru o K.-G., jeden, nicméně, je to jako důležitý a zanedbatelné v každém
stanovení případě hodnoty a porovnávací hodnoty s jinými objekty, ale mohou být
dvě upleteme .-G. v celku nebo v blízkosti souhlasit a přesto velmi měkké na rozdíl
od jiných vztahů. Teď by se mohlo zdát dostatečně včas, průměrnou částku kolísání a
variace v délce celé K.-G. třeba vzít v úvahu zadáním střední odchylku od
aritmetického průměru a extrémů, aby byly základní charakteristiky vyčerpány, a ve
skutečnosti, je to někdy udělal. Ale s vědomím o K.-G. v takovém velkém obecnosti
a v takových různých stupních podle jednoho nebo druhého směru lze předpokládat,
majetek asymetrie, která se dosud necítil došlo, že je třeba, K.-G., že se domníváte,
vůbec důkladné vyšetřování a srovnání stojí za to, i v tomto směru charakterizovat di
úctu k stejné, aby se různé hlavní hodnoty, jejichž odlišnost je kvůli asymetrii, a
hodnoty odchylky v oku, což neznamená, že každý objekt musí být dostatečně zájem
zapojit se do takového rozšíření jeho vlastností, nicméně, V každém případě musí být
řešeny v obecném kolektivech to.
  § 39 Pokud tedy obecné kolektivy v dříve obvyklé, omezené zvážení non- A může
zůstat a s ní související odchylky, a přesto, dodal jak je uvedeno výše, ne každý K.-
G. může uplatnit nárok na zvážení všech možných cílových kousky, které jsou
uvedeny v kapitole II, to není snadné příležitost reagovat na všestranný zvážení
stejné, není-li v K.-G., jeden velmi zvláštní význam přikládá, a sloužit jako příklad
proveditelnosti všestranný zvážení samotného. Takže si můžete požádat o provedení
aspektů pro výběr bylo.
  Všichni spolu nyní, jsem přesvědčen, že tam, kde chcete ušetřit s ustanoveními, a
to je konvence, na kterou hlavní hodnota je přednostně vhodný pro charakteristické
odlišení dané K.-G. držet, aritmetický průměr a jeho odchylky budou vždy zůstat v
dříve vnímané preference, jen to, že současně s ovládáním jiných destinací kusů
vhled do kvantitativního ústavy K. - ztratí G. a znaky v paměti mohou být stejné, což
samo o sobě nejsou o nic méně důležité než to stavět na aritmetický průměr, a
zvedněte o provádění obecného distribuční práva.Pro objasnění této smlouvy bude
zpátky s rozšířením a vysvětlující úvahy o již výše (oddíl II) vlastnosti různých
hlavních hodnot.
   [To je podrobně popsány v kapitole X.. se stalo. Ale zatímco tam jsou hlavní
charakteristiky každé hodnoty jsou uvedeny pro sebe, oni jsou zde, aby srovnávací
hodnocení těchto základních hodnot samovratného z hlediska jejich přínosu k
vlastnostem K.-G. Z tohoto důvodu, jen přišel aritmetický průměr , hodnota
střední C a nejhustší hodnota D v úvahu, protože hodnota vagina R, a nejtěžší
hodnota T a odchylky zaměření hodnota F jsou a priori z důvodu jejich menšího
významu na která mají být přijata ve výběru na straně odejít.Nicméně je třeba dělat
rozdíl mezi, zda jsou tyto tři hlavní hodnoty s ohledem na předpokládalo jako
platného zákona nebo distribuce bez ohledu na to, jako by měl být považován v
závislosti na celé jiném zhodnocení stejný prostor přistupuje.]
  § 40 [Můžete to drop předpoklad, že zákon o rozdělení odpovědi z. upravuje
hodnoty distribučního panelu, poté posledně jmenované zásady pouze jako náhodný
sběr představit hodnoty, a proto nelze hlavní hodnoty považuje pouze naznačit, jak
průměrný náhodný ty shrnout komplex ve více či méně přesný způsob a
reprezentovat. Pak není pochyb o tom, je podroben stanovení A je cennější
než C nebo D. Za A představuje aritmetický průměr je průměrná hodnota, která může
být ve skutečnosti uváděny v místě, jednotlivé hodnoty, jsou-li stejné kombinovány
tvořit částku by měl. C , jsou však pouze hodnota centrum, které je stejně často
překročena, než spadl, a tak představuje hodnot v tabulce s nižší spolehlivostí,
protože to není, jak závisí na částce, ale pouze na počtu vzájemných rozdílů. D může
být nakonec nejsou povoleny jako zástupce průměrem, protože se vztahuje pouze na
empirické hodnoty v jeho nejhustší upravena jakéhokoli práva náhodnosti a jeho
umístění po není stanovena matematicky, ale může být jen tím, že vidí na tabuli. Ve
skutečnosti je jeho skutečná přítomnost v náhodně stupačku je třeba považovat pouze
za šťastnou náhodu, která žádný význam má být připojen.]
  [Situace je odlišná, pokud se předpokládá existence distribuční práva. Ačkoli
zachovává A význam jako průměr, má také v náhodném stolu bez vítězství nic
přímo. Význam C , ale je větší, protože to. zvážení nyní vstoupit v platnost v
pravděpodobnostních pojmů, jako střední hodnota představuje pravděpodobnou
hodnotu V centru zájmu, ale pohybuje D, protože se vztahuje na tuto hodnotu jako
empiricky nejhustší hodnotu, alespoň přibližně, tj. kromě nesymetrických eventuality,
které má největší W.. D tak stojí v solidaritě souvislosti s distribučními právy, princip
maximální hodnota se musí shodovat s ním. Také zřejmé okamžitě, že dvojí způsob,
jak zjistit, po vzniku skutečného rozdělení právnické D je otevřena: jeden na základě
zákona, jeho maximální hodnoty teoreticky představuje nejpravděpodobnější
hodnotu, a druhý na základě panelu, jehož nejhustší empirická hodnota označující
nejpravděpodobnější hodnotu . Je nepodstatné, zda přechod Z tabulky vyplývá,
nejhustší hodnotu přímo, nebo má tendenci produkovat takové. Vzhledem k tomu, v
důsledku které vstoupilo v platnost zákona jsou a z ve funkčním souvisících, takže
podle známých pravidel nejhustší Z lze vypočítat interpolací z daných tabulkových
hodnotách, pokud jeho syrové odhodlání selže z bezprostřední dohled na panelu nebo
se jeví nepřesné. Respekt, ale teď chci, aby odpovídaly této empirické stanovení
pravděpodobné hodnoty se, že teoretická, kteréD všechny vlastnosti jsou vyřešeny,
které charakterizují maximální hodnotu distribuční práva, tak, že část
výpočtu D interpolací poskytuje prostředky, platnost zavedené distribuční práva na
potvrzují další části, předchozí znalosti práva, které mají být sestavovány, znalost
vlastností empirických konstatierten D mohou z panelů dávají vodítka pro nalezení
distribuční práva.]
  § 41 [Tato solidarita souvislost mezi vlastnostmi nejhustší hodnoty D a
distribučních zákonů D zajišťuje absolutní přednost před jakýmikoli jinými domácími
hodnotami, a to i ve fyzickém a astronomické teorie chyb, ke světlu nastane. Stejný
považován známý jako skutečnou hodnotou pozorování, aritmetický průměr
pozorovaných hodnot, jejich odchylky od které jsou pozorovací chyby. ale skutečná
hodnota není nic jiného než nejpravděpodobnější hodnotu na číslo chyby, která je
dostatečně velká, aby odhalit legitimní přechod může být nastaven na hodnotu
empiricky nejhustší poznat sebe. Tak to je tím, že tvrdí zásadu, že pravda či
nejpravděpodobnější hodnota aritmetického průměru je, získal důležitost, také
nejhustší hodnota D být. Tento požadavek základního zhroucení A a D se vede do
Gaussova zákona chyby, jako je například, Encke je 1), může být viděn ukazující
metodu nejmenších čtverců. Na základě stejné pokračuje následovat dohodu v zásadě
centrální hodnoty C s A a D , jejichž jednotná pozice pro přechod na palubě symetrie
rel. podmíněně, zatímco ji od sebe asymetrie výsledku má.]
 1) [Berlín   astronomická ročenka pro 1834, s. 264 a násl.]
  [Tato zásada musí samozřejmě najít potvrzením zkušeností. Nicméně, to není třeba,
že chybových řádků, nastaví jeho rozšíření ve stavu poskytnout hustě hodnotu
přímým pohledem na sérii nebo interpolationsmäßige výpočtu stejný přesně
s A shoduje, mají proto, že budete mít vždy na nevyrovnané nevykázané v úvahu,
které mohou způsobit empirický kromě hlavních hodnot, aniž by výslechu i platnost
zavedeného principu se jedná. Navíc, to je probační principu spíše v souladu skutečně
přítomen v chybové rozsahu Gangy hodnoty s vyžadováno zákonem probíhají, stejně
jako v empirické shodou A a D, hledat a najít: jak to je také, například Bessel v
"Fundamenta Astronomiae" nepřátelskými průchod chyby podle teorie a po zažívá
podmínku z GG dal. Konkrétně jsou nesymetrické nepředvídatelné, a to zejména s
dostatečným snížením chybové tabulce, ovlivnit průběh hodnot tabulky v celém
chvíli se dá očekávat, že v rozporu s postoji jednotlivých hodnot někdy erbeblich
snadno a poměrně značný rozdíl z hlavních hodnot, kolaps je nutné teorie, což může
způsobit.]
   Nicméně, tam také dojde k takové kusů rozpěrných, aritmetický průměr zachovává
výhodou je to, že jako nejpravděpodobnější hodnoty těch prohlížení zásadami Gauss,
u nichž součet čtverců je nejmenší, a s ohledem na které je součet odchylek na obou
stranách strany je stejná, ale obě hodnoty shodují na aritmetický průměr, symetrie
nebo asymetrie může dojít vzhledem k němu. Takže preference pro aritmetický
průměr zůstává i v případě, že se neshoduje s ostatními hlavními hodnotami, stejný v
každém případě rozhodl ve fyzickém a astronomických měření měřidlo na účelům.
  Nicméně, [To je pravda, za předpokladu, že v zásadě aritmetický průměr by měl
být považován za nejpravděpodobnější hodnotu. Ztrácí tento princip jeho použití, ale
také ztrácí Ajeho přednostní postavení, protože i když si zachovává svůj původní
význam jako průměr, ale s ohledem na distribuční práva se zadá tuto hodnotu na
svém místě, který přebírá nyní vypracované Prinzipe v závislosti na roli
pravděpodobné hodnoty Princip a shoduje se s nejhustší hodnotami. Například
medián C , nebo jiný "Účinnost hodnota", s ohledem na jejich přípravu a projednání
na papíře 2) : Měl by být "nad původní hodnoty nejmenší odchylky součtu" jako
hodnota považována za největší W. přijít, musí to V souvislosti s tím, pokaždé jiný
distribuční zákon vstoupí v platnost, její existence je základem nejpravděpodobnější
hodnota zdaleka tak nadvládu dostává i platnosti základního zákona, aritmetický
průměr.]

 2) Sborník Math-Phys. Třída
Royal. Saxon. Gesellsch. Vědecký. Volume XI , 1878. (Zejména oddíl VI,
"Poznámky k otázce platnosti zásady aritmetický průměr" a oddíl VII: ".
Pravděpodobnostní zákony jednotlivých odchylek Bez Potence za předpokladu, že
platnost jeho zásady").

   § 42 [Pro kolektivy je nyní stejným způsobem, nejhustší hodnota základní zájem,
jakmile distribuci kopií K.-G. Dominantní pravděpodobnost zákon přichází v
úvahu. Co se týče stanovení vlastností nejhustší hodnotu a musí být založena na
stejném odvození tohoto zákona nemůže, ale tady princip aritmetického průměru,
nebo nějaký jiný princip a priori být stanoveny. Pro K.-G. jsou uvedeny pouze
zkušenosti, a tam je a priori není ani jistota, o tom za stejné celkové určitá hodnota se
ukázala jako nejpravděpodobnější hodnoty, nebo že - jinými slovy - empiricky
nejhustší hodnota v různých K.-G. mohou být charakterizovány stejnými
vlastnostmi. Proto je třeba považovat za základní na základě zkušeností, že odrůda
K.-G., které byly uvalena, ve skutečnosti, umožňují stanovení pravděpodobné
hodnoty, a že tato shoduje natolik blízko, že z hodnot, pro které je Poměr vzájemných
centrální odchylky ( e 'e , ), je roven poměru vzájemné odchylky čísel
( m " : m , ) . nejhustší hodnota je tedy v zásadě kolektivy aritmetický průměr odlišný
a je spíše v zásadě požadováno vyhovění o podíl e ': e , = m ': m , definované
hodnoty. Druhý (který je na výběr z v kap. II, kterým se D p lze popsat
jako D i interpolationsmäßig vypočítá jména empiricky hustě tabulková hodnota)
tvrdí, proto sem to samé pozornost jako aritmetický průměr v teorii chyb. Má také
velmi podobný význam, protože díky principu, že nejpravděpodobnější hodnota K.-
G.Podíl e ": e , = m ': m , uspokojit, nebo že D p = D i třeba, lze nalézt na distribuční
práva, která již předběžné povahy, se sídlem v předchozí kapitole Pokročilé GG
podobným způsobem jako na základě zásady, že nejpravděpodobnější hodnota
aritmetického průměru, nebo že A = D i by měla být jednoduchá GG jako zákon chyb
vzniká.]
  [Pouze pokud mohou také uplatnit převahu v nadaný se slabou asymetrii, jak to K.-
G. tak blízko s D p shodují, stačí, aby se jednoduché přibližné GG namísto dvou
sloupců v aplikaci.]
  § 43 Nebere v úvahu by se míra lehkostí a jistotou zůstává, s nimiž jsou pro
vítězství při výběru mezi jednotlivými hodnotami. Má to záleží na jen syrové určení,
jak je to nejhustší hodnota se rozhodli nejjednodušší a nejsnadnější, protože jste v
rozvaděči až po na potřebu vidět, co největší z poslouchal, brzy následuje v tomto
ohledu stanovení centrální hodnoty, pro které existuje pouze jeden
počítání A nebo Θ z obou stran směrem ke středu, dokud získané
rovnosti m ′ a m , potřebné, většina z okolností, že z A, protože kromě všech
jednotlivců z mnoha vývojové rozvaděči, nebo to, co činí totéž, tvorba a doplnění
výrobky ZA pro získání částky ∑ , které se m je třeba rozdělit, jeden ve
velkém m dlouhý a nudný provoz.
  Ale jinak ano, naopak, tam je vztah, když ostré, chce jít do ideální jako možné
blížící předpisů. Ze surového stanovení nejhustší hodnoty po pádu na něj
maximum z je někdy třeba očekávat pouze velmi nejistý přiblížení k ideální hodnotě,
nejostřejší, ale na poměr m ' : m , = e ′ : e , které mají být stanoveny, je Zatímco
uvedení na specifické a není těžké vedoucí účet, ale je unstreng v provedení, volá po
snížení a interpolace, vydrží ještě opustí malý prostor pro výsledek na počítači. Ostré
vymezení C , i když mnohem jednodušší, než D , se neobejde bez těchto podpor,
zatímco určení není nutné takové. Úzkostlivost tvorby produktech ZA se lze vyhnout
tím, později (kapitola IX) a zobrazovací technikou.
  § 44 Podle předchozí diskuzi o vlastnostech a výhodách různých hlavních hodnot
ještě něco, co bude řečeno z pohledu, ze kterého extrémy a odchylka funkce
přicházejí v úvahu.
  Tam mohou být dva K.-G. v celku nebo v blízkosti dohodnout ve svých hlavních
hodnot a přesto variace vzdálenosti a průměrné hodnoty chvění kopií svých hlavních
hodnot se velmi liší, což se v žádném případě lhostejná charakteristických
vlastností. To znamená, že průměrná teplota ostrov v oceánu a umístění ve středu
kontinentů mohou být stejné, ale odchylky jednotlivých teplotách teploty chladicí
kapaliny prostoru na první v užších mezích, a jsou v průměru menší než v druhé, po
které se námořní klimatu a kontinentální klima se liší.
   [Nyní se přiklání k takovým rozdílům zadáním největší a nejmenší hodnoty, tj. E
' a E , které jsou v řadě kopií K.-G. Zdá se, že charakterizovat velmi jednoduchým
způsobem.]
   Takže doporučil, ale údaj o extrémní hodnoty E ' a E , je určit meze, v rámci
kterých se pohybovala velikost vzorků, ale výhoda je to z více než jednoho vztahu
nejisté a omezené.Poté, co v souladu s těmito hodnotami velkých mimořádných
událostí, takže nemůžete počítat, kdy extrémy a extrémní variace v nové sérii druhů
se stejným m , odhodlaná najít stejné hodnoty znovu, a za druhé, specifikace stejná
někdy pouze číslo vzorky, m , z nichž stejné jsou odvozeny, hodnota by na větším m ,
rozsah změn je větší, tak, aby se větší m obecně široce od sebe Extreme, menší E , ,
větší E " , a proto větší extrému Kolísání E "- E , je nahrazena menší
než m.. Předpokládejme nyní, například chcete-li měřítko absolutní a relativní
variability v K.-G. v hodnotách E "- E , nebo ( - E 'E , ) : hledání, jak je dobře, a po
několika K. - G. porovnat, jsme se dopustí největší chyby, když se objekty liší m mají
a já jsem chyby tohoto druhu, které také vedly k chybným závěrům, opravdu setkal
jinde. 3)


 3) [Tento odstavec je přehled Fechner je o průměrné odchylky a extrémy přijatých,
které bylo oznámeno v roce 1868 prof WELCKER a poskytnutých to mám k
dispozici.]

  Lepší než šířka kolísání E "- E , a proto, je střední hodnota změn, stejné médium, s
výjimkou rozsahu variability objektu, protože zcela nezávislý na m , a může být
vhodným korekce zcela nezávisle na sobě. Nicméně, tato částka se liší v závislosti na
hlavních hodnot, z nichž jeden chce pro výpočet odchylky, a je, obecně řečeno, různé
pozitivní a negativní strany. Úvaha o druhé odrůdy, ale uniká, když všude součet
odchylek na obou stranách, vydělí celkovým počtem odchylek na obou stranách, se
používá, aby po našem obecné označení jako průměrnou změnu nebo znamenat
odchylku samo o sobě s ohledem na danou hlavní hodnoty je:
                                                     .

Ať už chcete využít odchylky jedné nebo druhé hlavní hodnotou přijde na to, co
chcete, aby se vztahují na všechny, a jeden nevylučuje druhé. Jak můžete vidět,
změny hladiny při daném m od celkového součtu vzájemných odchylek v různých
hlavních hodnot, až dosud jen využil odchylek od aritmetického průměru, a my jsme
stále první případ je, dostaneme hodnotu střední fluktuace v Smysl výše uvedeného
titulu:
                                                     .

  Nyní, nicméně, η není zcela nezávislá na velikosti m , ale je to: hodnota A , ze které
jsou odebírány odchylky se poněkud liší v závislosti na počtu , a proto m stejný, od
kterého se tvoří prostředky , a co nejpřesnější může být jen z nekonečného m se
získá. S velikostí konečné m, takže v žádném případě nepřesné A, ale také mění
velikost odchylky, a proto součet z nich jejich dělení m hodnota η je dosaženo, a to
učí teorie a praxe 4) , že ∑ ∆ , a tím i η = Α∆ : m s rostoucím m v průměru v
poměru             roste, následuje ∑ ∆ , a η v normálním případě, že stanovení se
svými odchylkami od nekonečného m by se stalo , může se vrátit pomocí ναšεηο
λετοποčτυ , resp. η s , znatelně = 2 m (2 m - 1), násobeno tím, co se nazývá korekce
v důsledku konečných m hovorů. Opravena tak, η horký η                 c   , a ocitne se
tak:


                                                         .




 4) V obou těchto srov. mé pojednání ve zprávách Royal. Saxon společnost nauk,
svazek XIII, 1861 ["Na opravách stanovení přesnosti měření, stanovení variability
meteorologických jednotlivých hodnot kolem jejich střední hodnoty a psycho-
fyzického Maßbestimmungen metodou průměrné chyby."]


   Tato oprava se použije, i když ne v každém případě, ale v průměru o případech, a
protože se v žádném případě to platí přesně určit pro každý případ, je třeba dodržovat
hodnotu, ale je pravda, v průměru o případech, a proto jich může být, pokud si nejste
strach z malého úsilí o nápravu, a to i v kolektivech raději η c , aby se η držení.
  Pokud je průměrná fluktuace v C a D může být stanovena, pak nemá žádnou
korekci první, pokud ε = ΑΘ : m , druhé, je-li e = ∑ ∂ : m , oprava ale bude tak moc
přehlédnout, zůstávají stejné. Průměrná kolísání C má zájem být menší, než s
ohledem na A a D , a to i co nejmenší, je proto, že, v souladu s dříve z určující součet
odchylek, pokud jde o C, je ve skutečnosti nejmenší, a to na jeho podíl od m převodů.
  Obecně řečeno, i když to může trpět výjimky, a přesná proporcionalita nenastane,
zvyšuje průměrné změny velikosti objektů, a to může být v zájmu odstranění tohoto
vlivu, pokud je to možné, vyznačující se tím, že průměr kolísání děleno velikostí
těkavé objektu, tímto relativní změny kromě absolutních prostředky v úvahu.
   § 45 Stále více a více důležité jako stupni změny objektu do výchozí hodnoty získat
střední odchylku centrálního prvku pro určení rozložení objektu. Fyzikální a
astronomické měření měřidlo je pro tento účel se střední odchylkou ε s ohledem
na A nebo na ε související hodnoty           použít, ale to je možné pouze za
předpokladu v této doktríny symetrických W. chyby pozorování, zatímco kolektivy
po pro ně skutečně existující všeobecný stav asymetrie pouze na průměrné odchylky
s ohledem na D , a to společně pro obě strany, ale každé strany, zejména mohou
využívat (viz § 33), tj.:


                                                      .
  I zde je, přísně vzato, opravu kvůli konečného m k instalaci, ale opravené hodnoty
nejsou, jak by se mohlo zdát, aby se:


                                          ,                  ,
ale:


                                           ,
  Ve skutečnosti by se s ním jinak související ve odchylka částek vede korekce ze
dvou stran nesouhlasila se společným korekci celkové částky uvedené směrnice.
  Pro součet muže vtipu:
                                                       .
Pokud byste chtěli nyní nastavena pro vzájemné odchylky částek zejména:


                                          ,                  ,
jak by získat sečtením těchto hodnot:


                                                                 ,
Co s výše uvedenými hodnotami pro ℘ ∂ c je špatně.
  § 46 Konečně, tam je nějaká hodnota na paměti, které se vztahují k již několikrát
dotkl, ale které mají být projednány později podrobně, velmi důležitá asymetrie
pravidla vztahu. V současné době je pouze následující o těchto hodnotách.
  Za prvé, je to rozdíl μ "- μ , = u mezi počtem kladných a záporných odchylek A a
rozdílu U ′ - U , = ( E ′ - ) - - (E , =) E '+ E , - 2A mezi velikostí pozitivní a
negativní extrémní odchylka A, které přicházejí v úvahu v tomto ohledu. Ještě
důležitější než absolutní těchto rozdílů jsou relativní:


                                          a        .
Zde pouze předběžně následující s ohledem na později být používání nimi o tom.
  Z rozdílu mezi součtem kladných a záporných
odchylek A, di Α∆ 'a λετοποčτυ , může být samozřejmě není pochyb, jelikož je
výslovně stanovena tak, že obě částky jsou si rovni, ale nevede se, že současně obě
čísla odchylka μ ' , μ , jsou navzájem rovné, a ve většině z nich bude náhodně najít
znovu. Co člověk, ale v každém případě obecně, nebo jen s náhodným výjimkou v
průměru o kolektivní změny v A vůle je to, že μ " - μ , s velikostí m roste.
  Za předpokladu, že stejné W. kladné a záporné odchylky totiž učí teorii
pravděpodobnosti vrácením věci k urně se stejným počtem černých a bílých kuliček,
které μ ′ - μ , jeho absolutní hodnoty, o průměru poměrů       . roste , ale čím
více m se zvyšuje je, tím menší je poměr : m , tak, že, na nekonečno m , nula

a jedna je.
  Jedním z důsledků je to, že jeden později v následujících zjistit, zda a
pozitivní. záporné odchylky rel. opravdu mají stejnou W., a ne pouze absolutní
rozdíl u musí držet, což není obecně chybí i se stejným W., ale ve vztahu k m , která
nesmí překročit určitou velikost, gleicheW . nemusí být velmi nepravděpodobné,
bude to ještě být řečeno později.
   Zatím máme nerovnost vzájemné počtu odchylky rel. A di μ ' , μ , jako rys a přijaté
v určitém ohledu jako míra asymetrie. Samozřejmě, že by asymetrií v důsledku
nerovnosti odchylkou součet νλ " Α∆ , rel. A nepřichází v úvahu, protože, pokud jde
o A, je to, že Α∆ '= Α∆ , takže musí být stanovena tak, aby se tato rovnost, na druhé
straně může být také rys nebo rozsah asymetrie není rozpor v počtu odchylek
Bez. C být stanoveny, protože, pokud jde o C, je skutečnost, že vzájemná počet
odchylek v souvislosti s ní je stejné, proti by to nezastaví před ničím, asymetrie, spíše
než, pokud jde o aritmetický průměr na nejbližší hodnoty D podle nerovnosti čísel
odchylka m ′ , m , k určení, v případě, že oba hlavní hodnoty dostatečně měkké od
sebe navzájem, a s výhodou, pokud jde o vývoj do zákonů asymetrie odůvodněné
silnější kromě odchylek m ′ , m, o sobě, jako odchylky μ ', μ , rel. přijímat od sebe
navzájem, a m ' , m , aby bylo možné se vypořádat s oboustranným G. G, ve vztahu,
zatímco Při odehrává asymetrie A , ani na jednoduché, oboustranné GG počet
odchylce A je stále aktuální. Vzhledem k tomu, že v případě, rel. μ ′ na μ , překrývá,
naopak, m , přes m ′ překrývá. Vzhledem k tomu, a poté μ ", μ , je mnohem snazší
určení, než D a poté m ' ,m , a vepsaný z větší či menší asymetrie. vždy větší nebo
menší, ale v každém případě, asymetrie dist. . přebytek nerovnost bez D z opačného
směru může být uzavřena, zdá se obecně praktičtější věc nejprve na výsledky
stanovení asymetrie podle μ ′ - μ , . bez A hold, neboť již na nerovnosti m ′ a m , .
bez D může být uzavřena, pokud to ale dělat přesné určení, to zbývá být studován
zejména poté, co teorie a empirie.
VII primární rozvodné panely.
  § 47 [V předchozích kapitolách hlavní body studie byly prezentovány předběžné
povahy. Nyní je čas, aby skutečně vést vyšetřování. Vzhledem k tomu, stejný není
založena na hypotetických předpokladech, ale zcela na základě zkušeností, takže
mohou být pouze z empiricky daného K.-G. mimo sebe. Nicméně, pokud jsou v
jejich domovském státě forma ani odvodit, ale vhodný pro čestného slova teoreticky
platnými zákony. Je tedy třeba učil především jejich výpočetní léčbu. Totéž se týká
části s výrobou stupněm pro přezkoušení formou zastoupení, kterým se stanoví
základní a snížené rozvodnice (kapitola VII a VIII), na straně druhé jsou pravidla pro
výpočet základní hodnoty a rozptylu funkce, ve které charakteristiky a vlastnosti K.-
G. prezentují (Kapitola IX - XI). Zde, pro jednoduchost, pouze tím, že aritmetický
léčbě K.-G. být řeč, protože logaritmická léčby, s níž je dosaženo pouze plné
obecnost způsobu vyšetřování se shoduje s aritmetikou v hlavní, při styku pouze
logaritmy měřených hodnot v místě, do jaké míry sám].
  [Tím vhodné báze pro teoretický výzkum je nyní získala, tak nejprve nabízí úkol,
že asymetrie K.-G. nastaven tak, aby diskutovali a kritéria rozlišit základní a
nevýznamné asymetrii (Kapitola XII - XVI). Ale pak platí při velké symetrie a
asymetrie Veteilungsgesetze jsou nezbytné pro rozvoj (kapitola XVII - XX). Zde je
obecně považována za malá písmena přiměřená změna jednotlivých hodnot jsou
poskytnuty v hlavních hodnot.]
  [Tento hlavní části šetření následuje diskuse o úpravách, které jsou vzhledem k
přechodu na logaritmické distribuční práva. Logaritmická léčby v první řadě
vyžadují, aby K.-G. se silným přiměřeným variace, ale také vztahy mezi různými
rozměry K.-G. Potřebujeme takové (kapitoly XXI a XXII). Příloha způsobem
konečně, že závislost vztahy na K.-G.diskutovány (kapitola XXIII).]
  § 48 [Pokud někdo chce K.-G. se při vyšetřování, jsou nejprve jednotlivé kopie
stejné v náhodné, prostorové nebo časové pořadí, ve kterém se prezentují na míru, a
s několikazaznamenaných měření, které mají být určeny v primárním seznamu. To
má zajistit, že rekvizity uvedené v Kap.IV být splněny, tj. zejména dostatečný počet
rozměrů v nepřítomnosti abnormalit je svedla dohromady.]
   [Tento základní seznam, jak již bylo uvedeno (§ 3), a to ještě vhodné pro
počítačové zpracování. Nicméně, to je cenná v jiných ohledech, protože umožňuje
stanovení, zda jsou kopie K.-G. nezávisle na sobě měnit, nebo jsou v závislé
situaci. 20 pravidel bylo toto ohledem na § uvedených v kap. XXIII obdrží další
provedení. V zájmu počítačové zpracování, ale budete muset zařídit rozměry v
závislosti na jejich velikosti, a tímto vyroben z původního seznamu, v rozvaděči. Je
to odlišit od snížení tabulky, jejich příprava a úprava je vyučován v následující
kapitole, tzv. primární distribuční panel. Ve stejné provést měření na menší jeden z
progresivní na větší hodnoty sloupce, který každý obsahuje pouze jednou, zatímco
béžová prošel na čísla odpovídající sloupec z. seznamy, které určují, jak často
každý dojde.]
  [Tato primární tabulka nyní tvoří výchozí bod celého vyšetřování. Je však obvykle
stále předmětem silných nesrovnalostí, a obvykle má takové míry, že jejich
propuštění by trvat až příliš mnoho prostoru. Bude se tedy snažit setkat dva problémy
tím, že řezů a pak omezit obecně na výkon působnosti představenstva v jeho sníženou
samotném formuláři. Tady je ale otázka, jak poznat povahu základních desek a získat
vhled do specifik, které mohou nastat, a měl by proto, ze čtyř, které slouží jako
příklady K.-G. primární panely jsou prezentovány.]
  § 49 [První dva panely I a II, aby rozměry pro vertikální a horizontální rozsah 450
evropských mužů lebky. Je třeba poznamenat, že zde a níže trvale zachován termín
"vertikální stupnice" by bylo přesnější nahradit "délku vrcholu ohybu" podle není v
celkovém rozsahu, ale pouze na čele, vrcholu a týlu k přední hraně kabelu otvor
procházející oblouk, a následně snížena na baze lební vertikálním rozsahu je uveden
v tabulce. Stejně jako v III. Kapitola poznámky, byly dány k dispozici rozměry prof
WELCKER, která shromáždila bohatý, jednotný materiál zpracovaný v rámci
dodržení stejného postupu měření. 1) měrná jednotka je milimetr. Pro měření byl
použit svinovací metr. Samotné rozměry jsou podle prohlášení WELCKER o
"normální" mužské lebky. Lebka s Nahtabnormitäten i čelní šití lebky byly
vyloučeny.]

 1)  [Comp. H. WELCKER, růst a struktura lidské lebky, Lipsko 1862, dále: kapacita
a tři hlavní průměr lebky v různých zemích, Archives of Anthropology, Vol. XVI.].
  [Tabulka III obsahuje rekruty rozměry 2047 dvacet roků v Lipsku studentů z 20
ročníků 1843-1862. Z původní seznam těchto opatření je třeba poznamenat, že založil
způsob, jak vyrábět Aushebungsgeschäfte, čistá náhodnost je vynikající v řadě
kritérií, což je důvod, proč totéž v kap. používat XX na zkoušku extrémní
zákony. Měrná jednotka je palec = 23,6 mm, Saxon, ale nejen v celku, ale i půl a čtvrt
palce byly měřeny].
  [V tabulce IV jsou uvedeny rozměry pro horní prvek (internodia) 217 šestičlenného
žito stonku. Podrobnější informace týkající se využití tohoto materiálu lze nalézt v
druhé části, kap. XXV. Metoda měření tam bylo právě popsáno s tím, že jako
jednotky polovina palce dochází.]
  § 50 [Jsou čtyři panely denominovaných v pořadí: 2) ]
              Tabulka I. 450 Eur. Lebka pánské, vertikální rozsah .
                        E = 1 mm; m = ∑ z = 450; 1 = 408,5.

      a       z                 a           z                  a         z
      368           1           400               13           425            8
      371           2           401               12           426            7
      376           1           402               13           427            3
      378           1           403                6           428            4
      379           1           404               10           430            3
      380           2           405               18           431            3
      381           1           406                8           432            2
      382           2           407                8           433            5
      383           3           408               16           434            5
      384           3           409               13           435            4
      385           8           410               20           438            1
      386           2           411                9           440            3
      387           6           412               15           442            1
      388           4           413                8           443            1
      389           5           414               12           447            1
      390           7           415               21           448            1
      391           7           416                6
      392           7           417                5
      393           2           418               16
      394           8           419                9
      395           12              420              15
      396            4              421                 8
      397            7              422                 7
      398           14              423                 5
      399            3              424              12
 2) [Protože  ani na Urlisten, ani primární panely zde léčí K.-G. na vorfanden (viz
poznámka kap. III), takže výše uvedené panely musely být rekonstruovány. Tabulka I
a III bylo z pěti, resp. čtyři vrstvy snížení, které v následujícím oddílu (§ 64 a 65)
jsou uvedené musí být obnoveny, pro tabulce II a IV jsou příslušné úpravy není
přítomen v dostatečné úplnosti. Mezitím našel v tabulce IV, logaritmů
v několika hodnot. Hodnoty v tabulce II, nicméně, byly získány od prof WELCKER
Odeslal jsem rozměry 500 evropských mužů lebky. Ale to měl 63 rozměry podle
jejich pravděpodobné, že patří do odpovídajících svislými rozměry jsou doplněny,
protože jen tak může být dosaženo zápas se sníženou panelu na další kapitolu (§
58). Nicméně, toto může učinit tím související, drobné změny ovlivňují obraz desce
není, což není v podstatě přicházejí také v úvahu následující.]
               Deska II 450 Eur. Lebka pánské, horizontální rozsah.
                             E = 1 mm; m = ∑ z = 450, 1 = 522,2.

        a       z                     a       z                    a     z

        481              1            510          13              535       10
        484              2            511          12              536       11
        485              2            512          14              537        5
        486              1            513           7              538        8
        488              1            514           6              539        9
        489              2            515          13              540       14
        490              2            516          11              541        6
        491              1            517           7              542        3
        492              1            518           9              543        4
        493              2            519          10              544        3
        494              4            520          15              545        4
        495              5            521           6              546        3
        496              1            522           8              547        2
        497              4            523          14              548        2
        498              1            524          17              549        3
        499              2            525         21               550        6
500         8              526           9          552              1
501         4              527           8          553              1
502         3              528           7          554              4
503         6              529           8          555              2
504         9              530          13          558              1
505         8              531           5          561              1
506         4              532           6          567              2
507         3              533           7          576              1
508         6              534           8
509         7

                     Tabulka III. Studenti rekrutuje rozměry .
                       E = 1 palec, m = ∑ z = 2047, 1 = 71.77.

a       z                  a        z              a             z
60.00            1         70.00         70        76.00             24
64.00            2         70.25         65        76.25             17
64.75            4         70.50         71        76.50              9
65.00            6         70.75         61        76.75              7
65.25            3         71.00         78        77.00             14
65.50            5         71.25         75        77.25              9
65.75            5         71.50         81        77.50              7
66.00            8         71.75         89        77.75              3
66.25            6         72.00         79        78.00              3
66.50            9         72.25         81        78.25              2
66.75           19         72.50         82        78.50              3
67.00            7         72.75         63        79.00              1
67.25           11         73.00         79        79.50              2
67.50           25         73,25         79        80.00              1
67.75           15         73.50         68        80.75              1
68.00           35         73.75         56        82.50              1
68.25           27         74.00         64
68.50           37         74.25         42
68.75           34         74.50         55
    69.00           43       74.75          33
    69.25           48       75.00          43
    69.50           57       75.25          26
    69.75           54       75.50          25
                             75.75          17




        Tabulka IV Vrchní člen 217 sechsgliederigen žito stonku.
                    E = 0,5 cm, m = ∑ z = 217; 1 = 86.54.

a       z       a        z      a     z      a       z      a         z
42.9 1          75.6     1      85.4 1       91.7    1      99.0      2
49.7 1          75.8     2      85.5 1       91.9    2      99.2      1
52.8 1          76.1     1      85.7 1       92.0    2      99.3      1
55.6 1          76.2     2      85.8 1       92.3    1      99.4      1
57.6 1          76.4     2      85.9 1       92.8    1      99.5      1
58.9 1          76.7     1      86.0 2       93.0    2      100.3     1
59.0 1          77.0     1      86.2 1       93.1    1      100.5     1
61.4 1          77.2     1      86.3 1       93.3    1      100.8     1
61.9 1          77.5     1      86.8 2       93.4    1      100, 9.   1
62.2 1          77.6     1      86.9 1       93.5    2      101.0     1
62.3 1          77.7     1      87.0 3       93.7    1      101.1     1
63.0 1          77.9     1      87.1 2       94.4    1      101.3     1
64.1 1          78.0     1      87.4 2       94.6    2      101.5     1
64.3 1          78.1     2      87.5 1       94.7    1      101.9     1
65.5 1          78.4     1      87.8 1       95.7    1      102.2     1
67.4 1          78.8     1      87.9 2       95.8    2      102.3     1
67.7 1          79.0     1      88.0 2       95.9    1      102.7     1
67.8 1          79.4     1      88.3 1       96.0    1      102.8     1
68.1 1          80.0     2      88.6 1       96.1    1      103.3     1
68.3 1          80.4     1      88.8 1       96.2    1      103.4     1
      68.9 1          80.7    1       88.9 2       96.3     1     104.0      1
      69.6 1          80.9    2       89.2 2       96.5     1     104.2      1
      69.9 1          81.3    1       89.3 2       96.8     1     104.4      1
      70.5 1          81.9    1       89.4 1       96.9     1     105.3      1
      71.4 1          82.0    2       89.7 2       97.0     1     105.5      1
      72.0 2          82.1    2       89.9 2       97.1     1     105.6      1
      72.1 1          82.3    3       90.0 1       97.5     2     105.8      1
      72.5 1          82.4    1       90.2 3       97.6     1     106.0      1
      72.9 1          82.8    1       90.4 1       97.7     1     106.2      1
      73.7 1          83.0    1       90.5 1       97.8     1     106.3      1
      73.9 1          83.1    1       90.6 1       97.9     1     108,0      1
      74.1 1          83.4    1       90.7 3       98.0     1     110.0      1
      74.8 2          83.7    4       91.2 1       98.2     1     111.2      1
      75.1 2          83.9    2       91.3 1       98.6     1     112.0      1
      75.2 1          84.6    1       91.4 1       98.8     1     112.2      1


  § 51 [Srovnávací pohled na těchto panelů také ukazuje respekt k reakci na Z , jak
pokud jde o vzájemné srovnávání je základní rozdíl v prvních třech panelech
minulosti. Konkrétně, bývalý má centrální hlavní složku, která má z růstu proti
panelu centra obecně, a jeho na formu přerušení, na rozdíl od jednotlivce proti konci
řady ve stejné vzdálenosti. To znamená, že ve stejné vzdálenosti rozšíří v I. A v
nepřerušené posloupnosti 378-428 a 430-435, zatímco Z , ale s neustále se opakující
výkyvy rostou a pak klesat znovu. Ve druhé sérii ve stejné vzdálenosti jde o 488 až
550 a sedne, po přerušení od nedostatku a = 551, 552-555 pokračoval, zatímco v
pořadí z představení podobný přechod. Tabulka III. konečně vyniká v odpovídajícím
chováním Z mezi limity 64,75 a 78,50 až neporušeného stejné vzdálenosti z od. Jedná
se o hlavní Bestande uzavírá v každé ze tří skupin na začátku a na konci relativně
malého počtu několika hodnot, jejichž vzdálenosti mění nepravidelně, a
jejich z. zejména roven 1: poskytují Endabteilungen s rozptýlené a dar. Ve čtvrtém
panelu, ale krok trvale v nepravidelných intervalech před, a je možné konstatovat, že
pouze menší intervaly častější ve středu, než na koncích rozšířen, přičemž naprostá
většina je z rovno 1. Dá se tedy desky, že hlavní složkou ve stejné vzdálenosti a další
Endabteilungen s rozptýleným v držení a těch, o nichž disperzní celou panelu
nepravidelný liší. Jako zástupci prvního typu, panely mají I až III. uplatnit, druhý typ,
panel IV dar. Oba typy jsou v podstatě odlišné od sebe navzájem, protože bude vidět,
že panely z druhého typu je mnohem rozsáhlejší snížení vyžadují jako ty první,
pokud je jejich léčba bude úspěšná. ]
  [Při definování hlavní zásoby panelu je nyní se však domnívala, že neměl oddělí v
ostrém určitost v Endabteilungen. I když by to mohlo být jakékoliv nejasnosti tím, že
se kužel obličej, že hlavní složka by měla být rozšířena, pokud přesně tak, jak se o
stejné vzdálenosti v rozsahu. Nicméně, to je od počátku jasné, že pokud žádný
významný stanovení by bylo.Vzhledem k tomu, v mnoha případech se může stát, že i
proti doprostřed stolu do stejné vzdálenosti od nedostatku a Disturbed, ještě častěji se
od středu směrem k začátku nebo na konci na chybějící si jednou sérii ve stejné
vzdálenosti a následné, jako ostatně pro I a II, v důsledku nepřítomnosti v = 429, v
tomto pořadí. = true 551. V takových případech, je hlavní složkou by být buď příliš
omezen dodržování výše uvedeného pravidla, nebo se zcela otevřenou otázkou. Na
druhé straně, to je také možné, že při prodloužení mezery, průchod Zumožňuje, ale se
žádoucí jejich vyloučení z hlavního Bestande. Musí tedy být ponecháno na stanovení
hlavních podniků v rámci určité zeměpisné svévole, zpravidla lze nastavit pouze do té
míry, že stejné vzdálenosti z několika hodnot, které nepodléhají významným
narušením a s ohledem na z, alespoň jako celek, růst směrem ke středu by měly být
rozpoznatelné.Tak ale můžete, protože hranice hlavního stojanu pro I 378 a 435, sada
pro II 488 a 555, pro III 64,75 a 78,50, s poznámkou, že tyto limity velmi dobře
umožňují posunutí.]
  [Mimochodem, stejných vzdálenostech plechovky alespoň formálně v případě, že
chybí -li být vyrobeny nedostatek , se z = 0 za předpokladu, být zahrnuty do
panelu. Je to jako vložení prázdného A se nazývá. Například, hlavní složkou I a II,
tímto způsobem po celou dobu ve stejné vzdálenosti, kdy v I 429, II 551 v z = 0,
který zní.]
Jaké další pokrok z. v hlavním Bestande tabulkách I - III se týká, jak již bylo
uvedeno, že růst směrem ke středu je předmětem stálých výkyvů. Nyní však, trvalý
růst a re hubnutí nelze očekávat, protože nikdy nedaří nevyrovnaných
podmíněných. Ale měla by zde jsou pouze příčinou, nezaměnitelný prominentní
periodicity v zajetí zůstávají z nevysvětlitelné. Proto musí být ještě jiný důvod k
rozumu. Stejně tak je zřejmé z následujících pozorování.]
  [V hlavním Bestande části I se vyskytují v průběhu relativní maxima 18, 17 střední
minima, maxima 8 dostanou do takové , reprezentovat celek nebo půl centimetrů,
zatímco žádná minimální, jako poslouchat. Ze 17 vrcholů hlavního skladem II
spadnout 10 až žádný z 16. minima určený Art To je dost ukázat, že při měření lebky
pomocí svinovací metr, což zřejmě znamená, že milimetr byly získány podle odhadu,
celé a půl palce byly preferovány, protože jinak pravděpodobnost podle maximy a
minimy by rovnoměrně na pododdělení centimetr. V nerovnoměrné odhadu, tj. ve
prospěch plných a půl částí stupnice používané, jeden tak najde zdroj opakujících se
nesrovnalostí v cestě , jako je to potvrzeno v tabulce III. Z 19 maxima jeho hlavní
sklad 9 pádu na všechno, 7 půl palce, ze dne 18. minima jsou spojeny pouze 2 hodnot
ganzzolligen, zatímco zbývající ¼ - ¾ hodnoty nebo zolligen patřit].
  [Ty tedy budou mít na pozoru při zpracování distribuční panely z chyb v důsledku
nerovnoměrného odhad a musí být posuzována jeho vyložení příslušným snížením. V
důsledku toho, v závislosti na rozdělení tabulky, období nerovnoměrného odhadu v
odděleních. Totéž je třeba postupovat, například v tabulkách I a II 5-5milimetr, v
tabulce III, o půl palce nebo vyšší po celou dobu palce. Obecně lze říci, je začít tento
hlavní oddělení s hlavním Bestande desky. Jeden pak může najít to výhodné
definovat hlavní prvky tak, že to prostě shrnuje celou řadu oddělení. Pak se tři
hodnoty, například řezaných z panelu Bestande, jak je definováno výše, a o
hodnotách 380 a 434 vybrána jako hranice mezi které nacházejí oddělením prostor
11, jak je uvedeno v samotném panelu.]
  § 52 [Konečně, tam jsou následující, zmínit platné bodů pro každý rozvaděči v
celém svém rozsahu. Každé měření jsou limity na přesnost stanovené tak, aby se
nikdy nepřetržitě postavili, ale v intervalu, jehož velikost závisí na stupni přesnosti
měření, je nutné spustit samostatně. Tento interval se nazývá primární interval a i jsou
uvedeny. To je konstantní pro prodloužení celého panelu, jak je to skutečně
způsobeno pouze stupnice, ne velikostí měřených objektů.]
  [Ve své existence, je třeba se podívat z toho důvodu, že ve stejné vzdálenosti hlavní
složkou v rozvodnic je to možné. Vzhledem k tomu, interval hlavního stojanu není
nic jiného, než je primární i nemůže být dosaženo, ale pouze tak, aby jasněji vyplývá,
tím větší je počet měřených kusů K.-G. - m panelu - je. Primární i je samozřejmě také
pro panely bez hlavní složky z několika hodnot lze vidět přímo. V tabulce IV,
například, že se rovná desátý části e -, di-a = 0,05 cm.]
  [Zásadní význam přítomnosti primárního intervalu je nyní, ale skutečnost, že je
členů Z k , , je to, co se ti béžová psány v panelech ve správném světle. Konkrétně to
může být zřejmé, že je třeba chápat pouze jako zástupce primárních intervalech,
jejichž středy jsou, proto je také z jako non- A, ale spíše než několika určenými
primární vykládány spojených intervalech střídají v druhé rovnoměrně přemýšlet, jak
to postrádá zastavení na jiném designu, legitimní distribuci. Pokud primární intervalu,
který obklopuje nebo obklopuje, je interval poloměru a. se nazývají. Jejich vzájemné
hranice jsou - ½ i a + ½ i , který uzavřete stejný přes celou tabulku navzájem přímo,
tak, že se první hranice z libovolného intervalu s druhým předchozích shoduje].
   [The A - a Z -hodnoty jsou tak vázány prostřednictvím přiřazeného intervalu v
sobě. Pokud toto spojení je přerušeno a jsou považovány a rozumí samo o sobě, takže
je jako nahýjsou odkazoval se na.]
  [Právě vysvětlil členství z. , aby nyní umožňuje přesné geometrické znázornění
distribučních panelů. Konkrétně, srst v ose x a zvýraznění hodnot - ½ i a + ½ i na
poloměr intervaly doprovázel, pak jsou na druhých obdélníků stavět, jehož obsah v
panelu béžové podepsal z musí představovat, v tomto případě může, samozřejmě, jak
rozměr , stejně jako konstrukce z obdélníků jakékoliv měřítko slouží jako referenční,
protože se vztahuje pouze na získat obraz poměrů hodnot tabulky.]
  [Man jak získat, například, následující zastoupení střední části tabulky I:]
                                        Obrázek 1

VIII Snížená distribuční panely.
  § 53 Součástí rozvodnice více přesouvat do úžiny, a tak, aby se menší prostor pro
jejich dokončení, částečně kompenzovat nesrovnalosti ve způsobu jejich hodnoty, a
aby všechny non-Uniformities z odhadu neškodné, některé z výpočtu z určujících
faktorů nebo tzv. prvků K. -G. jednodušší, budete muset přesunout z primárních
distribučních panelů snížena a aby se jim postavit se za ty, a mohou být bez ohledu na
vše vyměnit po určitých vztazích primární tabulky tím, že se sníží, snížené rezervy
panelu, ale ve skutečnosti dávek uvedených vztahů před primární předem, a že je
nezbytné zabývat se jejich způsobu přípravy, jeho podmínek a její cestě obnovy.
  Shrňme nejprve snížení těchto základních panelů v oku, který jako I až III s hlavní
složkou se ve stejné vzdálenosti a Endabteilungen se rozptýlené lze rozlišit. K výrobě
z primární tabulky svého druhu, jen o jednu akcií, jak tomu bylo již výše předběžné
povahy, v § 50, hlavní složkou jejich v odděleních, která ve svém v koloně, což je
stejný počet ve stejné vzdálenosti [je-li to nezbytné, prostřednictvím vložení
prázdné provedena ve stejné vzdálenosti) , tzv. naked obsaženy, a shrnuje Z každé z
těchto sekcí zejména. To platí i omezení i na velikosti celého intervalu, ve kterém je
počet primárních a vůle, včetně jeho poloměru intervalech, shrnout
sníženou z. součet z, které z informací obsažených v redukovaných intervalech pádu,
jako snížená , což snížena z je beizuschreiben, průměr celé holé A nebo, co činí totéž,
průměr extrému holé , která vstoupí do intervalu.
  Lze vysvětlit jako snížení konkrétního oddělení hlavního zásob primární tabulky I,
jako například:


              nazí         380      381       382      383       384
              Hlavním z 2           1         2        3         3
   Součtem primárního z. dostaneme se sníženým Z počtu 11, přičemž
snížená o průměr z pěti základních holé na příslušné oddělení nebo co, protože stejné
vzdálenosti stejné množství na stejné, průměr extrému , 380 a 384, proto je 382, což
snižuje Z = beizuschreiben 11. Hranice snížit i , ale nejsou extrémní holé 380 a 384, a
tím snížit interval není 384-380 = 4, protože i v redukované intervalu poloměr
intervaly ohraničujícím- A s vstoupit, což vede k celé intervalu po jeden a na druhé
straně z hlavního ½ i rozšiřuje, protože se primární i = 1, jako jsou limity snížené
intervalu na jedné straně 380-379,5 = ½, po dalším 384 + ½ = 384,5, a velikost
celého sníženou interval rozdílu mezi dvěma = 5
  Takže zatímco jeden snížena na sebe jako zástupce nejkrajnější primární
nahé A dostane, což vstoupit do oddělení musí být snížena, může to být velikost
sníženou intervalu ne jako vzdálenost mezi dvěma hranice- a GET, ale pouze
rozšíření této vzdálenosti na každé straně o polovinu, tedy celkem asi celé
primární i to je dobře pozorován a nebyly nikde nevšiml, jak ještě všimnout.
  Když n ve stejné vzdálenosti nahou A a tímto ni jsou kombinovány v každém
oddělení primární tabulky, pak je to také i tabulka snížených n časů i primárního
panelu. Nyní, v každém oddělení tabulky I a II každá 5 III 4 kdy porodila obsaženy v
každém oddělení, primární i v I a II, 1 mm, u III ¼ palce, tak i snížených listů v I a II
se rovná 5 mm, v III rovná 1 palec.
  § 54 Proto, jak na základních desek nemusíte přijmout pro snížena a že
snížená o sebe, takže oftmal nastane, když akt připojený povinné snížené z. státy, ale
že na intervalu, jak je uvedeno snižuje se zastoupení, z hodnoty distribuovány které
drží mezi hranice sníženou intervalu, a za předpokladu, že ze základních desek v
podstatě představují celý interval, na kterém její z distribuovaných, jen menší, než
snížený , je v podstatě mezi primární a snižuje jen Relativní rozdíl. Místo snížené A ,
ale může snížených plakety a intervalu budou prezentovány i když to, co je
zastoupena ní, a je dodáván v minulosti současné snížené panelů před jeden a druhý,
po kterém jsem rozdílové desky a panely interval. Jen proto, že z nějakého stručnosti,
dávám přednost většinou formu na panelu dříve, podstatný rozdíl, ale ne
mezi několika desek a intervalové tabulek, a můžete snadno dostat z jedné formy do
druhé, za předpokladu, že sníží na na A - panel je průměr mezích snížení intervalů,
ovšem hranice intervalu, jako v primárních panelech - ½ i, + ½ i jsou, jen to, že v
tomto případě snížena a i v místě primárního kontaktu, jak je samo o sobě Následující
příklady, kde se pokračovalo snižování po zadaném zásadě oddělení na, a vy tímto
učinit následující související se navzájem přijímat interval sloupec a sloupec:


                              Ed       red. Intervaly

                              382      379,5-384,5
                             387     384,5-389,5
  Nyní jsme v našich příkladech, redukce na stejných principech pokračovat přes
tabulky I nadále jsme se k sobě řádně následující snížena na- a interval tabulky:
                      a          Intervaly            z

                      382        379,5-384,5          11
                      387        384,5-389,5          25
                      392        389,5-394,5          31
                      397        394,5-399,5          40
                      402        399,5-404,5          54
                      407        404,5-409,5          63
                      412        409,5-414,5          64
                      417        414,5-419,5          57
                      422        419,5-424,5          47
                      427        424,5-429,5          22
                      432        429,5-434,5          18
  Je vidět, v tomto případě, že intervaly snížené plaku vybočením druhé hranice
každého intervalu s první hranice intervalu po sobě navzájem tak blízko, jak je daný
interval mezích základních desek (viz § 52).
   Ale ne všude najdete jinde interval limity na předchozí pravidla správně nastavena,
ale zanedbání poloměru intervalech omezení a snížení oddělení dokonce, stejně jako
celou řadu omezení, v opačném případě odhadnutelnému belgického
Rekrutenmaßtafeln, ale zatím se zdá oprávněné, neboť zkušenosti přímo ale pouze to
hranice, jsou, odkud můžete snadno projít s ohledem na obnovu panelů na reálných
mezích intervalu, ale to by se zdálo vhodnější, jen aby skutečné limity i po předchozí
vlády v panelech. Pokud je název hranice intervalu se stalo v belgických grafech u
našich stolů, bychom v našem předchozím příkladu, je nutné umístit spojovací panel
s intervalem panelu:


                             a      I ntervalle z

                             382    380-384      11
                             387    385-389      25
                             392    390-394      31
                                                            atd.
  Však dochází na nás zde rovná neprospěch tomto zápisu naopak, že intervaly
nejsou blízko u sebe, ale nechat mezery každé jedné jednotky mezi nimi, ve které
však, i rozsah ve skutečnosti, o kterém je tabulka není odpovědnost. Nicméně, to
vyvolává toto zlo, a proto může poukázat na to, že si shodou okolností tyto limity
pomocí kreslení hranice po sobě jdoucích intervalů ho do tabulky belgické dimenze.
  § 55 To, co máme nyní vorstehends vysvětlil na příkladu Schädelmaßtafeln, se
bude vztahovat na všechny tabulky použít podle toho, co jeden hlavní složku s
ekvidistantní mít. Ale my jsme tuto aplikaci na Studentenmaßtafel III, jak je tomu
nepříjemnosti, které lze zabránit pomocí metody musí být uvedeno způsobem, který
jsem sdílel s redukčním Z chcete volat.Jsme nás držet vysvětlit prvních dvou částech
hlavního skladem primární tabulky III. Jsou to:


        Naked       65.0 65.25 65.5        65.75 66.0      66.25 66.5   66.75
        Primárníz 6       3       5        5     8         6     9      19
Kde i = 0, 25 palců.
   Pokud snížíme těchto oddělení se podle dřívějších pravidel na čtyřnásobek primární
i, získáme následující s velmi nepříjemné zlomeniny náchylné , a interval tabulka:
                                                                 snížený
                    a          Intervaly              z

                    65,375     64,875 - 65,875        19
                    66,375     65,875 - 66,875      42
Ve skutečnosti, snížená o = 65,375 průměr primární omezení 65 a 65,75 a na snížení
meze intervalu 64,875 a 65,875 ar rovná snížení a = 65,375 ± polovina snížené i
  [Pro řešení této nepříjemnosti, na vědomí, že hlavní složkou tabuli s
ekvidistantní není v ostrém vymezení Endabteilungen s roztroušené dárky. Tak by
mohl hlavní složka tabulky III namísto 65,0 i s 64,75 nebo po vložení prázdné může
začít s 64,5 a 64,25. Takový posun hlavního stojanu pro jeden, dva nebo tři celé
primární i nepovede k cíli, protože i po přesunu, jak snížené bude a stejně jako limity
na snížení intervalu ve středu mezi dvěma sousedními primární pokles a po je stále
předmětem nepříjemné zlomenin. Poznámka: dále je, že, jak již bylo několikrát
uvedeno, z panelu, není béžová podepsaný napřímo, ale na celém intervalu
poloměru a. je distribuován. Je tedy přípustné, primární i podíl, a dílčí intervaly
poměrné podíly v z. které mají být převedeny. Zejména, hlavní z nich i polovinu tak,
aby namísto intervalu s mezí - ½ I, A + ½ i dva intervaly s hranicemi - ½ I, A a + A,
A ½ i kontakt, ke každému z ½ z poslouchal. Ten se děje v primární tabulce III,
získáme, například, místo toho, aby:

                                                                 především
                              Intervaly           z

                              64,875 - 65,125     6
                              65,125 - 65,375     3
                              65,375 - 65,625     5
                                                                 atd.
následující interval patří k sobě a z -series:
                                                              primární (poloviční)
                                 Intervaly         z
                                 64,875-65,0       3
                                 65,0-65,125       3
                                 65,125-65,25      1.5
                                 65,25-65,375      1.5
                                 65,375-65,5       2.5
                                 65,5-65,625       2.5
                                                                   atd.
Přesune vás teď hlavní složku namísto celku kolem půl primární i, a totéž je povoleno
začít s 65,0 namísto 64,875, které hodnoty interval limity a ne střední-hodnoty,
získáme následující a- a interval tabulky:
                                                                   snížený
                             a       Intervaly         Z
                             65.5    65,0-66,0         20
                           66.5 66,0-67,0          41.5
Je povoleno, ale hlavní složkou s 64,5 začátku jako interval hranici, dostaneme:
                                                                   snížený
                             a       Intervaly         z
                             65.0    64,5-65,5         15.5
                            66.0 65,5-66,5           26
  Tímto způsobem, tím, že posune a rozdělení intervalů, je vždy možné dosáhnout
tím, že alespoň v intervalu mezních hodnot nebo několika hodnot z redukovaného
panelu být celé číslo, pouze v případě, že snižuje I základní jednotku nebo násobek se
rovná stejný.]
  § 56 Ale jsou tu i tabulky, jako je tabulka IV pro uši žita, jejíž rozměry rozptýlit po
celém stole velmi, kde hlavní složkou se ve stejné vzdálenosti a neexistuje priori a
vyrábět pouze stěží proveditelné zapojení nespočet prázdný mohla být . Pak budete
muset postupovat následujícím způsobem.
  Za prvé, jeden má (60 §) musí být vypracovány v souladu s aspekty
brzy rozhodnout o tom, jak velký i vy chcete snížit. Do nahehin pravidelného
průběhu hodnot z. získat, budete se podílet na našem panelu se i nesmí jít pod čtyři
jednotky. Nyní se zase do prvního primárního A = 42,9 stále patří v první snížené
interval, ve kterém se první hranice co nejvíce dozadu, že tento cíl je dosažen, co je
dost, první hranice první červené. Interval = 42 přijmout do té doby 42,9 v prvním
intervalu 42 - 46 kapek 1) . Snížená z tento interval je pak součtem primárního Z , v
intervalu 42 -. pokles 46, to znamená, že 1, červená , střední 42 až 46, která je
44 Druhá červená. Interval je dále 46-50, znovu worein pouze z spadá, tedy
červená. z = 1, tak o tom, co je a priori snižuje v následující tabulce:
                                                                snížený
                            a       Intervaly     z

                            44      42-46         1
                            48      46-50         1
                            52      50-54         1
                             56      54-58         2
V případě, že interval hranice náhodně s na časové shodě primární tabulky, pak pouze
polovina primární Z této se snížené Z se interval druhou polovinu Z (např. po metodě
dělená Z ), patří do sousedního intervalu.

 1) Za  stejným účelem můžete také vrátit ještě dále s první hranici, do 41, do 40, do
39, kde je první intervaly budou respektiv 41 až 45, 40 až 44, 39 až 43. V každé z
nich, ale poklesla 42,9. Toto snížení se různé vrstvy, které se poté, ale alespoň
dostačující pro již 42 jako první interval hranici pro tento účel.

   § 57 Nyní se zaměříme na rozvodnic, jako je I, II, III zpátky ve kterém hlavní
složkou se ve stejné vzdálenosti od z Endabteilungen s rozptýleným sloupci A lze
rozlišit, je třeba ještě určit, jak se vypořádat s latter. To lze provést dvěma
způsoby. Buď ) jeden dělá si na Endabteilungen přepnutím prázdný ekvidistantně
dobře, jako je tomu v hlavních divizí, a snižuje se poté podle předchozích zásad,
protože pak již není v principu neliší od hlavních oddělení, nebo β ) si je snížení o
Endabteilungen přerušena, ale je spokojená s Bausch informací o něm. Druhá metoda
je, co vidím, zatím jen obyčejný, ale bývalý vhodnější z důvodů, proč být uvedeno a
budoucnost mě následoval sám.
  Tak vidíme všude podle postupu Β s Pracovní mírou) snížena hlavní Bestande údaj
Bausch počtu rozměrů předcházejí, které jsou menší než první hranice snížených
velkých podniků, a uzavírají tabulku s použitím označení Bausch počtu rozměrů,
která je větší, než druhá hranice snížené hlavní podniky jsou bez specifikace těchto
rozměrů: načež, ale neměla by být omezena, protože jste stále ústřední hodnotou, ale
nemůže určit aritmetický průměr pak, nemluvě o dalších nevýhod, ale spíše by, pokud
vůbec na to, aniž by provedl snížení ze strany Endabteilungen kromě součtu počtu
dimenzí, jsou také zobrazeny na součet hmotností samotného, který je obsažen v
Endabteilungen spíše nevhodné, kdo je přidat primární extrémy. Tak, máme na mysli
to jak Vorzahl V a Vorsumme V , číslo ( ∑ z ) a součet ( ⊕ az ) z primární , které jsou
menší než první limit snížené hlavní stojan, na druhé straně, jak je Nachzahl n a
Nachsumme N , počet a součet primární , které jsou větší než druhý hranice pro tuto
populaci, jako E , a E " nejmenší a největší kolem primární tabulce vůbec, takže je
snížena hlavní složkou, ani s uvedením V , V , n , N , E , , E " doplněk, který z nich
dělá tabulka užitečnější, ale samozřejmě je to ku prospěchu stručnost, jen čistá β ,
ztrácí dotačního procesu.
  Metoda ) je nejen metodické, pak může být snížení celého primární tabulky, aniž
by vždy poněkud svévolné rozlišování mezi hlavní složky a Endabteilungen a bez
doplnění posledního druhu na stejném principu provádět, ale přísně vzato jen
zlevněné desky vhodné pro distribuci, které mají být z účtů.
   Pokud bych jít podle tohoto principu, redukce na i = 5 mm ve všech panelů I a II, s
přihlédnutím, přepnutím prázdné a nejen na , aby se celá tabulka ve stejné
vzdálenosti, ale také na první primární sílu tolik vyprázdnit se pustit dříve, než že
první primární (v I 368, v druhé 481) ještě spadá do prvního snížení intervalu, takže
si můžete splnit tuto podmínku, v závislosti na zvolené vrstvy redukce 1, 2, 3 nebo 4
prázdný pokračovat opustí a bude, pokud je to dovoleno pokračovat, například dvě,
první prázdnou A psát doplněné oddělení primární tabulce I, která zní:



             primární 366 367 368 369 370 371 372 373 374 375
             Hlavnímz 0         0   1   0   0 2           0   0   0   0
                                            atd.
  První red. Interval se dále, s ohledem na poloměru intervalech primárního limitu ,
366 - ½ do 370 + a půl, tj. 365 ½ - 370 ½, druhá 370 ½ - 375 ½,. Red prvního
intervalu 368 jako centrum 366-370, druhá 373 a sečtením primární z. sníženou
získané pro každé oddělení Z je první divizi 1, druhý 2, která je snížena jako na
začátku panelu:
                                        snížený
                            a       Intervaly         z

                            368     365,5-370,5       1
                            373     370,5-375,5       2
                                          atd.
Proto jsme na palubě první dva prázdnou II a doplněné oddělení muset napsat toto:


             primární 480 481 482 483 484 485 486 487 488 489
             Hlavnímz 0         1   0   0   2     2       1   0   1   2
dále jen začátek snížené tabulky:
                                        snížený
                           a      Intervaly             z
                           482    479,5-484,5           3
                            487    484,5-489,5       6
  § 58 Nyní pojďme dělat toto snížení v průběhu celého panelů I a II, získáme na
základě omezení formě několika sníženou desek následující tabulky, z nichž každý je
velmi užitečné pro budoucí použití kolony S , je připojen, což vyplývá ze
skutečnosti, že Z tohoto z kolony od začátku až do (včetně) na na sloupec, který
příslušná S , je vybaven, k tomu dodává:
                Snížení primárních panelů I (svislý) a II (horizontální rozsah) s
                                    červenou. i = 5 mm.
                                           I II
            a       z       S,                    a         z    S,

            368     1       1                     482       3    3
            373     2       3                     487       6    9
            378     5       8                     492       10   19
            383     17      25                    497       13   32
            388     24      49                    502       30   62
            393     36      85                    507       28   90
            398     41      126                   512       52   142
            403     59      185                   517       50   192
            408     65      250                   522       60   252
            413     65      315                   527       53   305
            418     51      366                   532       39   344
            423     40      406                   537       43   387
            428     17      423                   542       30   417
            433     19      442                   547       14   431
            438     4       446                   552       12   443
            443     2       448                   557       3    446
            448     2       450                   562       1    447
                                                  567       2    449
                                                  572       0    449
                                              577     1       450
  Porovnání nad sníženými desek s primární, ze kterých pocházejí, jsou následující
pozorování mají obecnou působnost příležitosti.
  Chápu, vůbec pod pravidelným swingu Z takové, že používá vzestupně růst bez
přerušení sestupně maximálně, a odtud k odstranění, ale také nepřerušená tím opět
stoupá, chtěli dát hladký distribuční křivka ve smyslu § 17, tak zobrazit všechny
snížené panely na první pohled proti primární, od kterých jsou odvozeny,
nejvýraznější výhodu pravidelnosti. A teprve po průchodu hodnot snížením alespoň
kolem středu se stal pravidelným základem, budu mluvit o stejné z legalismu, totéž
lze určit, nebo zvážit voraussetzliche zákonnost ní.
  Že jsem dva sousedící stejné maximum- Z ukazuje jen stane, a je pravidelným
způsobem, není v cestě, jako by tomu bylo v případě, že by střední a menší z. byli
rozvedeni. II má, jako obvykle, pouze maximální z. . Sledoval blíž, já se zobrazuje
pouze na jednom konci menší výjimka k běžným způsobem, za předpokladu, že z =
17 a 19, jejich velikost by musel vyměnit správně postupovat, a málokdy chybí na
koncích celou cestu až do takových malých nesrovnalostí bez ohledu na využití
panelů mnohem přijde na to, a ještě více, když ty v oblasti nejhustší A, tj. to, co je
největší z má konat, a chápeme stručnost na jádro panelu je nejhustší A s jeho dvěma
vyšší a dvě menší soused- , takže budeme mít s výhodou volat na toto jádra
pravidelnosti najít potvrdil uspokojivé sbližování naše běžné zákony distribuce. Nyní,
zatímco jádro I, která z důvodu dvojitého maximální z. šest dostačující prodlužuje,
stav pravidelnosti, která je směrem nahoru s ohledem na druhé (podle menších
rozměrů až) není tento případ, a také sleduje dolů číslo 43 v pořádku s ohledem na
mezní počet 39 jádra.
  Poté, lze konstatovat, od samého počátku, že tabulka II pro horizontální míry
normální režim distribuce přidat méně a budou méně vhodné pro čestného slova
běžných zákonů, ve znění tabulce I pro vertikální rozsah.
  § 59 Ale teď je to dost pro všechny, panel I a II na dvojnásobek i jako dříve, spíše
než snížit na 5 mm do 10 mm, aby se dvě tabulky, bez výjimky, pravidelně, což může
být velmi snadno provést vámi postupně o pro i = 5 mm snížená panely na svých
prostředků a jejich spojené z sjednocený součtu. Pokud se tak děje se pomocí panelu I
(§ 58) shora, zůstává vzhledem k nepárové počtu holé tuto tabulku, = 448 se z L = 2,
ale brání cokoliv, co panel pokračovat trvale přes 448 kromě toho, přidáním do
jedné = 448 5 mm větší = 453 s z = 0 dodává, Střední 448-453 pak sníží a = 450,5 s
snížen z = 2 Ve skutečnosti, je možno získat následující panely:
                                 Tabulky I a II, k i = 10 mm snížen.
                                         I II
        a         z          S,                 a         z            S,

        370.5     3          3                  484,5     9            9
        380.5     22         25                 494.5     23           32
        390.5     60         85                 504,5     58           90
        400.5     100        185                514.5     102          192
        410.5     130        315                524,5     113          305
        420,5         91        406               534.5   82         387
        430.5         36        442               544,5   44         431
        440,5         6         448               554.5   15         446
        450,5         2         450               564,5   3          449
                                                  574,5   1          450


  Z předchozí tabulky, budete na stejném principu, až i = 20 mm lze odvodit
sníženou panelu, tak na to, co říkám, že jednotlivé kroky snižování. S každou novou
etapu redukce snižuje desku, dokud poslední z jedné červené. A s jednou
červenou. z. přijde.
  Chcete-li to jen pro tabulky I, získáme na snížení respektiv 20, 40 mm, & c. ze
snížení pro i = 5 mm po několika panelů:
                            20 mm 40 mm 80 mm 160 mm
           a      z         a         z       a       z        a       z

           375,5 25         385,5 185         405,5 448        445.5 450
           395.5 160        425.5 263         485.5 2
           415,5 221        465,5 2
           435.5 42
             455,5 2
A tak je to vůbec, pokud na snížení na daný i není pravidelný průběh hodnot ani z. je
získat tím, že zvyšuje i dorazit jako nebo, ale může přiblížit stejný. A jak snadno se
vzít v úvahu, je stejný od začátku možnost redukce na jiné velké i Mohli bychom mít
na I a II, primární i v první fázi snížení o více nebo méně než pětinásobek, na III o
více či méně než čtyřikrát imůže zvýšit tím, že více či méně stejné vzdálenosti (nebo
vložením prázdné a ve stejné vzdálenosti vyrobený) primární společně vzal. Takže
tam jsou aspekty, které mohou určují výběr v tomto ohledu. Zcela obecně a pevná pro
které prezentují každý konkrétní případ nyní není příjemné dávat, ale nastavit
následující, což může omezovat svobodu volby až do určitých mezí a pravidel.
  § 60 Tam je určitý rozpor mezi výhody a nevýhody zvýšení nebo snížení, i místo. Z
některých úhlů pohledu je velmi výhodné, že i udržet tak malé, jak je to možné,
protože orání podle výše (§ 5) diskutovat o ideální distribuční zákony, přísně vzato, v
tomto případě vyžaduje, a v tomto ohledu si zaslouží i primární tabulky přednostně
na kteroukoli snížen, vždy násobkem základního i obsahuje, ano, bude nejlepší, když
jednou jsem dokonce snížit na nekonečné malosti primárního panelu, který se
samozřejmě nemůže. Také následující okolnost přispívá, ceteris paribus redukce pro
malé i raději nechat snížení na větší. Je-li skutečnost, že na daný písemné
číslo z vlastně poslouchal celý interval, který v primárních a nižších panely s
velikostí i je rostoucí třeba zvážit při určování požadované prvky, takže musí být to,
co později (kapitola IX) provést interpolaci příslušného intervalu jsou přijata na
pomoc, a vy budete muset pravděpodobně držet intervaly tak malé, že je dostatečný s
jednoduchou interpolací, pro kolektivy by bylo prakticky téměř nemožné, pokud si
určit všechny prvky a srovnání mezi výpočtu a pozorování interpolace by všechny
dohnat druhý rozdíly. A i když jsem se určit metodu, která později, jsem využil toho
obecně poté, co jsem použila omezení na proměnných i odvetné výhodu dokázal
získat jim to utrpení použití a úzkostlivost prezentace.
   Naopak, úprava zvraty, k nimž pravidelný průběh Z zasahují do základního panelu
a jsou srovnávání s zákonem požadovaného pokroku v cestě, ale pouze redukci a tím
zvýšit z ijsou získány, a ne příliš velký i poškození v tomto ohledu mnohem méně,
než příliš velké nesrovnalosti. Poté budete dělat to nejlepší ve všem, že i tak velký, a
přesto není třeba brát větší než běžný přechod probíhá alespoň v jádru snížené
tabulky, za nesrovnalosti ve způsobu, jakým vnější malý z vůbec mají, a stanovení
prvků zákonné podmínky nijak výrazně rušivým vlivům. Kde teď ale, stejně jako u
našich prvních tří vzorových desek, ani ty dojít k nesrovnalostem kvůli nevyvážené
nepředvídané kvůli nerovnoměrné odhadu, ani se zvláštní dodatečnou podmínkou,
že i není menší, a proto je shrnout počet ve stejné vzdálenosti nesmí být méně než
období nerovnoměrného odhad odpovídá, a rozšíření i dělá to pro celý Multiplis,
protože pouze za tohoto stavu o úpravě došlo k chybě v důsledku nerovnoměrného
odhadu se očekává. Nyní zapněte měření lebky z tabulky I a II v souladu s § 51,
maximální rozměr, z po každých 5 postupující do 1 mm , se studenti rekrutuje
rozměry tabulce III jsou 4 progresivní o 0,25 palců opět primární tabulky, tak může
snížení na nejmenší místo, stejně jako i v I. a II pouze na i = 5 mm, u III se stalo jen
na 1 palec, jako je ta v tabulkách (§ 58 a § 62), je případ, na větší i , ale reagovat, by
jste jediný případ, kdy to ještě není pravidelný průběh z. by být snížena dosáhnout.
  § 61 I když se nyní zjistit důvody neměla žádné důvody k postupovat se
zpracováním naše vzorové desky na těchto vyšších úrovních snížení, to může ještě
mít zájem vidět na stejný, jak daleko vůbec z takového pokroku změna prvků je třeba
očekávat, a dám dále v první řadě pro následující tabulce I. Tabulka klíčových prvků
v závislosti na jejich odvození z různých úrovní snížení. Stanovení D p se provádí z
důvodu jejich úzkostlivost pouze pro první dva kroky ke snížení. Po změně hlavní
hodnoty samozřejmě měnit v závislosti odchylka funkce, u , u a p , dříve (§ 10 a §
33), které jsou definovány, z nichž μ ' , μ , , m ' , m , s Zuziehung celkový počet m v
dané způsob, jak je uzavřít. Odvození m ' , m , a tedy u , stejně jako e ' , e , je
kdekoli od D p , ale ne z D i stalo se. Které vyplývají z primární tabulky A , to
znamená, že 1 je uvedena v nadpisu. Všechny prvky jsou odvozeny podle tzv. ostré
způsob Kap.IX a X pomocí jednoduché interpolace intervenčního intervalu. Jsou
zcela odpovídá všechny další následující tabulky prvků pochopit.
       Prvky z tabulky I, v závislosti na odvození různých úrovní snížení .
                             E = 1 mm, m = 450, 1 = 408,5.

           já      5E            10 E           20 E             40 E
           2       408.2        408,1          408.2            409,2
           C2      408.6        408.6 2)       409.1            411.6
           Dp      409.7        410.1          -                -
           Di      410.5        409.8          410.6            414.7
           u       + 10         +12            + 20             + 31
           u       - 29         - 40           -                -
           e,      11.9         12.4           -                -
           e′      10.4         10.4           -                -
           p       0.74         0.75           -                -


 2) Mohlo by se zdát jako chyba, že C 2 pro i = 10 úplně stejnou hodnotu
jako i přijaté = 5. [Zde se míchá, ale skutečnost, že interval, ve kterém C 2 spadá pro i
= 10, je dvakrát tak velký Z má jako interval, ve kterémC 2 pro i = 5 pádu, jak je
uvedeno ve stejné dva sousední maximální Z etapa snížení i = 5 je splatná.]
  Je vidět, že, na rozdíl od posledního zde stupeň redukce za to, i = 40, kde snížená
panel zmenší na tři hodnoty se liší pouze tím, hlavní hodnoty, v závislosti na fázi
snížení, který se zanedbané a náhodně průsvitné velikosti od sebe navzájem,
přičemž U , U , a proto, μ , , μ ', m , , m " jsou významné změny, po které je možné
vyvodit, že, je-li pouze stanovit základní hodnoty, a to záleží na stupni redukce, v
případě, nejen na nejvyšší stupňů jde s ním, zatímco rozdělení faktur musí být
výrazně influiert z kroků ke snížení, a budete tedy dělat dobře z tohoto důvodu,
pravděpodobně, pokud se použije, sledoval s vypočtenou distribucí porovnat na
nejnižší možnou úroveň, která je stále pravidelnou distribuci v jádře mají zůstat
stát. V případě, že nízká úroveň není nyní podle zvážení na příkladu známé
nerovnoměrným odhadu splatnosti, stejně jako v tabulce I, II a III, kdo není vázán,
první vybrán izdvojnásobení jen přístup za účelem pravidelného jádra, které pouze
formální výhodou je, že si prostě nemůže pocházet z předchozího nižší úrovně na
vyšší úroveň. Ale pokud se prostřednictvím pravidelného jádra slabší snížení než
zdvojnásobení předchozí i může dostat, takže nebudete uchýlit se k tomuto zdvojení,
ale pak se vrátit k odvození příslušného snížení na primární tabulce.
  § 62 Chcete-li vidět, jak se tyto výsledky s ostatními K.-G. opět v rámci jiných
podmínek, odbočíme z tabulky I, která pro lebečních rozměrů s m = 450 je
považován 3) k tabulce III pro studenty rekrutuje rozměrů s m = 2047.

 3) Tabulka II budu pokračovat, a to nejen proto, že představuje analogických
podmínek jako já, ale také proto, že nabízí z důvodu nesrovnalostí v jádrech
primárního panelu méně bezpečné Anhalt.
  V tabulce I, jsme byli nuceni chováním nerovnoměrného odhadu, primární i = 1
mm v první fázi až pětkrát na snížení, v tabulce III jsme se drželi stejného důvodu,
primární i = 0,25 palce až čtyřikrát , tj. snížení 1 palec, který z výše uvedeného § 55
je uvedena v podstatě proces se společným z je aplikován. To je, když jdeme ven s
takovou situací první redukční 4), že stejný dojít bez porušení, následující distribuční
panely a prvky.

 4)   Schopnost různých redukčních vrstev je dále diskutován.



                          Na různých úrovních snižuje Plate III.
                            E = 0,25 palců, m = 2047, 1 = 71.77.
                             i = 1 palec          i = 2 palce             i=4
palce                 i = 8 palců
         a     z            a        z        a       z            a        z

         60    1            60.5     1        61.5    1            63.5     98.5
         61    0            62.5     0        65.5    97.5         71.5     1815
         62    0            64.5     17.5     69.5    823          79.5     133,5
         63    0            66.5     80       73.5    992          87.5     0
         64    2            68.5     280      77.5    129,5
         65    15.5         70.5     543      81.5    4
         66    26           72.3     626.5    85.5    0
         67    54           74.5     365.5
         68    108          76.5     113
         69    172          78.5     16.5
         70    253          80.5     3
         71    290          82.5     1
         72    330.5        84.5     0
         73    296
         74    223.5
         75    142
         76    75
         77    38
         78       13
         79       3.5
         80       2
         81       1
         82       0.5
         83 0.5
           Prvky tabulky III podle vycházející z různých úrovní redukce .
                               E = 1 palec, m = 2047, 1 = 71.77.

              já        1E              2E           4. E            8E
              2         71.75           71.76        71.77           71.64
              C2        71.81           71.83        71.91           71,58
              Dp        71.99           72.06        -               -
              Di        72.04           71.98        72.16           71.54
              u         + 39            + 41         + 70            - 29
              u         -120            - 147        -               -
              e,        2.16            2.26         -               -
              e"        1.92            1.96         -               -
          p          0.75           0.77        -           -
  Jak můžete vidět na této tabulce potvrzují závěry vyvozené z kroků ke snížení na I-
zkratem.
  § 63 Co Tabulka IV týkající se Roggenähren s m dorazí = 217, takže jsem prošel
několika studiích zjistili, že aby se dospělo k pravidelným jádrem, není dobře za
sníženého i = 4, Emůže jít dolů, kde e = 0,5 cm je, a to, na začátku panelu se
sníženou a = 42, jsou tyto výsledky:


                            Na různých úrovních sníží panel IV
                               E = 0,5 cm, m = 217, 1 = 86.54.
                               i=4E             i = 8 E i = 16 E i
      = 32 E
     a        z         a         z             a        z               a    z

     42       1         44        1             48       4               56   26
     46       0         52        3             64       22              88   176,5
     50    1          60      8                80      85            120   14.5
     54    2          68      14               96      91.5
     58    3          76      35               112     14.5
     62    5          84      50
     66    6          92      51.5
     70    8          100     40
     74    15         108     13
     78    20         116     1.5
     82    25
     86    25
     90    32
     94    19.5
     98    24.5
     102 15.5
     106 10
     110 3
     114 1.5
     118 0


 Z toho jsem obsah odvodit pouze základní hodnoty, které také vykazují velmi
malou změnu, v závislosti na fázi redukce.


                  Hlavní hodnoty tabulce IV po snížení na různých úrovních .
                            E = 0,5 cm, m = 217; 1 = 86.54.
            já     4. E             8E          16 E          32 E

            2      86.48            86.67       86,67 5)      86.30
            C2     87.60            87,60 5)    87.53         86.96
            Dp     90.25            -           -             -
            Di     89.44            88.76       89.25         87.41
 5) [shoda hodnot A 2 pro i = 8 a i = 16, stejně jako C 2 pro i = 4 a i = 8 je vzhledem
k povaze tabulky IV takto, podobnost dvou 2 od něj , že se v redukčním stupni i = 8,
součet první, třetí, pátý Z atd. náhodně se rovná součtu druhé, čtvrté Z je a podobně,
přičemž equinumerous z kroku i = 4 (pro A = 82 a 86), totožnost dva C 2 stav.]


  § 64 Mezitím, kromě výběru mezi kroky ke snížení jsou na již uskutečněné jedné
poznámce dále na výběr mezi dokumenty snížení.
   Rozdíl zásad snížení na základě skutečnosti, že v závislosti na tom, zda výstupní
hodnoty ko-podniku na primární holé a změny, snížená panel selže jinak. Vezměme
to nejprve z hlediska hlavních složek primární tabulky I. shromáždění pak začala v
příkladech § 53 se první a = 380, první hlavní oddělení, a my jsme byli tak
sníženy na 382 se snížila z = 11Podívejme se nyní důsledně tak dávno, takže snížení
je druhá hlavní rozdělení pěti nahý 385, 386 FLG se sníží o = 387 s redukovanou z =
25 dát. Nyní, nicméně, nic nebrání tomu, začátek spolupráce podniku pěti
holé a A předem, čímž se sníží další oddělení nastat, a to se zastavit u prvních dvou:


             nazí       381 382 383 384 385 386 387 388 389 390
             Hlavním 1         2   3   3    8    2    6    4    5      7
             z
z čehož vyplývá:
                                                                snížený
                         a         Intervaly          z
                         383       380,5-385,5        17
                         388       385,5-390,5        24
                                                                atd.
  To je, jak vidíte, jiný panel z hlavních podniků snížených než ten předchozí, který
především v = 380, sníženého s 382 vyvýšené, namísto této primární s 381, sníženou
s 383 vleky.Dále jste mohli také místo s primárním a navýšení = 380 nebo 381,
výtahu s 382, 383 nebo 384, a pouze tehdy, když jsme se start s 385, měli byste se
dostat do první redukční způsobem tím, počínaje 380, s 385 počínající zahrnuje
pokračování.
   V celku, jako mnoho pozic snížení je možné, jako počet primárních A nebo jsem je,
ve kterém i bude krok snížení shrnout. Jestliže se nyní I v prvním redukčním stupni k
i = 1 mm z primární tabulky i = 5 mm se zvyšuje, zde pět vrstev snížení je možné,
snížit na 10 mm deset vrstev by bylo možné, atd. Když se ve smyslu metody )
primární Endabteilungen doplněním s prázdnou a léčbě v jednotném spojení s
odděleními, příslušný počet vrstev snížení rozšiřuje se na to.
  V zájmu co největšího využití k možnému snížení vrstev daného kroku redukce,
máme nejen rozdíly mezi primárním A od prázdné a doplněk, ale také za první
síly a tak daleko a v mnoha směrech s prázdnou a návratu, že první použitelná stále
nižší dohromady zvýšení je soběstačný, tj. na pět možných poloh v závislosti na
poloze, respektive s čtyři, tři, dva, s prázdnou Takže jsme v TafelI, kde 368 první
síla se z = 1 je dát do první vrstvy:


                            a    364 365 366 367 368
                            z 0        0 0    0      1
s červenou. = 366 jako centrum 364-368, a. red. z = 1 jako součet červené. Interval
obsažené Z , v druhý tlačí vpřed s A :


                            a    365 366 367 368 369
                           z 0        0     0    1      0
. Že červená = 367, červená. = z 1, a c, které provádí, jsou následující pět vrstev:
                            Tabulka I (svislý) snížení pěti vrstev
                                s i = 5 mm, E = 1 mm; m = 450
                a    z     a     z     a     z     a     z     a     z
                366 1      367 1       368 1       369 3       370 3
                371 2      372 2       373 2       374 1       375 1
                376 2      377 3       378 5       379 5       380 7
                381 9      382 11      383 17      384 18      385 22
                386 23     387 25      388 24      389 29      390 30
                391 28     392 31      393 36      394 33      395 33
                396 45     397 40      398 41      399 49      400 55
                401 47     402 54      403 59      404 55      405 50
                406 60     407 63      408 65      409 66      410 73
                411 65     412 64      413 65      414 62      415 52
                416 60     417 57      418 51      419 53      420 55
                421 44     422 47      423 40      424 39      425 35
                426 34     427 22      428 17      429 13      430 12
                431 13     432 18      433 19      434 16      435 14
                436 10     437 5       438 4       439 4       440 5
                441 5      442 5       443 2       444 2       445 2
                446 2      447 2       448 2       449 2       450 1
  Pro odlišení různých vrstev, by měla být chápána něco označení na začátku snížené
tabulky, tj. z nejmenších snížena na nebo snížené E , působí, které z tohoto důvodu
první z výše snížení vrstev podle E , = 366, druhý o E , = 367 k označení tak dále.
  [Efekt vrstvy snížení na hodnoty prvků je uveden v následující tabulce:]

                Prvky tabulce I (svislý), po snížení na pěti různých pozic.
                           E = 1 mm; i = 5 mm, m = 450; 1 = 408,5.

               E, 366       367     368    369    370     Prostředek

               2    408.6 408.7 408.2 408.5 408.6 408.5
               C 2 409.1 409.1 408.6 408.9 409.1 409.0
               Dp 410.7 410.5 409.7 410.4 410.3 410.3
               D i 411.0 410.1 410.5 410.2 410.1 410.4
               m , 246      244     240    244    242     243
               m ' 204      206     210    206    208     207
               e, 12.3      12.1    11.9   12.1   12.1    12.1
               e ′ 10.2     10.3    10.4   10.2   10.4    10.3
               u    +13     10      10     +11    +16     +12
               u    - 42    - 38    - 30   - 38   - 34    - 36
               p    0.76    0.78    0.73   0.79   0.71    0.75


  Všimněte si, že 1 z primární tabulky, která se rovná 408,5, a že 2 tohoto dokumentu
pro všech pět vrstev, a proto se liší jen nepatrně od sebe, ale v průměru se
všemi A 1 hlasování.Stačí ukázat, že další hlavní hodnoty v závislosti na jiném místě,
pouze malý rozdíl, poněkud odlišné pro ilustraci chyb a variance postavy částky a
následné průměrné odchylky.
   Ale vy už můžete všimnout, že tak málo hodnoty , C, D rozlišit ve stejné situaci,
ale oni se vyskytují ve všech principech snížení ve stejném pořadí. Konkrétně, D je
větší než a Cklesá mezi dvěma hodnotami, jak vyžadují zákony asymetrie. Asymetrie
již dochází tím jasně, že všude m , > m ′ je, to ano, ale také splňuje použitelné pro
případ požadavku asymetrie, že p = ( D - C ): ( D - ) = ¼ velmi přibližná π = 0,785 je.
  § 65 I když jsme teď v takové podobě na základě zvýšení základního panelu I i na
pětinásobek být dána možnost pěti různých panelů snížení, protože jsme získali v III
zvýšit na čtyřnásobek možností čtyřmi vrstvami snížení.
                        Tabulka III snížení čtyřech vrstvách
               S i = 1 palec; E = 1 palec, m = 2047.
a      z         a        z             a    z       a        z

59.5   0.5       59.75    1             60   1       60.25 1
60.5   0.5       60.75    0             61   0       61.25 0
61.5   0         61.75    0             62   0       62.25 0
62.5   0         62.75    0             63   0       63.25 0
63.5   1         63.75    2             64   2       64,25 4
64.5   8         64.75    11.5          65   15.5    65.25 18.5
65.5   20        65.75    22.5          66   26      66.25 35
66.5   41.5      66.75    43.5          67   54      67.25 60
67.5   72        67.75    94            68   108     68.25 123.5
68.5   137       68.75    151.5         69   172     69.25 192
69.5   215.5     69.75    237,5         70   253     70.25 263.5
70.5   271       70.75    280           71   290     71.25 309
71.5   323.5     71.75    327           72   330.5   72.25 318
72.5   305       72.75    304           73   296     73,25 285.5
73.5   274.5     73.75    248.5         74   223.5   74.25 205.5
74.5   183.5     74.75    165           75   142     75.25 119
75.5   101.5     75.75    87.5          76   75      76.25 62
76.5   52        76.75    43            77   38      77.25 35
77.5   27.5      77.75    18.5          78   13      78.25 9.5
78.5   7         78.75    5             79   3.5     79.25 3
79.5   3         79.75    3             80   2       80.25 1.5
80.5   1.5       80.75    1             81   1       81.25 0.5
81.5   0         81.75    0             82   0.5     82.25 1
82.5   1         82.75    1             83   0.5     83.25 0


            Prvky tabulky III po snížení ve čtyřech vrstvách.
                  E = 1 palec, i = 1, m = 2047, 1 = 71.77.

E , 59.5          59.75         60           60.25       Prostředek

2      71.76      71.75         71.75        71.76       71,755
          C2       71.79         71.80          71.81         71.80        71.80
          Dp       71.91         71.96          71.99         71.97        71.96
          Di       71.74         71.92          72.04         71.97        71.92
          u        + 21          + 33           + 39          + 28         +30
          u        - 76          -104           -120          -106         -101,5
          ηοδ 2.05               -              2.04          -            2045
          e , 2.12               2.14           2, l6         2.15         2.14
          e′       1.97          1.93           1.92          1.94         1.94
           p     0.80       0.76       0.75         0.81        0.78
  Je vidět, že výsledky v předchozí tabulce I u stolu III potvrzují dobře. To také
ukazuje, D i kdekoliv s D p téměř přesně na všech čtyřech, s výjimkou polohy E , =
59,5, kde zcela výjimečně D i jen poměrně silný of D p je jiný, ale i proti směru
významné asymetrie menší než A 2 a C 2 je.
  § 66 [Co se týče tabulky IV, podmíněné jejich nesrovnalostí sníží i
= 4 E , primární i = 0,1, ale E je, takže snižuje 40 pozic je možné zde v podstatě. Od
stejného budou vybrány následující čtyři vrstvy:
                                     Tabulka IV snížení čtyřech vrstvách
                                          s i = 4, E , E = 0,5 cm, m = 217
               a          z          a     z        a     z           a     z

               41         1          42    1        43    1           44    1
               45         0          46    0        47    0           48    1
               49         1          50    1        51    2           52    1
               53         1          54    2        55    1           56    2
               57         3.5        58    3        59    3           60    4
               61         5          62    5        63    7           64    6
               65         3.5        66    6        67    7           68    8
               69         9          70    8        71    9           72    9
               73         11         74    15       75    17.5        76    21.5
               77         23.5       78    20       79    18.5        80    15.5
               81         19         82    25       83    21          84    24
               85         23         86    25       87    30          88    33.5
               89         35.5       90    32       91    30          92    27.5
              93        22         94      19.5       95     22.5     96       23.5
              97        24         98      24.5       99     22       100      18.5
              101       18         102     15.5       103    13.5     104      13.5
              105       12         106     10         107    8        108      4
              109       2          110     3          111    4        112      3.5
              113       3       114 1.5       115 0         116 0
                        Prvky tabulce IV, po snížení ve čtyřech vrstvách.
                                  E = 0,5 cm, i = 4, m = 217; 1 = 86.54.

                   E,        41          42       43             44   Prostředek

               2         86.50      86.48       86.59       86.52     86.52
               C2        87.90      87.60       87.87       87.85     87,805
               Dp        90.19      90.25       91.31       90.58     90.58
               Di        88.92      89.44       89.00       88.45     88.95
               u         - 41       - 41        -52         - 45      - 45
               e,        11.70      11.86       12.28       11.82     11915
               e′        8.01       8.09        7.56        7.76      7855
               p         0.62       0.70        0.73        0.67      0.68


Tato tabulka také ukazuje na silnější kromě hlavních hodnot jako v I a III, relativní
stálosti hlavních hodnot a odchylek funkcí v různých vrstvách, pravidelnost v
posloupnosti A , C a D, a blízkost D i a D p . Mezitím p trvale menší než teoreticky
požadovanou hodnotu 0,785.]
  § 67 Tam nyní vyvstává otázka, které z různých redukčních vrstev musíte mít na
odvození prvků nebo zkoušky ze stanovených právními předpisy, co je opět velmi
obecné, pevná pravidla, je nepravděpodobné, které mají být předány, ale
pravděpodobně bude obecně říci.
  Za prvé může být na pozoru projevit, že v tak velké naše desky m, jako naše stoly
jsou předmětem změn prvků jsou relevantní, a v závislosti na situaci na snížení
obecně v řádu nejistoty, která umožnila stanovení prvků vůbec je, takže se zdá, s
ohledem na to, spíše lhostejní ke kterému snížení situace budete držet, a viděl jen
pravidlo určit všechny prvky, které mají být vzat ze stejné snížení umístění. Ale občas
se stane, že při různých redukčních vrstvami jedné nebo druhé ve vztahu k pravidelné
průchodu nevýhodě proti jiným z. ukazuje, jak například v našich pěti panelů I (§ 64),
naposledy s E , = 370 je odchylka od pravidelnosti, že ponesou následky snížené Z:
55,50,73 obdrží, namísto z by měl plynule zvyšuje až na maximální 73. Kontrast,
všechny ostatní čtyři panely ukazují, nic takového, a jsou proto vhodnější, že. To je
nyní poukazují na to, že pokud má člověk šanci schůzku s jádrem s nepravidelným
způsobem, můžete vidět, pokud nechcete jít raději s jinou situaci. Kdy bude ten, kdo
si při srovnání různých redukčních vrstev ukazuje sebemenší odchylku od obecných
distribučních zákony. Každá volba by mohl být způsob, entschlagen, čímž se
případné snížení všech vrstvách účtu a průměr výsledků kreslí, jen to, že je provádět
zdlouhavý a bude mít za následek malý hodnotný intricateness s ním.
  Nyní se pojďme podívat na srovnávací hodnoty primárních a odvozených snížení
panelů, je jasné, že pro kompletní ošetření K.-G. jak se navzájem doplňují spíše než
muset nahradit, což je jen politováníhodné, že velký prostor obsazený základních
desek obecně, obvykle nutí vzdát se své poselství a být spokojen s omezenou. V
každém případě, kdo má v primární tabulce přímé zkušenostní základ pro celou léčbu
dané K.-G., a protože snížení na velikosti i, pozice intervalů, pro celek a
polovinu z. mohou být provedeny v obou směrech, zůstává v přítomnosti každého z
primárního panelu stále je osvobozena od daně, jaké volby chce, aby se, a zachovává
schopnost měnit a dokonce i kontrolovat pečlivý výběr vyrobený poté. Také,
aritmetický průměr lze získat tím, že se jako bezpečná sníženého plaku, než z
primárního, a rozdíl v mnoha vývojových položek může být zanedbatelný. Proti tomu
může být ve snaze o právní reakci hodnot a K.-G. obecné snížení v panelu a v určení
prvků, které se podílejí na místních nesrovnalostí ve zvláštním způsobem, nepostrádá
místní omezení a snížení panelu bude v každém případě mají tu výhodu, podat
pravidelnost, aby Vorscheine, že v primárním Tabulka není viditelná.
IX. Stanovení ∑ A , ∑ , , ∑ s ′ , m , , m ' , Αθ , , Αθ " .
  § 68 Pro ilustraci použití pravidel folgends které mají být poskytnuty každému z
předchozích rozvodné panely by mohly sloužit. To zjednodušuje a tímto, ale
usnadňuje uplatňování pravidel s krátkost desek, takže nejdřív jsem nechal malý,
obvykle až po schématu kolektivní rozvaděči, mimochodem libovolné z pouhých
osmi z a následné sloupce postavený panel, na který Líbí se provést následující
poznámky, přijatá správně, lze nalézt také na jakékoliv reálné aplikaci kolektivní
distribuce panelu. Sloupce S , , S " jsou pomocné sloupce, které se okamžitě
dostávají jejich vysvětlení.
                        Malý, libovolně založena rozvodný panel .
                                   i = 2, m = 80; ∑ a = 912
               a          Intervaly        z        ZA        S,    S'

                   3        2-4            1         3        1     80
                   5        4-6            2        10        3     79
                   7        6-8            5        35        8     77
                   9        8-10          10        90        18    72
                   11      10-12          30        330       48    62
                  13     12-14         20        260        68        32
                  15     14-16         10        150        78        12
                  17     16-18          2        34         80        2
            Součet                     80        912       304       416


  V předchozím panelu je význam hodnot ve sloupcích , Interv,. z., ZA podle
předchozích prohlášení známých, hodnoty S , , S " , ale vysvětlil takto: první S , se
rovná prvnímu Z , druhá S , stejně jako u první + druhý z, třetí je stejný jako první +
druhé + třetí z USF, tak, že poslední se rovná součtu všech Z a tímto = m je. Potom,
každý, vzhledem kodpovídající S , součtem
předcházejících a odpovídající S , s z tohoto a. přijímat.
  Ve sloupci S ′ je stejná metoda, ale použije se součet z dolní části v opačném
směru.
  § 69 Nyní, stranou od celkové částky ∑ A a celkového počtu m odlišit je hrubý a
ostrý stanovení příslušných hodnot, ve smyslu výše uvedeno, syrové, a pokud ano,
kdo vypočítá jako kdyby čísla Z, na každé z primární nebo snížená panel je napsáno,
stejné zcela patří, ostrý, je-li vzata v úvahu, že je v poloměru intervalu každého
skutečně je myslet rozdělena, podle kterého je hodnota z prvků, které mají být
stanoveny v intervalu, ve kterém se stanoví zabírá stejnou je krátká, operace pro
určení interpolationsmäßig interval, jak je uvedeno v následujícím textu. Datum, tam
nemůže být projednána, dále bude jednat s ním a výhodou tohoto je prokázáno.
  Být přerušen s ostrým stanovení intervalu, tzv. zásah interval, budu obecně jeho
umístění a velikost podle I , resp. V našem příkladu tabulky, je v souladu s
kontinuální přes stůl ijeho velikost po = 2, zatímco jeho pozice na povaze může
změnit úkol. Byl jeho obecné, vyplývající z prvního sloupce intervalů hranice s g 1 ,
jeho druhá s g 2 značí, takže pokud 10-12 zásah interval, g 1 = 10, g 2 = 12
  Dále obecně:
Z o , hodnota z, což je zapojení interval I padá,
na O ve sloupci A na příslušný I v účetní hodnotě , která je centrem já , je
z o . o na demgemäße dimenze produktu, který je založen na I pády
v tzv. Vorzahl, tj. součet Z a V součtu ze ZA, která od začátku tabulky v na
začátku I se pohybuje,
n tzv. Nachzahl a N Nachsumme, který podle závěru I na konci tabulky rozsahy,
x = H - g 1 , Eingriffsmaß, hodnota, o kterou v I pádu hlavních
hodnota H počátek I, di g 1 rukou,
y = m , - v , zásah číslo, číslo, které od počátku začíná na H dosažení čísla na
začátku I podal dosažení,
Y poutavé součet, součet , který od začátku I k H se pohybuje.
      Obecně platí:
                                              v+n+Zo=m,
                                              V + N + Z o o = ∑ = ∑ ZA.
 Tam, kde se pro následující vysvětlení, v intervalu 10-12 naše já bude prezentovat,
máme:
                              m = 80; ∑ a = ∑ Za = 912;
                                  g 1 = 10, g 2 = 12;
                            z o = 30, o = 11 , z o v o. = 330;
                                   v = 18, V = 138;
                                   n = 32, N = 444;
                               x = H - 10, y = m , - 18
  Jako H může dojít Jakákoliv hodnota, ale my jsme se vysvětlit nejlépe na
aritmetický průměr z panelu jako H kravatu, která vydělením ∑ ZA = 912 ∑ z = 80 se
rovná 11,4 místě, a tedy x = 1, 4 dává, ale také ústřední hodnotou jako H sloužit.
                          § 70 Určení hodnoty součtu ∑ A
  Toto určení se provádí přímo sečtením ZA, takže ∑ s ∑ ZA je používán
zaměnitelně.
   S takovými malými deskami jako náš příklad panelu nyní umožňuje tvorbu a
agregaci ZA žádný problém, ale pokud tabulka běží daleko, ze se kolony, a proto
tváření MaßprodukteZA jsou velmi početné, které zejména převyšuje primární panely,
to je Vzdělávání a shrnutí velmi těžkopádné a snadno podléhá výpočtu chybu. Jen to
zkuste některý z našich hlavních panelů, a to i při snížené panely, aby stejné potíže, i
když v menší míře, také zachován. Proto je velmi žádoucí, aby více platí pro primární
i snížení deskami každé fázi a metody polohy na přikázání je, ∑ (a dále A) se všemi
stejnými hodnotami, ale v mnohem pohodlnější způsob, jak najít než u předchozí
metody, které jsem že ZA chcete volat, ale já folgends auseinanderzusetzende
na S hovor. Patří pouze na to, co postup ZA , není nezbytné, aby panely, na nichž se
uplatňuje metoda S by měla být použitelná, ve stejné vzdálenosti nebo prázdný
přepnutím jsou ve stejné vzdálenosti, která může být omezena na nevhodnou
metodou ZA být omezena na případy, kdy je stejné vzdálenosti nejsou vyrobeny.
  Vždy si můžete nastavit některou z S , nebo S ' pro stanovení
částky ∑ na použití. Je-li první stanovení se provádí podle následujícího vzorce:
                                                     ∑ a = já "- Z , i , (1)
Za druhé, v případě, podle následujícího vzorce:
                                                     ∑ = mE , + Z 'i (2)
  V tom, že písmena mají následující význam. Podle m je celkový počet je chápán,
částka je třeba brát, di ∑ Z , s E " největší A nebo horní extrémní (což samozřejmě je
v tabulce níže), zatímco E , nejmenší nebo nižší extrémní rámci těchto které
hodnoty, když o součtu by měl představovat jen kousek celého distribučního panelu
jsou vztahovat pouze na kusu, ne celé desky. Dále je Z , součet S , které se
shrnout sounáležitosti, minus S , které na "E patří, nebo to, co říká totéž, součet S , s
vyloučením krajní S , , dále Z " součet S ′vyloučením, co e , slyšel, i konstantní
rozdíl, o který z na rozcházejí sloupce.
  Nechte se ∑ vzít celou vzorku panel tak, aby je m = ∑ z stejný 80; E ' =
17, E , = 3, Z , = 304 - 80 = 224, Z ' = 416 - 80 = 336; i = 2 I když je možné nyní
použít první nebo druhý vzorec, budeme v souladu s těmito hodnotami ∑ a = 912, v
souladu s přímým součtem některých ZA zjistí, že ve sloupci ZA stojí.
  Zcela stejným způsobem můžete částka ∑ Za každý kus příkladu panelu nalezeno,
kromě toho, že hodnoty m , E ', E , , S , , S ' musí proto změnit, stejně jako v
případě, že součet pouze pro čtyři ze na sloupu musí být provedeno 5-11, jeden
by: m = ∑ z = 47, E ′ = 11, E , = 5, i = 2 , sloupce v S , , S ", ale mohlo by být pro
formu:
                                            S,                 S′
                                                  2 47
                                                  7 45
                                                 17 40
                                                47                    30
                                          Celkem: 73 162
tedy                                  Z , = 73-47 = 26, Z ' = 162 - 47 = 115;
to, co dává:                                              ∑ = 465.
  Pro velmi dlouhé fronty, aby si to nepohodlné probíhá na velmi velké
hodnoty S museli vystoupit, což ale může být snadno napravit tak, že se celou sérii ve
dvou nebo více oddělení, a jejich ∑ zvláště vyšetřeny na vorigem způsoby , a
nakonec stejně sjednotit. Ale jak praktičtější, doporučujeme kombinované použití
sloupce S , a S ' v následujícím způsobem.
   Jeden konkrétní někam, nejpraktičtější asi uprostřed stolu, hodnota , ze
které c horké, spuštění sloupec S , až k tomuto c , bez těchto látek, a také sloupec s
' bez c pokračování, sčítání výsledný S , as S " a to zejména, bývalé součtu horké, jak
před Z , , druhý Z " , pak je:
                                                    ∑ = mc + ( Z "- Z , ) i (3)
což má za následek:

                                                 , (4)
kde m je celkový počet všech sečíst je.
  § 71 Mám S -postup v americkém pojednání o rekruty Rozměry (Elliott) 1) vedl
nalezen žádný údaj o tom, jak autor přišel na to, a bez potvrzení o jeho
univerzálnosti. Nyní tento důkaz může být pravděpodobně běží, ale, i když
základní 2) , ale sledovat spíše těžkopádné a zdlouhavé, já ho projít, a proto, jak tento
proces je nějaký empirický test, ale přidat stejný zabezpečit svou žádost následující
poznámky přidány.

 1) [EB ELLIOTT, na vojenských statistik Spojených států amerických. Berlín
1863. (Mezinárodní statistický kongres v Berlíně). S. Poznámka o konstrukci
některých tabulek, s.. 40]
 2)  [ve skutečnosti. pouze nutné ∑ ZA detail o Z 1 1 + z 2 2 + z 3 3 +. . z n n představují
stejné vzdálenosti a 2 , 3 ... n o v 1 + i , 1 2 + i , ... 1 + n - 1 i nahradit, provádět vhodné
kontrakce prvků, transformované součet formě: 1 ( z 1 + z, 2 + ... Z n )
+ i ( z 2 + z 3 + .. z n ) + i ( z 3 + ... Z n ) + ... iz n , a tedy empirický
vzorec: e , m + Z ′ i dostat. Podobným způsobem, e'm - Z , i , v případě 1 , 2 , 3 ... n -
1, resp. by na n - n - 1 i , n - n - 2i , n - n - 3 i ... n - i nahradit].



  1 Samozřejmě, že přesnost určení závislé ⊕ sledování a detekce na přesnosti S - ze
sloupců. Je-li S v pořadí špatné, pak všechny následující také špatné, protože každá
dříve Svstupuje do všech později, a upgrade na vysokých hodnot S může být snadno
dojít k přehlédnutí. Nicméně, to má světlo a nikdy nechat ujít prostředky kontroly je,
že při použití S - extrémní sloupec S , ve kterém Z je nedostali, se m musí souhlasit,
že při kombinované procesy S , a S ' , ale poslední, v Z ne příchozích
hodnot S , a S ′ , které lze přistupovat pomocíz. -hodnoty c , celkový počet m musí
dát.
   2 Na S - metoda je opravdu stejně použitelné pro panely s a bez rozsvícených
prázdnou A a tvorba S - Split se stane, a to jak v případě, stejným pravidlem, ale to
bude ještě být užitečné pro uplatňování pravidla v případě nastala prázdnou A s Z = 0
konkrétněji vysvětlit, řešit nedorozumění a následné chybu v předstihu. Po uplynutí
nastavené pravidlo, každý v daný je z v odpovídajícím sloupci S jako součet
předcházejících a odpovídající S pomocí Z tohoto a. přijímat. Je nyní druhá
je prázdná s z = 0, pak samozřejmě po předchozí pravidlo, bude S pouhým
opakováním předchozího S, a tak mnoho prázdný následovat jeden po druhém, tak
často opakoval, S z předchozího nutit Naše dva ukázkové tabulky (v § 68 a § 70), aby
vysvětlení této smlouvy bez důvodu, protože, jak nejvíce zvýhodněné panely, ne
prázdné obsahovat, tím větší příležitost poskytnout primární panelů, a to zejména v
jejich Endabteilungen. Pro stručné vysvětlení, ale zajišťujeme i zde malý stůl s
některými prázdný svévolnému a držet, zatímco prázdný související, opakované S pro
snadnější odlišení od druhého, aniž by to ale s tvorbou ∑ S a tudíž Z z shrnutí mohou
být vyloučeny, protože se spíše, že stejně jako ostatní počet:
                           a          z        S,          S′

                                3         2         2         50
                                5         0         (2)      (48)
                                7         0         (2)      (48)
                                9         10        12        48
                               11         30        42        38
                               13         5         47          8
                               15         0     (47)          (3)
                               17     3             50          3
                           Součet         50    204          246


Kdy, jak často, v Endabteilungen základních desek, větší počet prázdných A , a proto
opakuje závorkách S následovat jeden po druhém, zjistíte, že nejjednodušší to k
držáku stejné Sumě, jen to, že je třeba chránit před následnou S pak ne jako součet
součtu S s novým Z , ale jako součet intervenční předchozí holé S s novým Z které
mají být stanoveny. To znamená, že množství S , předpokládá předchozí deska
následující tvar:
                                                          2, (4), 12, 42, atd.
To znamená, že na A = 9, s z = 10 odpovídající S , = 12 nemusí být vytvořena
přidáním 10 k předchozí součet (4), ale také k aktivaci předchozího nahé 2, v zásadě,
která má být považován za dobrý. Pojďme se nyní aplikovat na vstup naší základní
deska I (kapitola VII), a to bude na požadované (v myšlení spustitelný) uzavření
prázdného A, jehož dvě 368-371, 371-376, čtyři jedna mezi 376 a pádu 378,
počet S , aby to:
                                                          1 (2) 3, (12) 4 (4) 5, 6, atd.
V primární tabulce III, kde i = je 0,25 palců, spadají mezi první dvě síly se, di 60 a 64
palců celé respektiv se z = 1 a 2, a to i 15 prázdný další 64-64,75 dva , a navrhl
začátek S , série, jako je tento:
                                                          1 , (15) 3 (6), 7 USF
  Je důležité konzultovat s. toto použití prázdného a. seznámit a řídit správné
provádění totéž platí v každém případě použití pečlivé revizi, protože je to příliš
snadné v ní nabízí, a protože nad kontrola správné formování S -sloupcích, které jí
posledních hodnota se m souhlasit s, a to i při startu prázdný stále musí být pravdivé,
proto není zanedbatelná, ale i když je splněna, není proti nesprávnému použití
prázdné zajistit.
       § 72 Stanovení dolních a horních součtů, resp. ∑ se , a ∑ A " s ohledem na
                               danou hlavní hodnota H.
   Například, řekněme A hlavní hodnotu, v našem příkladu, tabulka 11.4, takže budete
mít všechny syrové odhodlání tím , které jsou menší než 11,4, tj. od a = 3,
zahrnout v = 11 Abych to shrnul, tj. odpovídající ZA shrnout na ∑ , mají však
můžete ∑ na ′ sečtením sestupně o o obdrží = 13 až do konce, di ∑ A , = 468, ∑ ' =
444 Kromě přímým součtem příslušné ZA lze tyto částky ve způsobu označovaní S
- dostat metodu.
   Pro ostré určení, kdo je součet ∑ , myslet skládá ze dvou částí, Vorsumme V ,
který od začátku tabulky v na začátku intervalu záběru jsem je dostačující, a zapojení
součet Y , která od té doby až H , na našem případě , rozsahy a získat jednoduché
interpolace nastavením, že angažovanost součet Y , pro celkový součet intervalu I ,
tj. Z 0 0 , chová se jako Eingriffsmaß x do celkového intervalu I , tedy:
                                   Y : Z 0 0 = x : I , (5)
tj.:

                                                  (6)
dále jen:

                                                     . (7)




   V našem příkladu je tabulce V = 138, Z 0 0 = 330 , x = 1,4, I = 2, tedy:
                                        ∑ si , = 369; ∑ ′ = ∑ - ∑ , = 912-369 = 543,
, které se liší od surových pravidel moc.
  Pokud by se A žádný jiný hlavní hodnoty H nastat, by předchozí formule zůstávají
stejné, kromě toho, že x = místo - g 1 , ale = H - g 1 by bylo vzít. Být např. ostré
specifické C jakoH přijata. Podle § 82 je tu něco pro našeho stolu, se zaokrouhlením
na posledním desetinném místě, trochu, něco jiného od A , která se rovná 11.467,
tedy x = 1,467, jsou:



                             ∑ a ′ = 912 - ∑ , = 532 - 0,055,
kde odstraněny malé přírůstky do 380 a 532, neboť pouze tím, že zaoblení C závisí na
posledním desetinném místě.
  [Pokud byste chtěli nyní, přesnější určení rušení součet Y získat, namísto
jednoduché interpolace ostřejší, opustit, projít špetka druhý rozdíly, to by nemělo být
povoleno. Protože to byl první rozdíly jsou založeny na použitých
výrobků az představují sumu intervalu i hodnoty se vztahuje na s podmínkou, že tyto
hodnoty jsou rovnoměrně rozloženy po celém intervalu. Tak, to je přes tuto
myšlenku, závislost na rušení součet Y Z zásnubní rozměry xa již regulována, a
zejména jejich ovlivnění z interpolovaných intervalech předcházejících nebo
následujících hodnot produktů az, protože by musely být uvedeny na druhé
Zuziehung, nebo dokonce vyšší rozdíly stažených z trhu. Budete proto, ze stejného
pohledu, shrnutí všech dopadající na celý interval předmětu; poutavé součet Y určit s
maximální ostrostí, musíme hodnoty se podílejí na tvorbě záběru částky a , číslo číslo
zapojení y je a v následujících Odstavec rovno z. 0 x: I se nachází ve středu
Eingriffsmaß x části je uvedeno interval, di do g 1 + ½ x myslíte, sjednocený, a tak


                                                   (8)
místo toho, jak je uvedeno výše, se rovná Z 0 0 x: I . dal součet , zjistíme, potom
rovná:


                                                     , (9)
kde mohou shrnutí znamení připojený index slouží k odlišení od vzorce (7). V
poměrné stanovení Y je tedy ∑ , o výši



příliš velký vzít v úvahu, takže přesné určení způsobu (8) udělí způsobilý prospěch
obecně. Ve skutečnosti, jeden získá pro A o našem příkladu tabulky = 11,4 ′ s " =
362,7 proti ∑ A ,= 369]
  Ale [není dost pro tak dosažitelné přesnosti, to není jen Y, ale i V a N , které mají
být stanoveny na základě myšlenky, že namísto rovnoměrné rozložení jednoho
podmíněného rámci každého intervalu od ohledem na sousední intervaly, neustále se
změna nastane. Jak se dostat do další vyšší stupeň přesnosti při Zuziehung sousední
intervaly na jednom ze dvou bezprostředně sousedících intervalech, například na, do
progrese z menší na větší a omezeného intervalu bezprostředně následující. Poté,
předchozí ustanovení se nahrazuje tímto:.]
  [Týká se Z 1 počet hodnot, které spadají na interval chirurgie intervalech
následujících, a přidává jeden k hodnotám první, Extreme E , které patří, a hodnoty v
minulosti, extrémní E " nevytahujte interval obvodových úvahu musí být na začátku a
na konci tabulky prázdný interval se Z = přidán do 0, pak součet určuje celého
intervenčního interval rovnající se 0 Z 0 - 1/ 12 I ( z 0 - z 1 ), Vorsumme rovnající
se V + 1 / 12 I z 0 , které Nachsumme rovnající se N - 1 / 12, I Z 1 , kde V a N jsou
vypočteny jak je uvedeno výše, a celkové množství A se tedy rovná výše
vypočtené ∑ A. Pro výpočet součtu dalšího zapojení použit vzorec:


                                                                       (10)
Konečně, z toho:


                                                                              (11)
následoval.


                        § 73 Určení odchylky čísel m , , m ′ .
  Po syrové odhodlání najít m , mírně přidáním hodnoty Z , která je pro
hodnoty A jsou menší než H jsou, a předpokládáme v našem příkladu tabulky A =
11,4 pro H , tak to dává μ, = 48 a μ ′ = m - μ , = 80-48 = 32
  Je to ostrý rozhodnutí, které musí povstat m , složený z Vorzahl V , který až do
začátku I je dostatečná a číslo zapojení y , která od té doby až H dosáhne. Ale to je, k
poznání x =H - g 1 získán interpolací přístupu poměru:
                                   Y : Z 0 = x : I , (12)
tedy:

                                                (13)
a poté:

                                                 . (14)
  Vezměme si pro H hodnota = 11,4 a poté jsou hodnoty uvedené V = 18, x =
1.4, z 0 = 30, I = 2, získáme μ , = 39, μ ′ = 80-39 = 41, ustanovení, které zase se liší
od velmi surový, ano nadváha kapky na opačné straně.
  Je-li m ′ ne odečtením m , ze m může být stanovena přímo, což může být užitečné
pro kontrolu, ale jeden je ostrý obecně:

                                                    (15)
co ve snížení H = A ctnost n = 32 k



se vrací.
  Buďte místo A spíše C než H přijata. Po prudkém určení v X. kap. najít v našem
příkladu tabulky málo, ale něco, co se liší od A , rovná 11.467, tedy x = 1,467, než
ostatní hodnoty, ale stejné pro A pobytu. To dává:




                                                           .
Obě hodnoty jsou, jak je to v souladu s podmínkami střední hodnoty, rovná, rovná
½ m = 40 by zase na malé kladné a záporné aditiva pouze zaokrouhlování C závisí na
desetinná místa.
  [Toto ustanovení zásah čísla y pomocí jednoduché interpolace musí být
považovány za přesné, pokud rozdělení v každém intervalu je možné předpokládat,
že je jednotná. Pokud tomu tak není, pak ostrým interpolace pomocí druhé a vyšší
rozdíly, každý stupeň přesnosti lze dosáhnout. Vzhledem k tomu, že intervaly shrnout
čísla na z. hodnot, které mají sloužit k interpolaci jako první rozdílů je založeno není,
protože odpovídající kombinací celkové částky až ZA - hodnoty určitého stavu na
distribuci závisí ve spojených intervalech. Tak, protože v Zuziehung druhé rozdílů, tj.
ohledem také na intervenční intervalu bezprostředně následující interval, jehož z výše
stejném Z 1 bude nastaven podle vzorce:


                                                      . (16)
Ale také s přihlédnutím i na bezprostředně předcházející interval, jehož z od Z - 1 'll
vyjádřil tak použita pro výpočet Y podle vzorce:


                                                                  (17)
, ve které jsou vypracovány třetí rozdíly. Je třeba poznamenat, že takové
zintenzivnění při výpočtu y , odpovídající utahovací při
výpočtu Y, V a N rozsahu. Zejména použití vzorce (16) Datum vzorců (10) a (11)
výsledek.]


   § 74 Stanovení vzájemné odchylky shrnuje ΑΘ ", ΑΘ , březen vzhledem k
                             hlavní hodnota H.
  Přímo dostaneme součet pozitivní odchylka ΑΘ 'března libovolná počáteční
hodnota H, pokud se individuálně určuje rozdíly Θ '= ′ - H se sčítají, a folgends vždy
absolutní hodnoty, která je třeba přijmout negativní odchylka součtu ΑΘ , když se
individuálně určuje rozdíly Θ , = H - , sečíst, ale jeden z mnoha určení rozdílů je
těžkopádný a snadno podléhají jednotlivé výpočetní chyby, a to jak s nimiž se
setkávají stanovení za použití následujícího vzorce:
                                   ΑΘ ′ = ∑ o ′ - m ′ H
                                 ΑΘ , = m , H - ∑ , (18)
Ve skutečnosti, součet kladného Θ , di ΑΘ ", se získá tím, že hodnota H každého
z M ' hodnoty A ", tj., , která je větší než H jsou tak v celém m " x H z ∑ " se
odečítají 3) :, které výše uvedené rovnice jsou jako první. Na druhé straně součet
negativu je Θ získat absolutní hodnoty, pokud je součet m , hodnot a , d . i hodnoty ,
což je méně než H , jsou m , jakmile Hje odlepit, což je druhá z výše uvedených
rovnic.
 3) Není   na m'a , co jen mohlo stát, kdyby všichni mají stejnou velikost.
   Tyto vzorce platí jak pro syrové a ostrý určení, pouze s tím rozdílem, že pro syrové
stanovení m , a m ′ , , a ∑ " syrové, ostré stanovení určuje ostré. Nyní vezměme
opět jako hlavní hodnotu pro náš příklad tabulky, v takovém
případě, μ pro m , ∆ pro Θ nahradí, takže můžeme použít pro syrové jako ostrý určení
již dříve stanovených hodnot, podle kterého surového μ , = 48, μ ' = 32; ∑ si , =
468; ∑ a ′ = 444, jsou:
                                           syrový
                              Α∆ , = 48 ⋅ 11,4 - 468 = 79,2
                               Α∆ ′ = 444 - 32 ⋅ 11,4 = 79,2
Oba součty jsou stejné, jako to odpovídá podmínkám aritmetického průměru, po
prudkém stanovení jeden má μ , = 39, μ ' = 41; ∑ si , = 369; ∑ a " = 543; dále jen:
                                           ostrý
                              Α∆ , = 39 ⋅ 11,4 - 369 = 75,6
                               Α∆ ′ = 543 - 41 ⋅ 11,4 = 75,6
Takže opět rovnost obou částek, s výjimkou, že ostré určité částky jako jsou syrové
jisté menší. [Je-li, pak namísto poměrného výpočtu Y , výše uvedený podrobný
základ, proto je ∑ ", = 362,7; ∑ ' ' = 549,3, získáme, když sem ji odlišit od odchylka
nad sečte sumační znaménko, index je doprovázen:
                                           ostrý
                            ∑ ′ ∆ , = 39 ⋅ 11,4 - 362,7 = 81,9
                            ∑ ′ ∆ ′ = 549,3 - 41 ⋅ 11,4 = 81,9,
tedy dvě navzájem rovné částky, které jsou větší než surové jisté.]
  Tento výsledek je rel. jako H někdy vzít obecně, a zejména:

              1.v případě, že > 0 , tedy      :
             ostré Α∆ , = raw Α∆ , -                     = raw Α∆ , - k (19)

             [Sharp ∑ ′ ∆ , = surová Α∆ , +              = surová Α∆ , + κ ]

             2.pro případ, že < 0 , a tak      ::


             ostré Α∆ , = raw Α∆ , -                = raw Α∆ , - l (20)

             [Sharp ∑ ′ ∆ , = surová Α∆ , +          = surová Α∆ , + λ ]
Poněkud těžkopádný a penibeln důkazem 4) této smlouvy, budu pokračovat, můžete
potvrdit správnost vzorce v jakýchkoli domácích příkladů, jako v našem příkladu
tabulky, nicméně.Zde, A = 11,4, 0 = 11, a proto, > 0 , zároveň je I = 2, x = 1,4,
tedy x > ½ I . Takže první případ nastane. Teď jsme měli syrové Α∆ , = 79,2. Odečte
hodnota jejich k., na Α∆ , chce se tam dostat, ale je vypočten podle výše uvedeného
výrazu s ohledem, že z 0 = 30 ½ ⋅ 30 ⋅ 0,6 ⋅ 0,4 = 3,6, a to, ze 79 2 loupané, 75,6ar
nalézt jak je uvedeno výše podle vzorce. [Hodnotaκ. dále, na " ∆ , ostré výsledky, lze
nalézt podle výše uvedené definice, která se rovná ¼ ⋅ 30 ⋅ 0,6 2 = 2,7 a to se přidá k
79,2 81,9, jak by mělo být. ]
 4) [Sleduje,spolu s rozšířením o případné hodnoty H , s ohledem na které je horní a
dolní odchylka částky ΑΘ , resp. αΘ " existují, přímým výpočtem ze vzorce:
                           surový ΑΘ = ( v + z 0 ) H - ( V + 0 z 0 ),
                           v případě, H > 0 = v H - V , když H < 0 ;


                          sharp- sharp ,



kde obdobné vzorce pro horní odchylky částek do pohotovostního.]

  Rozdíl mezi Pouze ve zvláštních případech zmizí Α∆ , syrové a Α∆ , ostrý, kde
se s jedním z těchto dvou limitů jsem se shoduje, nebo s jeho středu, kde x = 0 nebo
= I nebo = ½mi , že po maximální rovnice rozdílu maximum, když první případ x
= ¾ jsem, druhý if = ¼ I tím, že oba, pokud je hodnota 1 / 16 ⋅ Z 0 I přijímat. [To také
zmizí rozdíl mezi Α∆ , syrové a " ∆ , ostrý-li s jedním z těchto dvou limitů jsem se
shodují, že tento rozdíl je maximální hodnota 1 / 8 z 0 I získat, když v
polovině I. padá. ] Tak plave celý rozdíl k. nebo l mezi 0
a 1 /16 Z 0 I [rozdíl κ nebo λ mezi 0 a 1 / 8 z 0 I ], ale obecně je rozdíl se stejným I a x v
jednoduchých poměrech na z 0 .
  Nyní můžete vidět, že ostré Α∆ , [resp. ∑ " ∆ , ] může být také stanoveno, že
jedna určuje pouze snadnější-k-najít syrové, dále jen k. nebo l , který odečítá
[resp. Κ nebo Λ , které se přidávají], v závislosti poté, co > 0 nebo < 0 .
  Je-li H není rovno A, tak to vzala rovnost spíše očekávaných nerovnosti obou
částek. Vezměme si například, C. Formuláře pro stanovení stejné Nacházíte se zde:

                                                     (21)

                                                       .
  Podle kap. X. bude C výsledkem pro náš příklad tabulky po prudkém stanovení =
11467, ½, nicméně, m = 40. A nyní také určit ∑ A , a ∑ a " ostře zadané pravidlo,
dostaneme:
                                ΑΘ , = 40 ⋅ 11,467 - 380 = 78,7
                                 Αθ '= 532-40 ξ 11467 = 73.3
                           . [Resp ∑ ' Θ , = 40 ⋅ 11,467-374,13 = 84,5
                                 ∑ ' Θ ' = 537,87 - 40 ⋅ 11467 = 79,2].
  § 75 Nechte se uplatňování předchozích způsobů stanovení na některém z našich
K.-G. a budeme zkoumat, do jaké míry ostrý určit výhody před syrové udělena ve
vztahu k posuzování shody prvků v odvození z různých snížení vrstvy, může to být
vidět, že ve vztahu ke stanovení μ , (z nichž μ '= m - μ , vyplývá, ) nejvýrazněji,
pokud jde o Α∆ , (cožΑ∆ " stejné), ale je nepřítomen nebo je stále nejisté, [pokud jde
o " ∆ , na druhé straně se objeví pozoruhodný].
  Udělal jsem poněkud nudný v porovnání s 5 vrstvami redukční distribuční tabulce
lebky Vertikální obvodu, které jsou prováděny v § 64, a jejich ostré specifické
položky jsou právě tam uvedeny.


                   Srovnání surovin a ostré určité hodnoty μ , a Αδ , .
         E,          366     367     368     369     370     Prostředek ∑rozdíl.
         A           408.6 408.7 408.2 408.5 408.6 408.5                  0.7
         μ ,syrové 217       230     250     193     201     218,2        87.2
        μ , ostrý 218      220    220     219     217     218.8       5.2
        Α∆ ,syro 2531 2509 2471 2492 2531 2506,8                      101.2
        vé
        Α∆ ,ostrý 2528 4292 2465 2479 2509 2494,6                     95.6
        ' ∆ ,ostrý 2531 2513 2505 2518 2540 2521,4                    56.4
   Sloupec ∑ rozdíl. je součet odchylek pěti jednotlivých stanovení ze střední určení,
a tímto druhem opatření variace v závislosti na situaci. Nevýhodou surový proti
ostré μ , je dále v tom, obrovské, pro Α∆ , aby příliš nízká, aby se v pochybnosti
[k ' ∆ , na druhé straně dostatečně velké, aby umožnily dodržení přesného stanovení
se výhodným způsobem].Mimochodem, všimněte si, že pozice E , = 370 může být
lépe vyloučeny z porovnání zůstane, protože distribuce tohoto panelu v souladu s §
67 ukazuje abnormální nesrovnalost v jádrech to neznamená, že je dobře použitelná
pro výpočet prvků.
  Primární tabulka není věnována srovnávání, protože neumožňují spolehlivé
stanovení v velké nesrovnalosti a nerovnoměrností odhadu. Nicméně, jeden by mohl
se zeptat, zda ještě ne = 408,5 za stejné odvození všech μ , a Α∆ , protože snížení
výhodné umístění v 5 žádný prospěch, ale spíše poněkud větší nejistota v
určení A přináší. Věřím však, že to z těchto důvodů není vhodné.
   Pro odvození dalších hlavních hodnot jako A neprospěch nesrovnalosti a odhadu
rovnosti primárního panelu je jistě převládá, a je třeba stále dodržovat sníženou
panelu, a pak podle mého názoru, v důsledku toho také odvozen ze stejné fáze a
místo snížení, který předpokládal snížení není příliš starý centrum poměry různých
hodnot s hlavním nekonzistence v tomto ohledu. V každém případě je obecně snižuje
panel k odvození A jak před, tak ostatní prvky. Mimochodem, protože A na snížení
tabulek podle výsledků kompilace § 64-66 primárního A se liší jen málo obecně,
může být také žádný významný rozdíl od řídit jeden a druhý proces očekávat. I mají
alespoň v tomto ohledu, μ , poměrně zkoumal v téže tabulce, že dřívější výsledky
použití 5 konkrétního A pro odvození μ , je dána I přesto z primárního A = 408,5
odvozené tím, a získány následující výsledky , podle níž μ , změnil z dříve syrové
nikde, tady proti μ , se prudce změnila tak, že korespondence mezi jednotlivými
vrstvami je tím poněkud sníží, pokud ∑ rozdíl. předtím byl pouze 5,2, 11,6 folgends
je to, co nepochybné pouze na úkor provedené použití primárního A s ohledem na
konkrétní aplikaci snížené A lze interpretovat.



          E,        366   367    368    369     370     Prostředek ∑ rozdíl.
          μ ,syrov 217    230    250    193     201     218,2      87.2
          é
          μ ,ostrý 217    217    224    219     216     218,6      11.6
  Průměrná odchylka anlangend, kdo má o zdvojnásobení Α∆ , první Α∆ a poté:


                                     a              . (22)
  Untriftig by to ELLIOTT udělal ve svém pojednání o americké rekrutuje
rozměrů, η jako prostředek η , = Αδ , : μ , a η ′ = Α∆ " : μ ' di = ½ ( η ,
+ η chtít ") určit, pro nejen vede naopak záměr původního Gauss pravidlo, ale
zanedbané navštěvovat různé váhy, které η , nebo η ′ v závislosti na jejich odvození
z μ , a μ přijít "hodnoty, podle kterého vlastní lék:


                                                         (23)
je.
X. Uspořádání a připojení z hlavních charakteristik tří
hlavních hodnot
A, C, D, dále R, T, F.


  § 76 Kromě celé z mých nejoblíbenějších tří hlavních hodnot, aritmetický
průměr , hodnota centrální C a nejbližší hodnota D jsou folgends tři ar sekundární
účtu moje, že jsem se, jako vagina hodnoty R, nejtěžší hodnota T a odchylka
zaměření hodnota F umělci.
  Jasně sestaven podle jejich hlavních rozdílů jsou následující.
  Plášť hodnota R , hodnota , u nichž ∑ '= ∑ , = ½ ∑ , a proto součet větší hodnoty
rovnající se součtu menší a proto se každá z nich je rovna polovině celkové
částky A je.
  Aritmetický průměr , je hodnota s ohledem na které Αθ '= Αθ , tj. součet
kladných rozdílů se rovná součtu negativní, a března ΑΘ 2 je minimální.
   Center hodnota C , hodnotu , s ohledem na m '= m , tj. počet kladných odchylek
je roven počtu záporné odchylky, a ΑΘ je minimum.
   Můžete testeru hodnota D, hodnota u nichž postavy odchylka obou
stranách m , : m " jako průměrné chyby stejného e , e ' chování, a rozměr Z je
maximum.
  Nejtěžší hodnota T, hodnota , Rozměry výrobku ZA je maximum.
  Odchylka focus hodnota F, hodnotu , s ohledem na z Θ je maximální.
  I se však tyto hodnoty nejsou v předchozím pořadí, ale v závislosti na
sekvenci A , C , D , R , T , F ošetření.
  Na rozdíl od A , předchozí hodnoty jako hodnoty předchozí kapitole syrové a ostrý
stanovení jsou schopné, přičemž A nemůže rozlišit, jako. Stejný malé distribuce
tabulka protože jsou tu pro vysvětlení odvození, a bude zde v použité názvy, § 9 a 10
uvedené smysl. Různé jít sem, m , , m ', v μ , , μ ", a Θ , , Θ "v ∆ , , ∆ "výše.
                               § 77 Aritmetický průměr .
  Aritmetický průměr ze sady hodnot A kombinuje následující tři vlastnosti:
      1.Vlastnost sám, po který je definován jako podíl součtu a číslo od
      stejného m je , tedy:




                                                   (1)
nebo, pokud ∑ A sečtením Za vítězství, = ∑ Z: m ;
      1.že součet kladného odchylek ∆ "od něj, která se rovná součtu negativní ∆ , je
      na své absolutní hodnoty, a to:
                                                    ′ Α∆ = Α∆ , nebo Α∆ ′ - Α∆ , = 0,
                                                    (2)
  3), že součet čtverců odchylek od je menší než kterýkoli z ostatních hodnot je
krátká,
                                           Α∆ 2
                                           =Α
                                           ∆ '²
                                           +Α
                                           ∆,
                                           2=
                                           mini
                                           máln
                                           í (3)

  Předchozí vlastnosti tak, že jsou spojeny solidaritě, že s tím, současně jsou s
ohledem na ostatní, a totéž lze odvodit se stejnými výsledky po každé, kromě toho, že
derivace vzhledem k první vlastnosti zůstává nejpraktičtější. Také, oni jsou nezávislé
na konkrétních distribucích zákony a platit přes kolektivů Navíc, a to nejen pro
Předpokládá se, že nekonečně dokonalý, ale také každá konečná množina v
náhodném rozložení.
  Kontextu druhé a třetí sady se nejprve dána definice lze nalézt tímto způsobem.
  Druhá věta . Každá pozitivní odchylka A je "- , každý negativní absolutních
hodnot A - , , dále rozvíjet:
                                          Α∆
                                          ′=
                                          (′-)
                                          +(′
                                          ′-)
                                          +⋅⋅
                                          ⋅⋅⋅
                                          ⋅ (4)

                                          Α∆
                                          ,=
                                          (-,
                                          )+
                                          (-"
                                          )+⋅
                                          ⋅⋅⋅⋅

Proto, je-li μ " , počet pozitivních, μ , což je negativní odchylky,
                                          Α∆
                                          ′=
                                          ∑′-
                                          μ′

                                          Α∆
                                          ,=
                                          μ,
                                          A-
                                          ,

                                     ′
                                     Α∆ - Α∆ , =
                                     ∑′+∑,-
                                     ( μ ′ + μ , ) (5)

nebo proto, že ∑ ′ + ∑ si , = ∑ A a μ ′ + μ , = m ,
                                     ′
                                     Α∆ - Α∆ , =
                                     ∑ - m , (6)


a proto = ∑ si : m
                                     ∑′
                                       ∆ - Α∆ , = ∑
                                       si - ∑ A = 0 (7)


  Třetí set . Buďte hodnota, bez. jehož Α∆ 2 je minimální, zpočátku jako neznámý
= x sada, máme:
                    Α∆ ² = ( ′ - x ) ² + ( ′ ′ - x ) ² + ⋅ ⋅ ⋅ ⋅ + ( , - x )
                    ² + ( ' - x ) ² + ⋅ ⋅ ⋅ ⋅ ⋅ (8)

I když jste měli, když jsme se negativní odchylky pro absolutní hodnoty jako
pozitivní, každá negativní odchylka místo v , - x , atd. Spíše x - , atd. jsou
nastaveny, ale ( , - x ) 2 je rovna ( x - , ) 2 co povolen předchozí hodnota Α∆ ²
rozvíjet stanoveným způsobem. Teď dostaneme minimální hodnotu Α∆ 2 nastavením
diferenciální výraz jeho březen x rovno nule, jsou to:
                          2 [( ′ - x ) + ( ′ ′ - x ) + ξ ξ ξ ξ +
                          (,-x)+('-x)+ξξξξ
                          ξ ] dx = 0 (9)

tedy tím, že součet všech A a - x
                                             ∑-
                                             x=
                                             0,



                                             . (10
                                             )


   § 78 Kdyby nic jiného, aritmetický průměr pro kolektivy nemohou mít stejný
prvořadý zájem o nároku, než pro fyzické a astronomických měření rozchodu, tak to
samozřejmost, ale kombinace ze tří hlavních charakteristik i pro ty z matematického
SE zájmu, což je stále více, takže skutečnost, že vztah mezi těmito dvěma doktrín se
připravuje ho. Proti D je stále zejména větší snadnost a jednoduchost jeho přesné
stanovení v výhody, z C, to je ještě překonán v tom, ale s číslem současně vstupuje do
velikosti odchylky při poskytování rovnosti v druhé vlastnosti, to je významnější
zájem než C. příliš, může být následující oznámení. Pokud se kterýkoli série , v
daném počtu frakcí ze stejné výši po náhodném pořadí, ve kterém jsou zahrnuty v
původním seznamu A se dělí a od každého z nich speciálně navržen, tak se
aritmetický průměr s obecnými fondy Celá sada na zápas. Ale je provedeno v
souladu se stanovením C, pravda, ani medián ani znamenat pro různé spezialen C ,
obecně řečeno, se ven z totality a odvozené C zápasu. Je-li postup je v souladu
s D, tak skutečné, i když D, ale ne průměr speciálně D s D totalitě na zápas.
  Na závěr je založen na stanovení A po praktické výhody. Věděli jedno A jeden K.-
G. z distribučního panelu s příliš malým m určené, kdo je nejen celková velikost
"Gr." objektu k této tabulce vynásobením A s m, ale i na pravděpodobnosti Celková
velikost objektu pro každý větší nebo menší m , že se vynásobí, že pouze některé s
novými m získat pouze s větším, aby tak pravděpodobná chyba zde, v závislosti
menší m je, a více m, na který jsou z něj odchyluje. Naopak, to je počet
druhů m, které patří do dané celkové velikosti Gr. dát, můžete zavřít z hlediska
pravděpodobnosti, nastavením m = Gr. : A , protože ∑ a = MA = Gr . , tedy m =
Gr. : A.
  Tyto soubory mohou být užitečné, například pokud někdo chce určit prostor, který
shrnuje daný počet osob náhodně různé velikosti. Ani střední, ani nejhustší hodnota
může být odpovídajícím způsobem použít.
  § 79 Je možné, že jeden z A jiný K.-G. nebo dokonce nejjistější A různá oddělení
stejného K.-G. chce čerpat společné prostředky, a je-li to z různých m se získá rozlišit
zda jde o konečný prostředek s nebo bez zohlednění různorodosti m by měly být
vypracovány. Jsou 1 , 2 , 3 ... speciální prostředky respektiv
z m 1 , m 2 , m 3 ... čerpaných rozměrů. Bez ohledu na rozdíl v m je průměr
příslušného A bylo:

                                                  (11)
kde N je počet A, vzhledem k rozdílu m , ale bude to:


                                                     (12)
a souhlasím s agentem, který je získán, když je celkem všechno s celkovým součtem
všech m dělí.
   Bývalý znamená horká singulární, druhý shrnutí. V závislosti na povaze úkolu, na
jedné nebo na jiný typ prostředků přečerpání být vhodnější. Předpokládejme, střední
délky těla čínských, černochů, Malajci, Američanů a Evropanů kavkazské rasy je
třeba určit, ale jsou Evropany do 1000 rozsah každého z jiných závodů pouze 10 - 20
stupňů vpředu, tak by druhý, shrnutí Druh výdajů kontrakce nepřípustný, protože, jak
je snadné vzít v úvahu, průměrná délka těla těchto různých ras, protože neúměrně
převládající hmotnosti, co Evropané podle jejich velký by m získané téměř úplně
souhlasit s Evropany, a ve skutečnosti je konečné prostředky především, zvláštní
agent s největším m jsou určeny, což je v rozporu povahu úkolu. Zde, singulární
povaha kompozic čerpají je pouze první, užitečné, a že ne všechny m jsou stejné
velikosti, jen snížil jistotu stanovení proti případě, že souhrn m je stejná mezi
všemi rozděleny. Někdy různorodé objekty (srov. § 14), bude vést k více než nejprve
druhou určující, zatímco speciální mohou být kombinovány z různých odborů
jednomyslného objektu podle principu sekundy znamená odhodlání.
  To může také být, že jeden. místo různých A aritmetický průměr z
různých C nebo D musí čerpat, a to je pak pro odpovídající rozdílu mezi singulární a
summarischem prostředků, a za stejných aspektů preferenci jednoho nebo druhého.
                              § 80 Střední hodnota C.
  Tři hlavní vlastnosti aritmetického průměru sjednocený proti ústřední
hodnoty C následující tři hlavní rysy:
 1 Vzhledem k definici jeho majetku, který je mnohem větší a " asi jako
malý A , aby se mezi sebou.
  2 Vlastnost má stejné množství kladných a záporných odchylek v závislosti na
nich, aby se m '= m , = ½ m.
  3 Vlastnost, že součet kladných a záporných odchylek od ní podle absolutních
hodnot je nižší než každý z dalších hodnot, v souladu s rel. jejich ΑΘ je minimální.
  Tyto vlastnosti jsou v solidaritě s sebou a platí pro libovolný počet nemilosrdně na
konkrétní distribuční práva, podle toho, jak tří hlavních funkcí platí.
  Závěr druhé charakteristiky První z nich je zcela evidentní, a nevyžaduje
Erläuterung.Der rámci třetího řádu, ale dospěl k závěru, že tak.
  Být hodnota majetku třetí drží první neznámým = x je nastaven, součet odchylek s
ohledem na x pro absolutní hodnoty budou stanoveny jako:
                                ΑΘ = ( ' - x ) + ( ′ ′ - x ) + ξ ξ ξ ξ ξ ξ + ( x - , ) +
                                ( x - ' ) + ⋅ ⋅ ⋅ ⋅ (13)
. Za účelem dosažení minimální tohoto součtu, máme stejný rozdíl bez x rovna 0, to
je:
                                    - m'dx + m , dx = 0 , (14)
tedy:
                                    m ′ = m , , (15)
což odpovídá pojmu centrální hodnoty.
  Poprvé jsem se dozvěděl tuto charakteristiku ústřední hodnoty v
pojednání 1) dokazuje stejná a reagovat zobecnění na cestu, která vede k tasenými
obecné závěry, ke kterému mám tu však žádný důvod.
 1) [na původní hodnoty nejmenší odchylky součtu, poskytování, využívání a
zobecnění, Sborník Math-Phys. Třída Royal. Saxon. Gesellsch. d
Scientific. XI. Kapela, 1878. S. l - 76]
  § 81 To je ústřední hodnotou přiložit následující význam pro kolektivy.
  Člověk by si myslel všechny kopie a K.-G. provedeno ve velké urny, pro které je
možné zobrazit samotný svět, a vytáhl kopii náhodně, pravděpodobnost by se rovnalo
postavení, větší a menší kopie jako C extraktu, a v mnoha vlaků by opravdu mít to
samé pravděpodobnost zachování , vzhledem k tomu, s ohledem na vyšší hodnoty,
než C , pravděpodobnost vytažení malý předmět, s ohledem na menší hodnoty
než C převažuje pravděpodobnost vytažení větší kopii. Poté můžete C ve stejném
smyslu pravděpodobné hodnota K.-G. volání, jak to je voláno pravděpodobná chyba
pozorování se rozumí, pokud jde o pravděpodobnosti jeho nadbytku a nedostatku, je
stejný.
  Ve společném obvyklým způsobem, takže nastavit Verteilungstafelm z KG, a to
Rekrutenmaßtafeln, které z kopií, které jdou nad a pod určitou hranici velikosti,
pouze číslo, nikoli velikost součet je uvedeno, odpadává možnost přesného
aritmetického průměru pro táhnout, a pak, místo stejné ústřední hodnotou, která může
být stanovena jen pouhým číslem, aby ji vytáhněte, srovnání, jako například mezi
jednotlivými roky a místech, kde se měření přicházejí, metody, které jsem při
zpracování dlouholeté Belgie sloužil rekruty měření z různých provincií Belgie,
průběh a rovnoběžnost třeba uvést tyto rozměry v čase a prostoru.
   § 82 Odvození C z řady hodnot , které jsou uspořádány podle jejich velikosti se v
zásadě, aby se to stalo, že jeden odpočítává od každého konce řádku po polovině na
stejné množství hodnot a hodnoty nebo střední hodnoty mezi dvěma hodnotami,
jako C zvyšuje, kde oba počty se shodují, pokud tímto podmínkami C, aby se oběma
stranám stejné množství odchylek, a tudíž stejné množství rozdílných hodnot o sobě a
mezi sebou, je zřejmě dostačující. Nicméně, existují dva případy, které je rozlišit,
nejprve, ve kterých se na jedné straně je s touto dvojitou počítání, nebo dva , mezi
kterými přijde výsledek počítání, jsou jednoduché, nebo-li, jak je obecně v našich
rozváděčů případ z> 1 ar postižený.
   Shrňme nejprve první jednoduchý průsvitný případ v oku. Na první pohled se zdá,
že výše uvedené pravidlo vařit sem, že pokud je počet hodnot m je ½ m hodnoty, to se
počítá se z jedné či druhé strany, a ½ m- tá hodnota jako C zvyšuje. Mezitím, jeden
může snadno vidět, že tento výčet, podle toho, jak k nim dochází z jedné nebo druhé
straně, vede na jinou hodnotu. V případě, pokud by například, následující sada čtyř
hodnot:
                                                               a, b, c, d
vzhledem, tak byste ½ m -tý, tj. v 2-tá hodnota z levé = b, vpravo = v c nálezu. Nebo
místo toho předpokládám, rovný jeden zvláštní m, jako B. 5, postavením následující
řady:
                                                               , b, c, d , e ,
takže by 2 ½-tá hodnota z levé mezi B a C, přímo mezi c a d najít, ale pouze c obecné
pravidlo odpovídá jedné straně, jak mnoho větší hodnoty nad ním, jak by jeden z
nich, aby se mají. Naproti tomu, dostatečné k požadavku, jako byl na druhé straně se
stejným C , který přijde na rovný jako liché m při zvažování ½ ( m + 1) tá hodnota (tj.
průměr a půl m a z poloviny m + 1) pro trvá. Ve skutečnosti, v našem případě s
přímým m = 4 přichází z druhé strany, jak je nastavena na hodnotu mezi B a C , v
tomto příkladu s lichým m = 5, je-li obě hodnoty cca .
  Předpokládejme nyní, ale druhý, jsme vlastně jediný případ zájmu, který se koná v
našich rozvaděčích, že počet z obou stran na A přijde, nebo mezi dorazí, s Z jsou
postiženy> 1, bychom podle suroviny Stanovení tohoto z. výhradně na otázku myslet
sami za sebe pádu, a C nejprve, že v případě, self-shodný, nebo druhý, pokud mezi
těmito dvěma padá a musí se brát jako prostředek mezi nimi v určitém nedostatku
zastavení. A to by mělo platit v našem příkladu tabulky (§ 68), 11 jako střední
hodnota by v případě, budeme sledovat předchozí pravidlo ½ ⋅ 81 = 40 ½ počítá z
obou stran, které v rámci připsal = 11 z = 30 dorazí.
  Ale získat ostřejší rozhodnutí, musíme vzít v úvahu, že z = 30 kopie jsou
distribuovány po celém intervalu od 10 do 12, a dostat se s ohledem na tuto žádost od
konzultaci s interpolací to, jak jsem se vzít interval na odpovídající C počítáním z
obou stran, a to z ½ ( M + 1) , ale o půl m kopie jako priori většinu přirozeně se
objevily. Ve skutečnosti, v pořadí od shora dolů (poloha stolu) 40-kláves (di ½ m k
získání dat) hodnoty, jsme vzali v úvahu (což je přímo v sloupci S , lze číst), že až
konec předchozího intervalu, tedy až do začátku I -bohatých 18 kopií, takže chybí ke
splnění 40 nebo 22 kopií, které se v intervalu I se šíří. Nyní jsou, jak tento interval se
přes 22 pro celkový počet 30 I chovají, takže začátek I, di 10 ještě zuzufügende
hodnoty x, tzv. Intervence v I, velikost I, di do 2, tedy:
                                                      22 : 30 = x : 2,
di                                                 x = 44 / 30 = 1,467
                                                      C = 10 + 1,467 = 11,467.
  Pojďme se nyní na počítání odspodu směrem nahoru, tak bohatá na 32 výtisků na
intervalu I , tj. chybí 40 ještě 8 v intervalu I spadají sami, a část I - x odběru ze z x do
Druhá hranice I, di dosahuje až 12 let. Teď jsme to ukončit:
                                                      I - x : I = 8 : 30.
Vzhledem k tomu, I = 2, jeden má
                                            30
                                            (2
                                            -x)
                                            =
                                            16,

což má za následek zvýšení X do prvního výše uvedeného limitu 10 = 1,467 určuje,
co se C vrací = 11467.
  Od druhé určení způsobem po ½ m od zdola nahoru ke stejnému výsledku vede,
než první, ale je to jednodušší, takže můžeme přispět k určení nás C obsah s tím, a
získat pro stanovení C následujícího vzorce 2) :



                                                         (16)
kde g 1 jako dříve, počáteční hodnota, nebo první hranice musí být interpolovány
interval, Z 0 z. tento interval, y číslo, které se zabývají stejnou, to je číslo, kterým
Vorzahl v. musí být zvýšena na ½ m. jít.
     2) [Je-li
          místo jednoduché interpolace, dochází ostřejší, 2. pomocí rozdíly, jeden by
se x = C - g 1 vyřešením rovnice (16) z kap. IX držel výše řešením rovnice (13), aby
stejná kapitola může být získán.]


                          § 83 Můžete testeru hodnota D.
  Pokud budeme definovat nejhustší hodnotu krátce, než je u řady nejhojnější, nebo
největší z spadne, takže to nemusí líbit, předchozí dvě hlavní hodnoty z libovolného
počtu těchto hodnot A jsou odvozeny a má stále pouze pro kolektivy jeden nárok na
ně, ale velmi důležitý význam 3) . Ve skutečnosti najdeme, například, svévolně po
sérii pěti A do:
                                                               1, 3, 4, 6, 16,
takže budeme mít jako aritmetický průměr = ∑ : m = 30 : 5 = 6; než medián (podle
sčítání koincidenční práva a levý) C = 4 Ale jaké hodnoty bychom měli brát jako
hustě hodnotu, protože každá hodnota vyskytuje pouze jednou, tj. všechny z je
1. Další řádky lze nastavit libovolně, ve které, přestože jsou rozdílné z pro
různé a. stát, že stejná maximální z , ale s několika zopakoval, co ne se rozhodnout,
který z D na pohled. Ale v distribučních panelů K.-G. s velkou m uspokojení potřeby
pro úspěšné šetření rekvizity, jsou buď takové případy nepokládejte, nebo může být,
pokud je to ještě je tomu u primárních panely, které jsou příklady v tabulkách
mysu. může VIIfinden tím, že potřebné snížení eliminovat tak, že maximumz pouze
jedna ze snížených A spadá. Je samozřejmě nesmíme zapomenout, že s tím, že si
všichni maximum- z se snižuje , pokud je béžová psáno s ním, jen hrubý určení
nejhustší hodnotou získanou, která je jen více či méně přibližují ideální, ten, který
předpokládá nekonečně velké m na nekonečně malé i by získat, a my se musíme
snažit přiblížit později musí být uvedeny možným způsobem. Obecně lze říci jen to,
že tato hodnota se nachází v intervalu, interval v tabulce snižuje nahradit jako jeho
poloměr intervalu.

3) Je-li kurz zatím nemá žádné námitky předpokládat, že pozorovací chyby v einwurf
volných pozorování z symetrický W. Bez. mají aritmetický průměr z pozorování, že
je chybné, pak velký význam by D rozšířit na fyzické a astronomických měření
měřidla. [Tady O cf. Kap. XXVIII.]

  Skutečnost, že pro symetrické W. . Odchylky bez A má nejvyšší hodnotu
hustoty D významně s A a C se shodují, je zmíněn několikrát, po zobecnění GG pro
asymetrické W. z K.-G. ale to se liší široce hovořil o tu a tam nemá tři základní
vlastnosti, to byl , ani C, nicméně, jsou vyjmenovány v § 33 vlastností, z nichž
nejdůležitější solidarita související jsou: 1), že je to právě nejhustší ve smyslu
uvedeném , 2) že zákon podíl, a 3), že dva sloupce GG se skládá ze stejného
předmětu, jak dokládá pak záleží, že s cílem vyhrát je jednoduchá distribuční práva
na kolektivní odchylek, odchylek, jako spíše o něm nebo C musí být závislý. Lze
dodat, že d nejpravděpodobnější hodnotu K.-G. představuje následující aspekty.
  Vložíte-li z totality na jedné K.-G. kopii z náhodně, takže hodnota D častěji než
kdokoliv jiný která mají být přijata, a blízko k němu s, jeho, v blízkosti vyrovnal, ale
verschiedenenW. závislosti na nich na jedné či druhé straně z D pádu.
  Poté převyšuje význam D pro K.-G. z více než jednoho úhlu pohledu, hlavní
hodnota navzájem, aniž byste přitom zakryli tak, že zůstanou hodné pozornosti na
vlastnosti, které nesdílí s nimi a kompletní charakteristik K.-G. zahrnují také, že je
tak daleko, že nevýhody proti druhé, že jeho přesný popis je těžkopádný a výpočetní
práce požadavky, které nesmějí být pro ostatní. Pak by se jít do detailů, ale já dávám
přednost spíše těžkopádné verspare diskuse o jeho derivátu vůbec na konkrétní
kapitoly diskutovat více z těchto tří hlavních hodnot.
                                § 84 Vagina hodnota R.
  Hodnota rovné součtu musí být mezi nimi, a které z tohoto důvodu plášť hranice
mezi velikostí v závislosti na mateřské malé a velké , musí být vytvořen, pokud se
jako součet menšío stejné celkové velikosti, které mají být vyrobeny, jak je součtem
větší .
  [On je nad C , protože množství nad a pod C nacházející A je to jak je to vhodné, se
podmínky C podle stejné ½ m, a proto, že je:

                                                    ,
tak, že navážeme na nižší hodnotu větší než součet horního C může být dosaženo. Je
tedy rovněž nad A nebo nad D, v závislosti na A a D je menší než C, je, že může být,
může být menší než jedna nebo druhá z těchto dvou základních hodnot, když jeden
nebo druhý je větší než C , je. Nicméně, na jeho první pozici s ohledem na obvykle
známý jako předpokládaného A pro stanovení Předpokládejme, že R nad A lži.]
  Nyní ∑ , , ∑ " součty pod a nad R, ∑ si " a " součty pod a nad A, takže počítat
jeden σ = ½ ( ∑ A "- ∑ A ") směrem nahoru, tj. podle větší hodnoty na A od
do výzkumu , aby se dospělo.
  Důkaz . Po rozjímání režimu linky

                                        ||

                                                        AR
je nižší suma na březen R se rovná nižší částka rel. A plus součet
mezi A a R, které σ hot-, di-
                                                                 ∑,=∑a"+ψ.
. Horní částka bez R , ale je stejný:
                                                         ∑a′=∑o′′-σ,
Tak, tam
                          ∑ si , = ∑ A " , ∑ " + ψ = ∑ "- σ ,


                                                           (17)
Protože
                                   ∑ na ' = μ , A - Α∆ ,
                                    ∑ na ' = μ ′ A + Α∆ " ,
jeden má také:


                                                    (18)
  Tyto obory jsou nemilosrdní k určité distribuční práva, kromě toho, že syrové a
ostré určení může být rozlišuje obvyklým způsobem. [Oni si zachovávají svou
platnost i pro případ, že nad R je, σ , ale je pak záporná, a proto je pořízena svých
absolutních hodnotách, tj. podle menších hodnot okolo . počítat, k dosažení R]
  V našem ilustrativním příkladu je po předchozím stanovení A =
11,4; ∑ a " = 369; ∑ a " = 543, tedy u ur ty současné? = 87, že tato částka máme od
11.4 vzhůru, tj. v závislosti na vyšší na počítat do výzkumu a dostat se do intervalu
10-12 s ZA = interpolovat 330, což v 2 ⋅ 87 : přidat 330 = 0,527 - 11,4; jsou R
= 11927. [Je-li se však, stejně jako dříve (§ 72) ∑ '' = 362,7; ∑ '' = 549,3, tedy σ =
93,3, takže je v důsledku toho rozdíl R - A = x z rovnice: 93 , 3 = (11,4 + ½ x) ⋅ 15 x s
hodnotami našli 0533, jsou s výše uvedenými hodnotami v podstatě splývající R =
11,933].
  [Nyní, místo toho, co se tady stalo, R jako funkce A zjištění, že může velmi dobře v
závislosti na C nebo D se nacházejí, a pak samozřejmě ∑ A " , ∑ se " a na základě
počtu odchylek a odchylka součtu března C nebo D místo rel. přijmout. Se získá jako
výstupy C určení: σ = ½ ΑΘ (ref. C ) , výstupy D proti: σ = ½ ( m ' - m , ), D + ½ ℘
∂ . Kromě toho,R přímo, aniž by se lze nalézt na předem určené jiné hlavní
hodnoty. To se děje tím, že získaný přidáním A na obou koncích tabulky rozložení,
interval návštěv, ve kterém R přichází na odpočinek, a pak poutavé částka v tomto
zabývajících interval Y typu stanoveného být Vorsumme zvýšené o částku rušení,
která se rovná polovině součtu je. To vede, definována za použití (§ 69), názvy do
vzorce:


                                                     (19a)
nebo


                                                     (19b)
v závislosti na opatřeních přijatých v souladu s ustanovením § 72, se Eingriffsmaß x ,
tj. částky, o kterou r. dolní mezní g 1 na intervalu I převyšoval, v závislosti na poměru
                                      x: I = Y: 0 z 0
nebo přesněji, podle rovnice:



vypočtená a g 1 je přidán.]
   [A konečně, si zaslouží být uvedeno, že poloha R než v jiných směrech ,
C a D z závislá na rozvaděči. Konkrétně se zvyšuje každý A k jedné a ve stejné výši,
a je A, C a D je větší o stejné výši, aby se změnila poloha je udržována v panelu,
přičemž je uvedeno zvýšení způsobí přiblížení R na C, tak, že s neomezeným počtem
násobení R s C splývají. To vyplývá přímo z toho, že mezi C a R přednostní
součet se , di σ , neustále se rovná ½ ΑΘ (ref. C) , a tedy s větší distribuován na stále
menší a menší interval.]


                                § 85 Nejtěžší hodnotu T.
  Každá hodnota dává známku do naší distribuční vyšetřování panelu, obecně řečeno,
v závislosti na jeho velikosti a Z , jak často se vyskytuje, jiný produkt ZA , a můžete
se po naotázku, pro které je tento výrobek je maximum. Za prvé, pojďme si
uvědomit, že se shoduje s nejhustší hodnotami. Ale to je jen velikost Z ,
nikoli ZA se. K dispozici jsou hodnoty , které jsou větší než D , a přestože se
vyskytují méně často než D , dává jim ale do určitých mezí velikost jako na ZA , co
poskytují výhodu.
  V každém případě, T až po kladné straně D vleže, protože při chůzi se stanoví
hodnoty na základě D jak je , jak z poklesu. Po surovém stanovení by v našem
příkladu tabulky T s Dsoučasně na a = 11 podzim, za předpokladu, že maximální
tohoto ZA = 330. místě. Po prudkém určení, ale i na podzim od sebe, a jeden má,
když se předpokládá, že oboustranný GG použít pro použití se následující doklady na
všechny následující vzorec:


                                                        . (20)
  Z našeho příkladu tabulky § 68 se nachází po další kapitole se odlišuje metodu
poměrnou
                                                        D = 11.6, e ' = 1,9;
dále
                                                        T = 12,1.
  Nyní jeden může se zeptat, co je empirický význam, že takto určená
hodnota T maximálně ZA padá. V tomto ohledu, je třeba si uvědomit, že po zvážení
všech ostrý a distribuční panel vlastně celý interval o velikosti i představuje tento
panel, jehož otázka je střed. Tak se hodnoty T = 12,1 pro naše distribuční panel,
jehož i = 2, konkrétně, že ze všech intervalů velikost desky 2, intervalu centra T =
12,1 je tedy interval 11,1 - 13,1 větší ZA obsahuje, než jakýkoli jiný interval o
velikosti 2
  [To je nyní k dispozici, ale není potvrzeno, protože sestupná interval o 11,1-13,1 se
rovná 296, zatímco sestupná interval 10 - 12 je roven 330.. To však není nepřesnost
výše uvedené teoretické určení způsobu je T detekována, ale pouze naznačuje, že
teoreticky požadované pozice nejtěžší hodnota neodpovídá přesně jeho, v panelu
empiricky uvedené situace, která by se, jak se dalo očekávat, od samého začátku. To,
že, i když vzhledem k empiricky panely K.-G. se podstatně neliší, je zřejmé z
následujícího příkladu.]
  Rozvodný panel pro vertikální rozsah lebky s i = 5 mm (§ 58), je při
stanovení D pomocí metody poměru:
                                       D = 409,7; T = 410,1;
které zde na intervalu 407,6-412,6, největší ZA padá. Ať už je to opravdu může být
empiricky na kontrolu distribuce tabulky, a rozhodli jsme se porovnat interval
nejhustší hodnoty 409,7, tj. poté, co příslušné ustanovení 407,2-412,2.
  Vzhledem k tomu, klesající příslušných intervalech, které nejsou přidány přímo do
rozvodné desky, protože samotné intervaly s jejich ZA nejsou v něm představují, ale
interval z nejzávažnější hodnoty, jakož i na nejbližší hodnoty, v záběru mezi dvěma
intervaly dané tabulky, musí Pro výpočet interpolationsmäßig, jaký podíl na
hledaného ZA přináší každý ze dvou úseků, a sečtením těchto akcií oba ZA intervalu,
který pro D než to, co T stanovila, zjistit, co nechci tento detail 4) . Poté, co jsem
našel pro výše uvedený příklad, sestupně o nejhustší hodnoty 26.631, který z T rovná
26.656, tedy, jak se očekávalo, druhý jen velmi málo, nicméně, jak vyžadovat, ale
trochu větší, než první. [Ale ještě určíme z (20) je T liší třeba odstranit z rady
empirické, protože pro a = 413, tam je ještě větší hodnotu ZA = 26845.]

 4) [V projednávané  věci, je zjednodušen v důsledku pro a = 408 a = 413
společný z = 65 tento zákon, a najdete ZA pro D , resp. T rovná 65 D , resp. 65. T .]


      . Důkaz Protože T je větší než D , tak jsme se vydali

                                                   T = D + ∂ , (21)
kde ∂ je pozitivní odchylka D , a určí ∂ , by
                                          ZA
                                          =
                                          z(
                                         D+
                                         ∂)(
                                         22)

nastavte tuto hodnotu získat maximální rovnici s ohledem na ∂ rozlišit a nastavit
rozdíl roven nule, kde jsme pro jednoduchost, pomlčky v horní části Z, A, ∂ ,
e vypuštěny, které jsou ve skutečnosti přinést do polohy těchto hodnot
nad D naznačovat .
        Takže máme:

                                                            (23)

z nichž poslední hodnota Z je. Ve snaze      najít, má z. jako funkce ∂ být vyjádřen,
co se může stát podle následující dva sloupce GG poměr pravděpodobnosti
výskytu ∂ positiverseits z D marně. Poté, co je znám, je pravděpodobnost ϕ
∂ hodnotového ∂


                                                   , (24)
kde h = 1: e     . V normálním způsobem předpokládá velkou m , ale může ∂
ϕ by z: m " jsou vyjádřeny, tak


                                                    (25)
z čehož vyplývá:


                                                           (26)


a, as

                                                (27)
tj.:

                                                       , (28)
kde z přestává být společný faktor, a jeden s inverze znamení a úvahy, že h =
1:e      , nahrazuje tímto kvadratické rovnice:
                             2 ∂ ² + 2 D ∂ - π e ² = 0, (29)
, z nichž ∂ mohou být stanoveny.
Tato první dává:


                                                   , (30a)
z nichž pouze horní znamení je užitečná, nebo:


                                                   (30b)
a:


                                                      (31)

                        § 86 Odchylka zaměření hodnota F.
  Dá se dokonce hovořit o charakteristické odchylky hodnot, které nejtěžší je
analogické hodnoty a vypočtené obdobně, dále nejtěžší hodnota odchylky mohou být
volány. Tam, ptali se, do které spadá největší ZA , tady si člověk klade otázku, na
kterou Θ padá největší z. Θ , a pokud na výstupu z daných základních
hodnot H s Θ současně = H ± Θ je uvedeno, na které na podzim Největší z Θ ,
hodnota, která není s nejtěžšími několika shodných hodnot. Mezitím navrhuje
analogie selhává v následujících bodech. Maximální ZA je nezávislý na hlavních
hodnot, které člověk chce, aby raději o, protože to ano, na skutečné hodnoty a práce s
tím spojené z. nezmění, kromě toho, že jednoduchý výpočet největšího ZA těsně pod
výstupem D souladu s našimi všeobecnými distribučních zákony možných je. Proti
hodnota závisí na Z Θ chce počítat, ze které je disperze, protože hodnoty z se z
hlavních hodnot, Θzávisí se v závislosti na jejich velikosti it. Nicméně, to je stále s
výpočtem nejtěžšího v hodnotě rovnající se, že i při nejhorším Θ -hodnotu pouze v
výstupech D provedených na základě našeho obecného distribuční práva a použití
výsledku může být narušen nedostatkem souladu s rekvizitami. A konečně, analogie
nedrží tak hluboko, jak je to jen obvykle maximálně"ZA může být v jakémkoli
rozvodné desce, vzhledem k tomu, že je speciální maximálně Z na každé straně
vybrané hlavní hodnoty Θ , resp. ze z ' Θ 'a z , Θ , krátká F ' a F , jsou tím, co dát
na výstup D podléhá všem příslušným výpočtem.
  Pro ilustraci, jsme se sníženou tabulku pro vertikální rozsah lebky (§ 58) s E , =
368, i = 5, pro které se podle § 61:


                            D = 409,7;                = 14,9;                 = 13,0;
Hodnoty jsou použity při výpočtu stejně, a my se v závislosti na A a
odchylek od D, D . i ∂ , následující v této tabulce tabulce vzájemně souvisejících
hodnot:
                                              D = 409,7;         = 14,9;   = 13,0.
                ,               ∂,             z,          z, ∂,

                383             26.7           17          454
                388             21.7           24          521
                393             16.7           36          601
                398             11.7           41          480
                403             6.7            59          395
                405,5 - D       Od 0-4,2       55          115
                "               ∂"             Z′          z'∂"
                D - 410,5       0 - 0,8        10          4
                413             3.3            65          214
                418             8.3            51          423
                423             13.3           40          532
                428             18.3           17          311


Jeden vidí zde, že ∂ a z , pokud se zpátečku, jak ∂ se přiblížil jeho A až D se snižuje
na každé straně, z roste, naopak, po odstranění z . D Pokud se z a ∂ sledovat zde
inverzní vztah, tak z by ∂ zůstává konstantní přes celý rozsah hodnot, ale to v žádném
případě není tento případ, jak je možné ověřit z posledního sloupce, který
na na , straně maximálně Z , ∂ ,krátká F , , v ∂ , = 16,7 a , = D - ∂ , = 393, a na
" straně maximálně z ' ∂ " , krátký F " , v ∂ ′ = 13,3 a ' = D + ∂ " = 423
probíhá. [Stejné hodnoty také označit s ostrým stanovení pomocí jednoduché
interpolace maxima na z ∂ .]
  Jak nyní můžete vidět, není tak stanoví empiricky maximální hodnota Z , ∂ , =
F , velmi blízko k hodnotám výše uvedených, e ,           = 14,9 a maximální hodnota
nalézt empiricky z ' ∂ '= F' o ' - straně velmi blízko hodnotám výše
uvedených, e ' = 13,0, a ve skutečnosti v důsledku pozdějšího odůvodněné prohlášení
v důsledku platnosti naší distribuční práva, které


                                          ,           (32)
  Ale [kdo určuje hodnoty interpolationsmäßig ∂ , = 14,9 a ∂ ' = 13,0
odpovídající z , ∂ , a z " ∂ " v úvahu, že i = 5, zjistíme, k Z , ∂ , = 563; Z ′
∂ '= 529, a porovnává je se skutečnými maximálních hodnot panelu lze zjistit míru
shody mezi teoreticky a empiricky předloženy požadované hodnoty.]
  [Důkaz. Je-li na základě předpokládaného jako platné dva sloupce GG:


                                                    (33)
kde h '= 1 : e "   , je získat maximální rovnici z ' ∂ ' hodnota:


                                                      (34)
s ohledem na ∂ " odlišit a být rovna rozdílu nulové. Se získá ve formě:


                                                           (35)
Takže, protože koeficient (1 - 2 hodiny '² ∂ '²), ze své podstaty nemůže zmizet,


                                   nebo                     . (36)
Stejně tak z toho vyplývá, pro nižší odchylek:


                                                 . (37)

Ale je e "      ae,        vzájemná střední kvadratické odchylky, tak, aby se
odchylka od teoretické hodnoty priority význam F " a F , s ohledem na D je pouze
pro ilustraci čtvercový střední odchylku v horních a dolních hodnot.]
XI. Nejbližší hodnota.

  § 87 [Od nejhustší hodnotu jako výchozí hodnotu pro K.-G. zaujímá zásadní
postavení v kolektivu, kterého tvrzení je správné distribuční práva, to je diskuze o
jeho matematický význam a jeho nezbytné k tomu, aby se zavedené matematické
odhodlání. Je důležité zde, stejně jako D i určený empiricky hustě hodnotu, která
bude nést panel, ze kterého D p zadané teoreticky nejpravděpodobnější hodnotu, která
distribuce zákon vyžaduje, aby ve věcech rozvodu a léčit každý samostatně.]
  [Existence D i je založen na skutečnosti, že se z této desky, což je u K.-G. počet
kopií velikosti a stavu, nejsou konstantní po celou dobu, ale vzestup a pád. Tak
dlouho se syrovým stanovení z. přímo jako béžová podepsané vnímána sounáležitosti
a proto měří mezi a. panelu vztahuje a hodnoty, než nepovažují dochází, pouze to, že
s největší plechovky z náchylnék sobě prohlašoval, jako nejbližší možnou hodnotu , a
tam není prostředek pro případ, že množina po sobě A totéž maximum z mít pochyb o
tom, který je nyní ve skutečnosti představuje nejbližší hodnotu zvednout : 1) . Je-li
však za to, že se intervaly mezi měří pouze relativně malý počet měřených vzorků a
nepřesnost měření vděčí za svou existenci, zatímco neomezený souhrn kopií K.-
G. bez přerušení pro všechny, ležící mezi extrémy distribuovány, člověk musí hledat
v daných tabulkových hodnot pouze základ, na kterém funkční vztah
mezi Z a vybudovala. Je-li stejná, pak z nejhustších hodnota znamená jednoduchý
způsob, jak maximálně početně funkce.]
 1) [Výskytdvou navzájem rovné, oddělena od střední hodnoty maximálního Z nemá
být považován za to způsobí, že výskyt dvou různých hodnot, nejhustší a jako směs
různorodých K.-G., do které distribuční zákony přímé by se, abyste mohli.]
  [Při přípravě tohoto funkčního vztahu je nyní, aby se ujistil, že - což je již
podmíněna nepřesností měření a následné existenci primárních intervalů - z tabulky,
spíše než jednotlivé hodnoty neznámé funkce, ale jako součet hodnot, a odkazovat na
odpovídající intervaly, a proto jsou jako integrální hodnoty přijatá za hranice
intervalů, které mají být brány v úvahu.Kromě toho, že principy interpolace být
uvedena do provozu, co vyjde, počet kopií velikosti , obecně se ζ. označíme, v
určitém rozsahu jako racionální integrální funkce je na vorauszuset-zen a poté
pomocí vzhledem z tabule jejich koeficienty, které mají být stanoveny tak, aby
součet ζ , d i, jejich integrály mezi limitů navržených intervalů, s danou z. deska pro
přesně stejné intervaly utkání, přičemž číslo je třeba zvážit po sobě jdoucí intervaly
míry předpokládané funkce nebo počtu, které mají být stanoveny v závislosti
koeficientů, a roste s rostoucím počtem těch, kteří ve stejné době, se stupněm
přesnosti dosaženo.]
   [Pokud se tak za předpokladu, že pro rozsah hodnoty a, je v intervalu se
středem v 0 a Z se rovná z. 0 lží, ζ je buď konstantní, nebo lineární funkce zobrazena,
nebo jako druhého stupně se, stejně jako v prvním případě, pouze Z 0 intervalu sám, v
druhém případě, Z jedné ze dvou sousedních intervalů, ve třetím případě, Z na použití
dvou sousedních intervalů, za účelem zjištění, konstanty. Jeden může najít, takže v
případě, že z asi se nachází na horní extrémní intervalu se Z 1 , který se nachází v
opačném směru Z - 1 , a je určen k asertivní v prodloužení celého baru intervalu
velikosti po předchozím, kterým se i se nazývá, v prvním případě:

                                             , (1)
v druhém případě:

                                       nebo =                     , (2)
ve třetím případě:

                                                                      , (3)
Vzorce, jejichž platnost region v každém případě v intervalu s limity na 0 - ½ i a 0 +
½ i rozšiřuje].
  [Pokud chtěl, vzhledem k funkční závislosti takto konstruovaného
nejhustší stanovení časového úseku, tak jen vzorce (3) se ukáže, že je vhodné pro
tento účel, protože (1) trvale poskytuje konstantní, (2), stále větší a stále klesající
hodnoty. Od (3), ale výsledky v maximální hodnotě nebo nejhustší hodnoty:


                                                       , (4)
za předpokladu, pouze 2 z 0 - z 1 - z - 1 > 0 . Tato hodnota je menší než nula, takže je ,
je minimum, ale je 2 z 0 - z 1 - z - 1 = 0, pak (3) je lineárně a určení maximální
nepoužitelný. Je-li navíc, podle potřeby, do maximální rámci sledovaného intervalu
jsou, musíme oba z 1 a z - 1 , každý na své vlastní, menší než Z 0 se].
   [Místo centrum 0 pro stanovení nejbližší hodnoty na hranice intervalu: g 1 = 0 - ½
i a g 2 = a 0 + ½ i týkají. To je ve chvíli, kdy - g 1 = x je nastavena na:


                                                    , (5)



což má za následek jednoduché poměru:
                                                      x(i-x)=(z0-z-1)(Z0-Z1)
                                                      (6)
následovat.]
  [Stanovení D i provádí se tak pomocí výše uvedených vzorců, že se nejprve interval
s maximálním Z , tj. surové určitou nejhustší hodnotu, navštívil, a pak se poloha D i v
tomto intervalu od přístupu podílu (6) nebo se vypočte z rovnice (5) nebo
(4). Existuje pouze jedna maximální z , dosažená přesnost je dostatečná, a pomoc
ostřejší interpolaci s přihlédnutím kz. čtyři nebo více sousedních intervalech, obecně
není nutné. Ano, můžete vyhrát sám i poté životaschopné určení, je-li dva sousedící
maximum, z ponechat surový stanovení nejhustší hodnoty ve tmě. Konkrétně,
pokud z 0 = z - 1 , x = 0, a je-li z 0 = z 1 , x = i , takže vždy společné hranice těchto
dvou, s maximálními Z- jako náchylné intervalech D i pro nárok bere.]
  § 88 [Tímto způsobem byly hodnoty D i z jednotlivých kroků, snížení a snížení
vrstvy osmé kapitoly. vypočítat. V opačném případě se bude konat v pozdějších
kapitolách. Může však být žádoucí, aby v případě, že dva sousedící maximum -
Z vypadají, že má ostřejší vzorec k dispozici. Ano, bylo by to tak důležité, pokud -
což je jen stěží očekávat, a, pokud je to nutné, se lze vyhnout tím, že mění polohu
redukce - tři succedierende maximum z selhání výše uvedených vzorců by
vyžadovalo. Pak je tu další interval by se měl zvýšit na dříve považovány Ζ se určí
jako funkce třetího studia plechovky. Je to tím, že na intervalu se z = z 1 následující
interval se z = Z 2 . Je-li nyní, jak shora = g 1 + x nebo = g 2 - ( i - x ), kde g 1 ag 2 ,
spodní a horní meze intervalu se středem v 0 a z = Z 0 , jsou následující :

                                                     ζ=+β(i-x)-γ(i-x)2-∆(I-x}3;
                                                     12 i = 7 z 0 + 7 z 1 - z - 1 - z 2 , 12 i ² β =
                                                     15 Z 0 - I5 z 1 - z - 1 + Z 2
                                                     4I³γ=z0+z1-z-1-z2,6i4δ=
                                                     3 z 0 - 3 z 1 - z - 1 + Z 2 . (7)
Z toho vyplývá, jako maximální hodnota, když, například, Z 0 = Z 1 a Z 0 > z 2 > z - 1 :


                                                                                    . (8)
Jeden může najít také:

                                                 Je-li z 2 = z 1 = z 0 ;


                                            Když se z - 1 = Z 1 = Z 0 (9)
po kterém pozice D i bude měnit v závislosti na tom, která ze tří maximální -Z má
následující nebo předchozí interval. Tato nejistota lze čelit pouze na volání ve dvou
sousedních intervalech.]
  [To se provádí z 0 = z 1 = Z - 1 přijímá a kromě pro následující interval se z
= z. 2 mají předchozí interval se z = z. - 2. vzít v úvahu, výsledkem je určení
maximální, pro x = - G 1 ,rovnice:
                                 2 + β x + 3 γ x ² + 4 δ x ³ = 0;
            12 i ² α = - z. 0 + Z - 2 , 8 i ³ β = z - 2 - z 2 , 6 i 4 γ = z 0 - z - 2 , (10)

                                  24 i 5 δ = - 2 z 0 + z 2 + z - 2 ;
s podmínkou:
                                    2 β + 6 γ x + 12 δ x ² <0].
   § 89 [A tak, zatímco existence D i je nezávislá na existenci distribuční práva a jeho
stanovení může být dosaženo v postupných aproximací pomocí interpolace, existence
je D p jen vyžaduje předpokládanou distribuční práva, našem případě u
oboustranného GG, a jeho výpočet z daných tabulkových hodnot musí být provedeno
na základě jeho vlastností matematicky formulované. Bylo by opravdu, když se
nevyhnutelné, nesymetrické nepředvídané nebrání přesné Aplikace distribuční zákon
nejhustší hodnoty od počátku vlastnosti D pmají, tedy D i = D p je, a to by pak
neexistuje žádný důvod, kromě D i nadále D p pro výpočet, ne-li silně formulované
vlastnosti i v tomto případě D p by nabídnout větší bezpečnost než aproximace
Interpolalionsverfahrens. Do té míry, ale nikdy zcela odpovídá rozteči tabulkových
hodnot na požadavky zákona, měkká D i a D p sebe, a to musí být nezávislý
na D i aD p jsou určeny jak rozdíly v jejich situaci se míra použití distribuční práva na
získat, stejně jako v D p vhodnější Augangswert jako v D i dostat k uplatnění tohoto
práva.]
  [Nyní je D p , definovaná v solidaritě souvislosti s oboustranným GG, vlastnost, že
počet dolních a horních odchylky, pokud jde o stejný čin jako pomocí dolních a
horních odchylek, nebo, že:
                                                  m ,: m ' = e , : e ′ . (11)
Vzhledem k tomu, vlastnost teoreticky nejpravděpodobnější hodnota je emanací
distribuční práva, je jasné, za předpokladu platnosti tohoto zákona od samého
počátku, že jeden a jen jedna taková hodnota existuje v našich distribučních panelů a
v blízkosti D i je třeba hledat. To má zájem dokázat, že D p na jedné straně neví,
jak nebo C, existuje v každém panelu, a na druhé straně se vyskytují v různých
vydáních může.]
  [Za tímto účelem jsme dali distribuční panel ve stejné vzdálenosti a útočníka,
jehož z jedné časové konstanty celé, podruhé totéž důsledně násobky
odpovídající si představovat.]
  [V prvním případě je z distribuovat rovnoměrně po celé desce, a je proto mezi
limity a = b a několika = c :
                                               ζ=,
kde je konstanta, a pro každou A najdeme:
                                               e , = ½ ( a - b ), e "= ½ ( c - )
                                                m , = ( - b ), m '= α ( c - a ) ,
tak, že každá vlastnost D p má.]
  [V druhém případě následuje interpolací, kontinuální distribuce:
                                                  ζ=ξ
a je vybrán jako limity A = 0, několika = C , je dosaženo s ohledem na
požadovanou A:


                                      ,;

                                           ,                   ;
tak, že jako řešení rovnice:
                                                            e, m '-e'm,=0
pouze dvě hodnoty = 0 a = C výsledek, pro které E , a m , resp. e ' a m ' jsou rovny
nule. Tyto limity však v každém panelu, od počáteční podmínkou, rovnice
pro D p splněny, aniž by s nimi jako D p nabývá hodnot v nároku. K dispozici je tedy
v tomto případě není D p uvnitř panelu.]
   [V důsledku této události, se může zdát žádoucí stanovit kritérium pro
přítomnost D p mít. Tyto funkce v jednoduchým způsobem podle následující
úvahy. Je začátek panelu detekovatelné e , : m , > e ' : m " , na konci s , : m <e
': m " , je třeba pro průměrné hodnoty e , : m , = e ' : m " být, jako
kvocient e , : m , a e ' : m ' kvůli neustálému distribuci z.o jednotlivých intervalech
neustále mění s polohou hodnoty, ke kterému se vztahují. Nyní však, když Z
je , Z na E , , z ω to E " je, a dolní mez intervalu I , s B , horní hranice intervalu I
' s C je určen pro horní části panelu :


                                            ,          ;
na konci tabulky:


                                                ,      .
Existuje tedy v každém případě, je hodnota D p uvnitř panelu, pokud:


                                        ,             je] (12).
  § 90 [Pro výpočet D p mohou zpočátku sloužit pouze část (11), protože se definuje
tuto hodnotu. To může, nicméně, z důvodu, že část z těchto vlastností je
hodnota D p ukazují, že mohou být použity stejným způsobem výpočtu:
      1.Aritmetický průměr pod D P leží na , di ⊕ A , : m , vypěstované na
      aritmetický průměr výše uvedené D P se nachází na , di ∑ A: M ′ , se rovná
      aritmetickému průměru všech ,se zvýšil o D p sám Tedy:


                                                                                     . (13
                                                                  )
  2) Rozdíl mezi průměrnými hodnotami v dolní a horní odchylka ve vztahu k D p se
rovná rozdílu mezi hodnotami D P samotné, a aritmetický průměr , tak:
                                                         e , - e '= D p - A. (14)
Připojení druhé s rovnicí (11), vede k dalšímu určení:
                                                    (15)
kde u = m ' - m , . Prostřednictvím sčítání a odčítání (14) a (15), dále jeden dostane:




                                                   (16)
Důkaz (13) je dosaženo nahrazením hodnot


                                          ,                (17)
což v poměru k (11) rovnice e ' m , = e , m ′ pomocí jednoduchého výpočtu
rovnice:


                                                      (18)
odvozeny a ve stejném


                                              ;
je nastaven. Ve skutečnosti, vyplývá z výsledné rovnice jako:


                                                          (19)
vydělením m ., vzorec (13) , ale tento vzorec je získat, vyplývá z ní,
když ∑ si , : m , a ∑ s ′ : m ' z (17) D p a e , . respektive e " vyjádřil jsou přímo
rovnice (14).]
  § 91 [Matematické stanovení D p nyní rovnici (13), nejvhodnější přístup. Nicméně,
tento účel je znalost v intervalu D p padá, které jsou nezbytné, protože vlastnosti
požadované hodnoty na základě odchylky čísel a odchylky částky a ne absolutní
určení, jako u A , je možné, aby. Proto musí, pokud takové znalosti, například tím, že
před výpočtem D i je možné zakoupit, chybí, opatrně, Přístup na jednom intervalu a,
není-li náhodou správný interval byl několikrát zasažen, pro jiný interval se však, že
výsledek prvního běhu, není-li prohlášení by mělo vliv na volbu intervalu při
opakování experimentu. Poskytuje představenstva bez významných abnormalit, tak to
bude v těchto experimentech pouze na výběr mezi sousedními intervaly.]
  [Pokud má tedy určitý interval, jehož střed je 0 , spodní hranice g 1 a jeho Z se
rovná Z 0 je vybrán jako intervenční interval a na stejné V , n , V , N se počítá, se
surovým určení v souladu s ( 13):
                                                                      , (20a)
nebo:


                                                                      , (20b)
v závislosti D p je menší než nebo větší než je 0 . Je tedy bývalý formule pravdivá,
pokud 0 - D p <½ i, druhý, pokud D p - 0 <½ i je získá.
        Pro ostré určení, ale přístupu:


                                                               (21)
Předpokládá se, kde Y , poutavé součet, y znamená, že čísla zakázky. Dosazením zde
Cape. IX, vzorec (8) a (13), když x = Eingriffsmaß D p - g 1 označuje, 2) :


                                                  ,        ;
získáme následující rovnici pro x = d p - G 1 ;
                                                      x ² - β x + γ = 0;


                                                                                ;

                                                                  , (22)
                                                                     ;
s podmínkou, že X je pozitivní a méně než I je.]

 2)[Je-li některý z nich na jednoduché průsvitné, ale méně přesný vzorec (6) z
mysu. IX, konkrétně Y = a 0 z. 0 x: I , používání, takže by místo (22), je kubická
rovnice pro x důsledku toho by tedy ke ztrátě přesnosti i ztráta výpočetní pohodlí
řádu].


  [Toto ustanovení však není vhodný způsob, aby D p do některého ležící ve stejných
intervalech základních hodnot H se týkají Vzhledem ke zvláštním vlastnostem
vybraného Hvyhrát jednodušší rovnice.]
   [Pro tento účel, stejně jako čísla a součet výše a níže H se nachází u m ' , m
", ∑ " , ∑ " označuje dále D p - H = x ' , a mezi D P a H ležící jejich počet v závislosti
na stejné y ',jejich součet stejným Y " musí nastavit tak, aby:
                                                  ,             .
Jeden pak získává z přístupů:


                                                            (23)
pro x '= D p - H rovnice :
                                 ′ x ′ ² - β ′ x ′ + γ ′ = 0;


                                                                ;

                                                                    , (24)
                                                                     ;
pro H = g 1 přechází do (22). Ze stejného má x ' výsledek, a to buď pozitivní, a méně
než g 2 - H (kde g 2 , horní hranice intervalu zapojení), nebo negativní, a její absolutní
hodnota méně než h - g 1 . se]
  [Tato rovnice se vede, když buď aritmetický průměr A nebo středisko hodnota C ,
nebo plášť hodnota R v intervalu od D P klesne a když H je vybrána pro následující
ustanovení:
      1.To by mělo být: H = , x = D p - , pak:



                                                                             , (25)
kde μ , a μ " údaje o odchylky, Α∆ součet odchylek rel. představit.
      1.To je pak: H = C, x = D p - C, pak výsledky:


                                                                             , (26)
kde ∑ se " a ∑ A " do C viz.
      3) Konečně je třeba: H = R , x = D p - R, pak máme:




                                                                , (27)
kde m ' a m ′ ′ s ohledem na R jsou přijmout.]
  [Rozsah těchto oborů bude prodloužena při pohledu na případ, ve kterém D p ,
posunutí intervalu zásnubní dělá a pád hlavní hodnoty, na který zákon se vztahuje na
sousedních intervalech, nebo, jinými slovy, intervenční interval od sousedící díly dva
sousední intervaly složené. Z 0 Tento kompozitní interval se pak skládá z
proporcionálního některých Zspolečně z jeho částí, přičemž března zůstávají hlavní
hodnota platných předpisů.]
  § 92 [Z těchto vzorcích bude vhodnější obecně (26). Vzhledem k tomu, (27) se
odkazuje na malý zájem o hodnoty jistiny, přesný výpočet i po kap. X (19b) vyžaduje
rozlišení druhého studia rovnice, zatímco (25) je tedy v nevýhodě dasss situace v
souladu s právními předpisy D p od C je izolován, a proto méně časté
než C s D p bude ve stejných intervalech.Je také není cítit nevýhodu, že rovnice (26),
znalost dvou hodnot A a C erheischt, protože jeden vedle D p a vždy a C se vypočítá.]
  [Je proto vhodné, aby znalost C a A musí být založen výpočet D p , aby (26) na
nejjednodušší možné formě.]
  [Za tímto účelem jsme se rozdělit (26) o ¼ m ² x a napište rovnici takto:


                                                                 (28)
Pokud bychom nyní:


                                         , Ie               ,
získáme:


                                                                (29)
přičemž řetězový zlomek reprezentace ξ je za předpokladu, že rychle konverguje jako
2 Z 0 ( C - A ) : ( V ). našich panelů představujících malé hodnoty]
  [Průchod zákona je tedy typ nastavení, které na základě


                                                        ;
v pořadí:
                                       ξ 1 = - 1;


                                                    ;


                                                    ,
                                          atd.
určena, a když přišel účet zastavil, ze zjištěných hodnot ξ na hodnotu x = D p - C je
odvozen. Ve stejné době, jednoduchým způsobem, pak je hodnota získaná z


                                          stejná       .]
  [Z rovnice (26) dále plyne, že z empiricky zjištěných hodnot hlavního ,
C a D p organický zákon je na počátku splněna v pravidlech platných pro naše
poměry panely velikosti.Přináší totiž, že rovnice ve tvaru:


                                                                  ,
z toho vyplývá, wofern


                                                   ,
že A - C a x , to znamená, že D p - C, a to buď ve stejnou dobu, je pozitivní, nebo
stejné, může být negativní. Z tohoto důvodu, je to proto, že daná podmínka je v
podstatě splněn rozváděčů,
                           buď > C > D p nebo < C < D p ,
jako místo to vyžaduje zákon.]




XII. Důvody
 zajistit, aby významné asymetrie odchylek s ohledem na aritmetický průměr a
platnost asymetrického rozdělení zákona je vzhledem k nejhustším hodnoty D ve
    smyslu zobecněného Gaussova zákona (kapitola V), v obecném případě.
  § 93 Podle (§ 4) dělal rozdíly mezi základními a nepodstatných ustanovení může
být nakloněna, i základní a non-esenciální (nebo náhodné) asymetrie odchylek ve
vztahu k hodnotě domov jako aritmetický průměr nebo nejbližší hodnotu
rozlišovat. Obraťme se zde pozorování v tomto ohledu zaprvé, aby aritmetický
průměr A. Jisté je, že i při symetrických W. odchylky rel. A nevývažkovými
nepředvídané rozdíl mezi vzdáleností Extreme E ', E , z A a rozdíl u mezi počtem
vzájemných odchylek μ ' a μ , se mohou objevit, a tak můžete hledat podle vlastností
zeptat, co dělá značné asymetrie rel. , nezávisí na nevyvážené událostmi, z menší či
náhodné, který závisí na jiný. Kromě nyní v kap. II je uvedeno obecné, poněkud
neurčité rysy, které jsou rozlišit podstatné od nepodstatných ustanovení, lze v tomto
případě na základě toho vytvořil pouhým nevyváženou NEVYKÁZANÉ
rozdílu u mezi μ ' a μ ,stanovení pravděpodobnosti je schopen, a že stejný
pravděpodobné velikosti může být poskytnuta. Podle nyní, jak z této pravděpodobný
rozdíl je překročena, je pravděpodobné, že asymetrie je pouze náhodné, a tam jsou i
pravidla, která určují míru nepravděpodobnosti, aniž by samozřejmě absolutní
jistotou, je to dosažitelné, čehož jsem poznámky v § 31 (historicky) jako zpět a
podívejte se na pravděpodobnosti vzorců čtrnácté kapitole. A tak jste mohli postavit
jako hlavní bod po převažující pravděpodobností pouze ty případy asymetrie ve
vztahu k A udržovat nezbytné a usilovat o čestné slovo zákony výrazně asymetrické
distribuce, kde úcta k A výsledné pravděpodobné hodnoty u není překročena
irelevantní.
  Ve skutečnosti, jsem se od samého počátku tak, věc, ale pak mě přesvědčil, jak je
uvedeno v § 32, že tento první tak přirozené, tak nutné objevit považuje za zcela
chyběl ten správný úhel pohledu. Bylo by to těžké, pokud symetrické W.
kolísání A bude tomu obecně předpokládalo, a stejně tak by se dalo předpokládat, od
počátku v roce a stále poskytuje Quetelet, výjimky by trpět, který chtěl být zvláště
vyhledal a zacházet s počítačem. Ale případ dopadá, je-li spíše ve smyslu vyjádřil již
předběžně s ohledem na podstatné asymetrie je obecný případ, který patří mezi
nespočet stupňů, v nichž je možné tam, kde to zmizí, stejně jako speciální, ve vší
přísností, snad asymetrie Nikdy se vyskytující případ obsahuje.
  § 94 Poté, zásadní rozdíl mezi základní a nepodstatné asymetrie není dělat, vše K.-
G. může skutečně asymetrické W. musí být zacházeno pod podmínkou, s ohledem
pouze to, že na konečné m důsledku nevyvážené nepředvídatelné, může velikost a
směr asymetrie se mění náhodně od té, která v nekonečné m se ukáže být nezbytné, a
hlasité důvod se domnívat, že je tomu tak, že i v případech, kdy podle současných
pravděpodobnosti vzorců, asymetrie ve vztahu k by mohlo být jen náhodné, jak je
uvedeno v § 33 Zákony asymetrie jsou potvrzeny v nečekané univerzálnosti sám.
  Teď jsem se však přiznat, že je to dokonce se mi zdálo divné, a dokonce i tajemství
v něm lze nalézt, že s tak slabou asymetrii, jako například ty, často v K. - G. z VII a
VIII kap.dojde, v rozporu s nevyhnutelným eventuality pro konečnosti m , ale Výše
uvedené zákony asymetrie jsou potvrzeny s pozoruhodnou univerzálnost a sbližování.
  Vezměte si například rozměry lebky. 450 kopií evropských lebek dát na svislé v
rozsahu (pro i = 5 mm E , = 368) 220 negativních, 230 pozitivních odchylek A 2 ,
stejný lebky pro horizontální rozsahu za vhodných podmínek i 226 negativní, 224
pozitivní odchylky, rozdíly, že mnoho příliš bezvýznamné, nemají být porostlá
nevyvážené událostmi, a přesto poskytnout tyto případy, stejně jako mnoho dalších
stejného řádu rozdílů, neméně dobrým potvrzení zavedených asymetrie zákony jako
příklady silnější asymetrie, které jsem dosud lze vysvětlit pouze jako víme, že různé
prvky na jejich poměry jsou uvedeny v příslušných zákonů, postižených nevyvážené
eventuality v souvislosti nich jsou upravené ve stejném směru a se stejnými nahehin
velikostí nebo ve stejném poměru tak, že pouze absolutní hodnoty spíše než právní
rozdíly a poměry prvků trpí, což není tvrzeno, že tyto stejné nebo proporcionální
změna přesně úspěchy, ale pouze do té míry, že stupeň flexibility, které tvoří zákony
zbývá, není překročena. Tento pohled ještě jako další důkladné matematické diskusi
být v nouzi, v očekávání těchto pozůstatků v žádném případě spočívat v tom, že i
nejslabší stupeň asymetrie ve vztahu k ještě prokázat zavedené distribuční zákony
asymetrie jejich platnosti, a tím přispět sami, veřejnosti více než jen prokázat
náhodné asymetrii 1) .

1) [Man viz v této souvislosti, teoretické odvození asymetrického rozdělení zákona §
136, po kterém hlavní hodnoty pouze na velikosti řádově. i nebo 1:       liší, tato se dá
předpokládat, tak malá, že jejich čtverce i 2 nebo 1: m konečné velikosti nad, lze

zanedbat.]


  Je tam teď, ale jako ve smyslu uvedeném v K.-G., aplikace matematických vzorců
pravděpodobností rozlišovat podstatné a nevýznamné asymetrie je vlastně
nečinnosti. Chcete více za položky slabé asymetrie tedy být zjistitelné, že asymetrie
ve vztahu k by mohlo právě stalo, a co se děje tak, že když faktické šetření prokáže,
že dodržovat zákony zásadní asymetrie, nicméně, protože tyto vzorce, ale určité
teoretické udržet zájem na našem území, chci jít bez folgends praktických důvodů v
následujících kapitolách to musí být založeno na tom.
  § 95 Spíše než základní symetrie bodu, teď mám všechny důvody dohromady, které
mají k nám způsobit značnou asymetrii ve vztahu k A a umožňuje zobecnění
Základního zákona ve smyslu § 33 zmíněné zákony, jsou tyto.
  1) Vzhledem k tomu, že tak jako tak případy tak velký u: m je místo, kde si
nemůžete pomoci tím, že zdaleka největší pravděpodobnosti důvodů, přítomnost
významné asymetrie ve vztahu k A může bázi, takže obecném případě není zapsán v
podstatné symetrie. se snažil, dobře, ale pokud něco Generální ředitelství pro K.-
G. by se v tomto vztahu, podstatné asymetrie dojít mezi které zásadní symetrie a
asymetrie slabý jako zvláštní případy.
   2) Je-li jedna a ta samá K.-G. srovnávací distribuce účet v příslušné základní
asymetrie, dva sloupce GAUSS distribuční práva (§ 33) a příslušné základní
symetrie, jednoduché distribuce zákony GAUSS (§ 24 FlgD.) subjektů, bývalý
prohlášení distribuce od samého počátku je tedy ve výhodě že empiricky
odlišné m ' , m , březen D reprodukuje obě strany přesně, zatímco druhá pro empiricky
jiný μ ′ , μ , březen stejná hodnota ½ ( μ '+ μ , ) = ½ m tak pro side by až do počtu
příliš velké, než na druhé straně empirický odchylka, musí být příliš malá. To v
zásadě, že ve srovnání metody výpočtu založena výhodu vyúčtování po generalizaci
základního zákona asymetrie by se skutečně zabránit tomu není, že v jednotlivých
ustanoveních rozdělení m " ϕ " a m , ϕ , (§ 27) jsou tak velké a celé obrovské
nevýhody proti návrhu zákona o jednoduchý způsob, jak GG tvrdí, mach-TH, ale
zatím jsem dělal srovnání, opak je pravdou.
  3) Zákony základní asymetrie, že ustanovení § 33 pro případ dostatečně velké m a
úkoly definované v kap. Uvedené IV rekvizity jsou umístěny, a bude pokračovat v
hledání jejich teoretické zdůvodnění, potvrdil v současné studijní materiál obvykle s
takovou aproximaci k ideální požadavky, jak to lze očekávat pouze v ne zcela k
vyloučení nevyvážené nepředvídané výdaje, a zároveň tak dokázat správnost tohoto
teorie.
   Tak to je v první řadě s ohledem na poměrné zákona. Podle vysvětlení je, že, pokud
jde o hodnotu, na které se největší z nedosahuje s ohledem na nejbližší hodnotu, počet
vzájemných rozdílů, jako je velikost jejich středních hodnot,
tj., m , : m ' = e , : e "chová, který obrátil hodnotu, pro něž se vztahuje tento poměr, s
níž jeho z -maximum stanovené přímo nejhustší hodnoty se musí shodovat. Nyní,
když máme distribuční panel o vhodném snížení na takovou pravidelnou
průběhu z. přinesly že vyšetřování svých právních předpisů a podmínek je možné,
zjistíme, že je dána hodnotou za předpokladu, že je vzhledem ke
stejnému m , : m ' = e , : e " se chovají v intervalu klesající, na které se
největší z padá, jak se můžete přesvědčit sami, pokud na jedné straně, tabulky ukazují
prvky Všude, že tato podmínka určitého D p , na druhé straně tvar intervalu panelu
umístěn rozvodný panel, ze kterého odvození se děje, brát v úvahu. Prostřednictvím
Cape. Ale XI stanoveno metodou interpolace může být D přesněji stanovit intervaly,
v nichž se nachází, než to dělá přímo na velikosti jeho z snažil se zjistit, který z nich
pak samozřejmě v tabulkách prvků ještě není další potvrzení poměrné práva může
stát, že s ohledem na nejbližší hodnotu uvedenou
v D p opravdu m, : m ' = e , : e ′ chová jako D p je sama o sobě, než je hodnota
stanovená, u kterých existuje tento poměr. Nyní však může výjimečně, tato hodnota
je pod vlivem silných nevyvážených náhod a nepříznivé situaci na snížení konala v
intervalu s maximální z. sám spadají do sousední intervalu, ale pak mu ji zpravidla ke
změně snížení schopný dostat ho týká v interval, aby dovnitř
Dále však najdeme v nejostřejší možný udělen na základě tohoto poměru
hodnoty d P výstupní hodnotu odchylky, které splňují dva sloupce GG, s náhodnými
odchylkami, ovšem, že ano, nikde nesmí chybět, ale pouze ty, o stejném pořadí,
stejně jako v distribuci chyba pozorování, pokud jde o aritmetický průměr vyskytnout
a může být tolerováno, protože Bessel porovnání tabulky 2) prokázat, mezi
pozorováním a výpočtem.
      2)   [Astronomiae základy, císařský řez II, s.. 19 20]

  Co se týče organické zákon, podle kterého hodnota centrální C a aritmetický
průměr A započtení na stejné straně nejhustších hodnot ve způsobu,
jakým C mezi A a D p padá, takže se člověk stane jeho následků, bez výjimky,
dokonce s nejslabším u: m ve najít potvrzuje tabulky prvků, a může mít tendenci
vidět to jako allerschlagendsten důkaz o významné asymetrie, neboť zásadní symetrie
spíše D p , C , se může lišit pouze nesymetrické mimořádných událostí, a pak v blíže
neurčené vzájemné poloze navzájem. Ale to není nic dát. To může být ukazováno, a
to, že organický zákon nutným důsledkem poměrného zákona 3) , a kde D p je
stanovena v tabulkách prvků pomocí proporcionálního práva, pak musí samozřejmě
také organický zákon týkající se stejné potvrdila, aniž by byl schopen to dokázat, , že
tato hodnota je maximum z v podstatě odpovídá tomu, co může být vždy provádět
pouze přímé srovnání.
      3)   [Comp. závěr předchozí kapitoly.]
  Proti nastavit π -zákony, které pro vzdálenost mezi D p , C, A jsou nalezeny určité
hodnoty, platnost dva sloupce GG dopředu, aniž by je nutným důsledkem poměrné
práva, a proto nesou tak daleko zkušeností Potvrďte s takovým přístupem, protože
umožňuje nesymetrické eventuality, ale výrazně, aby prokázal existenci významné
asymetrie, případně je v solidaritě s dvěma sloupci GG.
  Konečně, proto nezbytný z tabulky prvků a s ní související srovnávacích tabulkách
mezi vypočteným a distribuci vedou ke zjištění charakteristiky přítomnosti asymetrie
přicházejí zpět na: a), že podle poměrného zákona jisté D p se přímo určené D i tak
úzké shoduje, neboť umožňují nevyvážené eventuality, b), že odchylky od bývalé
způsoby tak přesně, jak je to možné s ohledem D p na dva sloupce GG setkat ve
uspokojivým způsobem, c), které π - zákon je splněna s dostatečnou sbližování. Je
jasné, že všechny splnění náležitostí mysu. IV za předpokladu, že se někdy k
úspěšnému vyšetřování K.-G. musí být splněny. Pokud nyní obecně použitelné na
základě kritérií uvedených v těchto podmínkách, ale závěr, co se týče obecnosti
základní asymetrie, je třeba vyvodit z něj.
  4) Pochopit jsme souvisejících K.-G. v souladu s následujícími příklady, takže tam
není málo případů, kdy u stejné k dispozici na m je příliš malý na to, aby ne každý
zejména možnost závislosti na pouze náhodné asymetrie doleva, ve směru, ale ve
všech, jako jednomyslně, nebo Abwandelung objekty, takže ze zákona následující,
což je neslučitelné s pouhou nahodilostí.
  Tak jsem se, tak daleko, že jsou v rekruti měření velmi různých zemí, které mají
být považovány za úplné, asymetrie ve vztahu k A našel vždy pozitivní, denní a
měsíční srážky (Ženeva, Freiberg) je negativní pro všechny měsíce, pro různé
břišních a hrudních orgánů u člověka ( podle BOYD) je vždy zjištěno, že je
negativní. V termálních měsíčních odchylek na druhé straně, směr asymetrie obrátí v
průběhu měsíců až rok do zákona tak, aby pozitivně v zimních měsících, méně
negativní v letních měsících, mezi je Kymácející v ostatních měsících. Roggenähren
je u této horní prvek pozitivní, oslabuje sestup do dolních končetin a bije na dně na
něco negativního. Je totiž nesporné, i když by mohlo být m všechny tyto případy jsou
převzaty dost malý na to, že stálost a zákonnost by být narušen nebo by byly
ztraceny, pokud omezených m vyhrát nevyvážené NEVYKÁZANÉ rostoucí vliv,
ale m , který stál na povel, byl dostatečný pro , aby se zabránilo jeho. Ale neměl
významný asymetrie byla přítomna, budou mít s jakoukoli velikostí m můžete vyhrát
jako konstanta nebo právní převahu nad eventuality. Více Výskyt těchto případů se
mě nejprve vedl ven ze základní asymetrie u všech obecné roli v oblasti K.-
G. přiřaditelné, a to sporné, většina případů tohoto druhu by se hromadit, pokud jen
dostatek studií s dostatečnými m byly k dispozici, pokud jde o něj.
XIII. Matematické poměry kombinace základní a nepodstatné
asymetrie.

   § 96 Být některé hodnoty H brát jako výchozí hodnoty odchylek, a tam je
asymetrické W. (významné asymetrie) v souvislosti s nimi, jako by bez přístupu
nevyvážené náhodnosti (random asymetrie) rozdílu u mezi vzájemných odchylek
prostě úměrné zvýšení nebo snížení, resp. růst nebo klesat. Ve skutečnosti, on byl na
daném výstupu -m se rovná x, tak by nan -krát opakovaného pozorování při každé
nové kopie stejného objektu stejná hodnota xn dosáhnout časů, a tedy i na
složení n série pozorování v jeden souvislý, rozdíl x v nxpokračovat. Je-li však, že je
nezbytné, asymetrie zcela odpadla, a závisí na rozdílu pouhým nevyvážené
událostmi, pak pokud se výstup m rozdíl y mohl najít, tento rozdíl v n -násobném m
není ny , může být proto, že směr a velikost rozdíl náhodné změny v opakování, a, i
když obecně řečeno, nadváha, neurčené ke které straně, zůstává to, aby definitivní
změna rozdíl, pokud se pohybujete ve velkém počtu variací, a v průměru dokonce v
malých množstvích, podle známý princip, spíše než v případě n spíše v
poměru . provést jsme nyní na verzi- n -krát end m za jednotku Ver- n o-vání a
označují velikost n hodnoty závislé na n nastavit jako index, tak budeme mají
jeden) :

pro případ holé zásadní asymetrie:
                                              u n = nx 1 (1)
pro případ pouze nevýznamnou asymetrie:

                                               (2)

a v případě souběhu obou:


                                     (3)


kde y 1 , obecně řečeno, s x 1 mohou být stejné nebo nestejné znamení, zatímco
pro x v přechodu od x 1 v nx 1 mu, že udržuje pozitivní nebo negativní směr,
může y 1 v průchodu v y 1   náhodným jeho zachovat nebo převod bez obecné
rozhodnutí existuje mezi směrem a my se y 1 o absolutních hodnotách, tak jsme se s
ohledem na tuto doubtfulness dát:

                                               (4)

a výstup m , i, kde n = 1,
                                       u 1 = x 1 y ± 1 . (5)
Jsme nyní jednou n = 100, jindy = 1: 100, takže budeme mít respektiv:
                                      u 100 = 100 x 1 ± 10 y 1 , (6)

                                                    . (7)
Takže když stokrát zvýšení výstupního m , v závislosti na (6), na výstupu x až 100
krát, výstup y zvýšila pouze na 10-krát, a měly by n být zvýšena po neomezenou
dobu, jak by finálníy, tj. závislá na nevyrovnané NEVYKÁZANÉ rozdíl proti závislé
zásadní asymetrie x mizí, naopak, v souladu s (7) ve snížení výstupního -m až 1 : 100,
výstup x 1 : 100, výstup ypouze na jednom : 10 sestoupí, a bývalý by při dalším
snižování m. výrazně může zmizet proti druhé, která prostě nebyly zcela souběžně s
nárůstem m je, jak m roste do nekonečna, ale může být pouze zmenšit až na 2, je stále
rozdíl u existují. Obecně se však vyplývá, že zásadní asymetrie lehčí na velké,
bezvýznamné při malé m přednost, pokud jsme, že to, jak se na zvětšené do silných
vztahů, jako zmenšená v silné vztahy výstupním m lze považovat, že byste měli vždy
brát , což samozřejmě závisí na potřebě co nejširší m použita k získání základní
asymetrii menší rušení, jak je to možné.


  1) Hodnota x je důsledně tady s výše notace, index 1 za předpokladu, že přenos při
odstraňování přechodné m , kde n = 1, který se koná hodnotu x , odpovídá s y. [třeba
rovněž připomenout, že vzorec (3 ) se poskytují pouze schematické znázornění směsi
základní a nepodstatné asymetrie bez udání dasss y 1 o stejnou hodnotu jako v (2)
reprezentuje. Ve skutečnosti obě hodnoty jsou různé. Vzhledem k tomu, na základě
asymetrie menší prvku y 1,     není nic víc, než očekává podle W. průměrného
kolísání hodnoty u n, zatímco zakotvena v základních členských
asymetrie nx 1 nejpravděpodobnější. Hodnota u n je, a průměrné očekávané variace
kolem nejpravděpodobnější hodnotu, je však závislá na druhé, a v důsledku toho má
různé hodnoty v závislosti na-nejpravděpodobnější hodnota je nula, nebo je konečná
velikost. Comp. to, že se k další kapitole (§ 101).]




XIV vzorce pro střední a pravděpodobné hodnoty závislé čistě
náhodné asymetrie rozdílu u .

  § 97 Pokud jsou uvedeny již zmíněné funkce odlišit podstatné od nepodstatného
asymetrie, je přiznat si však, že nemají absolutní charakter. Také si můžete ve
skutečnosti nikdy zcela vás ujistit, že významná asymetrie je přítomen, ale pouze to,
že drtivá pravděpodobnost totéž, více tak obrovský, tím více jsou výše uvedené
charakteristické znaky náhodně setkat.
  Aby ale trochu určitou pravděpodobností rozsudku, je užitečné vědět, co všechno
můžete očekávat, že najde v podstatné symetrie pouhou nahodilostí W. a průměry již.
  Za pravděpodobný rozdíl vidím ten, že stejně jako často pod ve velkém, přesněji
řečeno nekonečného počtu případů (nedosáhlo), než je překročena, pod střední nebo
průměrná získané při často daný případ opakované pokusy s m hodnoty získané
ze u přidáno bez ohledu na označení a číslo n dělí na opakování provedené. Ve
skutečnosti, budete mít jednu nebo druhou z těchto dvou hodnot v případě základních
symetrie státy obecně jeden bude každý, získal v dané hodnotě určení znamená,
že u můžete porovnat s ním. On převažuje nad těmito hodnotami v silných vztahů,
takže budete muset najít to velmi nepravděpodobné, že by mohlo být dosaženo v
symetrii, protože nepravděpodobnost, které se zvyšuje s velikostí kolem lezení, zde
na významné asymetrie na znamení u může držet velmi pravděpodobné. Pokud je i
nadále značně pod těmito hodnotami, je nutné uzavřít s velkým W. symetrie nebo
asymetrie pochybné malé znamení. Ano, stále se můžete kreslit přesné závěry. teorie
učí, a zkušenost to potvrzuje, že poměr pravděpodobnosti, které jsou vyrobeny v
souladu s ústavou k chybě pozorování, pokud jde o známé tabulkové reprezentovat
integrálu je v podstatě symetrie na u převáděného způsobem nechat, že vyšší než
průměrný nebo pravděpodobný u až daných mezích stejná W . řídí jako překročení
jednoduchý průměrný nebo pravděpodobný chybu pozorování.
  Toto je detailní a přesný se ukázal v následujících dvou kapitolách teoreticky,
empiricky prokázáno, a jejich uplatňování jsou zobrazeny. Zde jsem se omezím půjčit
předběžné povahy, následující hlavní jejich ustanovení, která jsou schopna
poskytnout nejběžnější Anhaltsko.
  §. 98 Je třeba rozlišit ve dvou případech, opravdu jen ideální případ, že hodnoty ∆ z
pravého A lze očekávat, neboť by bylo získat z nekonečného počtu jednotlivých
hodnot, tj. v absolutní normálním případě a při skutečnosti, kde se nesprávné
nějakým způsobem od A lze očekávat, jak je získat konečný počet hodnot. První
případ je nepodstatné, není velikost, pouze řada z nich ve stejné W. + a které zákony
rozdělení poslouchat jednotlivé hodnoty podle velikosti a počtu - by bylo považováno
za, a může být dobře známý sáček se stejným počtem bílá a černá koule místo + a - se
jako reference pro výpočet. Poslední případ musí být pro teoretický výpočet střední
hodnoty a pravděpodobné u konkrétní zákon o rozdělení je možno považovat za
základ, protože poté průměr a rozumně předpokládat odchylka falešné od
skutečného A režie, a to opět na velikosti průměru a pravděpodobné u všech je
vliv.Způsobem definujeme druhém případě pro distribuci GG náhodných odchylek od
prostředků pozorování pod, který je reprezentován známý integrál, protože toto
rozdělení, než je obvyklé pro ideálním případě v podstatě symetrické K.-G. mohou
vztahovat.
  Nechť nyní U střední, V pravděpodobně u pro právě (§ 97), smysl je uvedeno v
podmínkách prvního případu, U a V za podmínek druhém případě 1) , takže jeden
musí být velmi malé m výrazně použitelné podle standardních předpisů:


                                                         , (1)
                                                 , (2)


                                                              , (3)
                                                 , (4)
                                             přihlásit 0,79788 = 0,90194 - 1, log
                                             0,67449 = 0,828 97-1,
                                             přihlásit 0,48097 = 0,68212 - 1, log
                                             0,40659 = 0,60916-1.
Hodnoty U a U je horní znak, respektive 0,5 a 1,5 pro lichý, spodní s
přímým m použít.

l) V   a V PROTO zde mají jinou, než je uveden v § 10 význam.

  § 99 Za tímto účelem, následující poznámky. Všechny čtyři vzorce jsou v zásadě
pouze jako orientační pro větší m odvozené, a v tomto odvození postižený s opravami
± 0,5 a 1,5 hodnot U a U (právem proti většímu m zmizí) nebyl nalezen. Ale je
zjištěno empiricky, že použitím stejné příslušné vzorce pro mnohem menší m. - .
téměř nejmenší - se výrazně sníží N než bez
   Úspěch korekce ± 0,5 pro U je hodnota stejná pro každou lichou a další větší
právě m je stejné velikosti, a úspěch korekce ± 1,5 pro U , že hodnota pro každou
lichou a objednávka 3 jednotky přesněji m je stejný. Tím pádem se velmi přesných
vzorců pro U, ale které ve větší m jsou příliš těžkopádné na použití, může být
prokázáno, že první úspěch zpravidla od nejmenšího k největšímu m je striktně a
univerzálně platné, co se týče druhé, tak Nemůžu samé se stejnou bezpečnost, ale až
poté, co v kap. XVI. Následující empirické výsledky tvrdí, že tak blízko k tomuto
úspěchu, jak by se dalo očekávat na základě nejistoty takových výsledků, show, ani
teoretický původ daných vzorců pro U a V není tak bezpečné jako U a V, a přesto je
jen využít ty sám naší současné studie, praktické aplikace, nicméně, pro U a V získat
větší důležitost v jiných studiích, tak v tomto ohledu na poznámky získané po velmi
zvláštní, velmi pracné metody dolu, empirických výsledků probačních
pro U a V odkázat na § 115.
  To bude užitečné si uvědomit, že předchozí vzorce lze také aplikovat na případ, kdy
namísto m. jediné série summatorische ∑ m více, s ohledem na různé způsoby
zachována řada, a to buď ve stejném nebo jiném m , má právo na pak je
to ∑ m pro m nahradí v předchozích vzorcích, pouze podmínka pak musí být
přesvědčen, že sociální události, které se v jednotlivých řadách na velikosti u mít vliv,
který lze považovat za vzájemně nezávislé, a proto, s ohledem agregace
různých ma tendenci odpovídajícím způsobem kompenzovat, jako kdyby
jeden m rozšířené stejné série.
  § 100 Stále chtějí některé teoretické problémy zvednout, která by mohla snadno
narušit zvážení předchozích vzorců.
  Poté, co předpokládá v předchozích vzorcích stejnou
pravděpodobnost ∆ 'a ∆ , jeden z jeho pytel s nekonečně mnoha bílými a černými
kuličkami, které jsou ∆ "a ∆ , mohou být zastoupeny předpokládat stejný počet
obou, a pokud by se vytáhl celé nekonečný počet , m vlaku, takže by být nekonečný,
a proto by měly dále rozdíl u je nula, a že byl s každým opakováním takového vlaku
nula, tak i střední a pravděpodobný rozdíl je nulový, vzhledem k tomu, že vzorce,
s m do nekonečna rostoucí a m = ∞ nekonečná hodnota U , V, U , V jsou k dispozici.
  Z druhé strany, je však zřejmé, že s rostoucím m , i rozsah možného náhodného
rozdíl mezi μ ' a μ , se zvyšuje, a v tomto ohledu je však růst střední a
pravděpodobný rozdíl se mlze očekávat, což se dá očekávat žádný limit, dále na
nekonečné m , ve skutečnosti nekonečné rozdíl lze očekávat.
  Tento zdánlivý protiklad se vyznačuje tím, že, i když střední a pravděpodobný
rozdíl v nekonečné m vzorců v sobě stává nekonečnou podle ní, ale stejně jako u
proporcionální, jako velikost druhého řádu, proti m jak "μ a μ , který i s m jsou
stejného řádu, zmizí, aby co možná nejširší z těchto matematických aspektů μ ', které
lze čerpat, je stále rovna μ , neboμ ' : μ , můžete dát na stejnou jednotku jako
podmínku symetrie hold je, když μ ′ z μ , se liší tím, mizející proti oběma velikosti.
  Také si můžete snad vzít věci takto: Vzhledem k tomu, nekonečno může být
myšlenka násobí nekonečno, což odráží nekonečno, to znamená, že jsme se prostě
odečteme nekonečný počet míčků, ne, že jeden má celé číslo, a to mohla alespoň v
absolutním nekonečnu počtu bílých a černých kuliček být stejná bez, že
když m = ∞ tato rovnost jedno zařízení, za předpokladu, že ϕεν neznamená absolutní
nekonečno.
  Mimochodem, můžete zažít neodpovídá odlišně výše formě vzorců, a odůvodňuje
se přes to samé proti případné námitky k teorii, která by mohla zůstat z předchozích
objemu úvah.
  Za druhé, je možné konstatovat, že, protože s rostoucím m , rozdíl mezi skutečnou
a falešnou A stále více a více sníženou a na nekonečné m je mizivě malá, že špatně,
ale podle výše uvedených vzorců vypočtená U na pravý vypočtená U na Větší m má
nápadně konstantní poměr, jehož přesné hranice nekonečného m místo 1. místo


                                                   (5)
je.
  Ale důvod je následující: počet odchylek, které se nacházejí mezi pravdivé a
falešné prostředky, a jaký je rozdíl mezi U a U záleží samozřejmě klesá s přístupem z
false na skutečné prostředky, ale s velikostí m na, a v této souvislosti přístup obou
agentů podle velikosti m je kvůli kompenzovat to tak, že konstantní poměr s
rostoucím m vyjde, a může být dokonce v nekonečné sbližování obou agentů z titulu
nekonečna m stále nekonečný počet nekonečně malých odchylek mezi jak se
předpokládá, že matematicky lže. V tomto ohledu zkušenost je skutečně
zásadní. Poté, co je uvedeno v § 115, s dalšími srovnatelnými hodnotami U a U je
nalezeno pro m = 10, 50, 100 série má stále hodnotu, U : U se rovná 0,554, 0,558,
0,608, což je jen z teoretických poměrů a stálosti se liší v mezích předpokládané
nejistoty, které je přirozené, že poměr dvou hodnot podstatně větší, než u
jednotlivých hodnot.
  Za třetí, následující skutečnost může být si všiml. V závislosti na jednom očekává,
že odchylky od pravdivý nebo nepravdivý prostředky, částka poklesne jinak stejný, a
to menší špatném lék na účtu z pravého středu, menší průměrný účet u m a false je
tedy prostředkem. Ale rozdíl je již na mírné m téměř mizivě tím, jak jsem řekl v
samostatném pojednání 2)teoreticky a empiricky prokázáno, že skutečný celkový
průměr, jak špatné je         k     chovat, jaký druh vztahu s rostoucím m , jednotka
se rychle blíží. Proti tomu se zdá zarážející, že průměrný rozdíl mezi počtem
kladných a záporných odchylek je značně odlišná, když po výše uvedené mezní
poměr U : U = 0,6028 výnosy.

2)["Na opravách stanovení přesnosti pozorování" atd. ve zprávách
Royal. Saxon. Společnost nauk. , 1861.]

  To může dorozumět takto. Pokud se odchylky získané ve skutečnosti, by mohly být
vypočteny z pravého střední, by v konečných m nejen počet, ale i jejich součet, bude
nerovný, aby obě strany v náhodném pořadí. Nyní definice špatné nápravy se provádí
tak, že částky na ∆ uměle je na obou stranách stejná, protože to je skutečně stav
aritmetického průměru, a jeden by musel čekat dále, že součet rozdílů a rozdíl
rychlostí na účet false znamená, že úplně zmizí, když oba rozdíly byly úměrné. Teď
to není tento případ, ale v každém případě je vidět, že zmizení součtu rozdílu v
přechodu z true na false znamená velmi dobře může být spojeno s takovým výrazným
snížením počtu rozdíl, což se odráží v poměru U : U otočí.
  Pokud jde o základní asymetrie, jak to předpokládá, že toto snížení jen malá
část. Jak je uvedeno výše (kapitola XIII) Anotace nebyly významné, je-li menší
asymetrie může být skutečně i pro malé m vyvinout aplikaci, zatímco ale v průměru,
jak se často stává, odchylka falešný v tom smyslu, jak je proti smyslu základní
asymetrie pravého zástupce zjistí s velkým m , s kompenzací vlivu této smlouvy,
spíše než významné asymetrie.
  § 101 [Přísada. A konečně, úpravy trpí výše uvedených vzorců, v případě v
podstatě asymetrické poskytovat a zároveň k prokázání platnosti daného schématu v
předchozí části směsi esenciální a neesenciální asymetrie, je třeba poznamenat, že při
v podstatě asymetrické K. - G. Není od aritmetického průměru, ale z nejhustších
hodnot je v zásadě předpokládá.S ohledem na posledně uvedené hodnoty, je šance na
kladné a záporné odchylky jsou pak nejsou stejné, ale v souladu s teoretickým
stanovením nejbližší hodnoty, poměry vzájemných aritmetický průměr odchylek E
' a E , přijmout. Protože podíl e ': e , = m ': m , definuje nejhustší hodnotu tak, aby
celkový počet kopií daných okolností e ' : e , rozmístěných po obou stranách
nejhustší hodnoty, a proto se právě tento poměr pravděpodobnosti p a q = 1 - p určena
pro pozitivní a negativní odchylky. Je proto pro K.-G. s daným e ' a e , okr.nejhustší
hodnota 3) :


                                           ,           (6)
Potom první nejpravděpodobnější rozdíl mezi kladnými a zápornými rozdíly pro
každý se m rovná:
                                                              m ( p - q ). (7)
Dále, když se průměr a pravděpodobné, odchylka od této hodnoty stejným
způsobem U a V značí, jak je uvedeno výše se týká střední a pravděpodobný
odchylku od nulové hodnoty se stalo, se získá tím, že stranou korekce:


                                                     (8)

                                                              V = 0,6745 ξ         (9)
Proto je pravděpodobné omezení rozdílů u rovnat

                            ( p - q ) m ± 0,6745 ⋅           (10)
to znamená, že je jeden sázet proti jednomu, že pozorované u je větší než ( p - q ) m
- 0,6745          a menší než ( p - q ) m + 0,6745             bylo].


3)[Pro podrobnější diskusi učí, že slabou asymetrii v léčbě aritmetický K.-
G. umožňuje p a q pouze velikostí, aby 1:     kde m je celkový počet kopií K.-G. je z
½ jsou různé.]


  [Toto ustanovení pravděpodobných limitů může způsobit jak směšovací poměry
esenciální a neesenciální asymetrie vidět, když v souladu s prohlášeními z předchozí
kapitoly s podstatným asymetrie pravděpodobně nenulovou hodnotu rozdílu u, je
chápána jako nevýznamný asymetrie pravděpodobné kolísání kolem této
nejpravděpodobnější hodnoty . To ukazuje, že ve vzorci (3) zadaného kapitoly x 1 =
( p - q ) m, y 1 = 0,6745        lze nastavit, a pak ve vzorci (2), kde p = q se
předpokládá = ½ , Y 1 = 0,6745         má nastavit.]
  [Člověk přijde na uvedených ustanovení o pravděpodobném u, a průměr a
pravděpodobné kolísání kolem této hodnoty, kdy pravděpodobnost, že
mezi m odchylek M " pozitivní a m, zjistit negativní je, že proto, u = m '- m , , se
rovná:


                                                           (11)
sady a ze to za předpokladu, že velkou hodnotu m přibližné hodnoty:


                                                             (12)
odvozené]
XV. Pravděpodobnost ustanovení pro závislé čistě náhodné
asymetrie rozdílu u výstupů z pravého středu.

  § 102 Obvykle se nalézá ve K.-G. mezi počtem kladných a záporných
odchylek μ ', μ , březen aritmetický průměr rozdíl u = μ '- μ , z nichž se diví, když
ne na tolik stejných W. vzájemné odchylky pouze nevývažkovými eventuality pro
konečnosti m je vysvětlit, nebo zda zapojení asymetrického W. odchylky v obou
směrech se předpokládá, že budou spolupracovat, protože nevyvážené
nepředvídatelné v konečné m, s nichž jeden má vždy dělat, nemůže chybět, aniž by
však, že proto je třeba podmínit pouze zjištěného rozdílu. Zde lze konstatovat,
pravidla Self pravděpodobnost, i když pro naši výuku žádný zásadní význam, ale
stále mají zájem z důvodů uvedených v § 94, který mi způsobuje bez odsávání téma
tady a chtějí následovat v jeho matematické hloubky, až do určitých mezí vstoupit do
něj.
   Nejobecnější, co lze říci o tom, že čím větší je rozdíl u absolutní hodnoty po v
poměru k celkovému počtu m je, a větší m je dokonce méně pravděpodobné, že je
závislost holých nevyrovnaných podmíněných, nebo, jak jsme stručně může říci, že
pouhá náhodnost rozdílu, tím je pravděpodobnější, Mitabhängigkeit asymetrické W.,
aniž by však byl schopen dosáhnout absolutní jistotu, tímto způsobem vůbec. Ale
dobře můžete určit, jak velký na mnohem symetrické W. průměrného náhodné a
pravděpodobný rozdíl u mezi μ ' a μ , je to, že v závislosti na existujících metrů lze
očekávat, když do středních rozdíly, krátká U se rozumí rozdíl že po opakované
opakování pozorování za stejných podmínek se stejným m z jednoho nových kopií
stejného objektu jako aritmetický průměr různých čímž získaných hodnot u lze vidět
(absolutní hodnoty po) pod pravděpodobné rozdíly krátkou V , hodnota, stejně tak
často překročen, je překročena, z nichž první s ohledem na U -hodnoty stejné
jako A rel. na A -hodnoty, druhý stejný jako střední března že a -hodnoty. Ve stále
větších rozměrů se, že podle teorie pravděpodobnosti určitelná, čistě náhodně střední
a pravděpodobné u . je znázorněno v rozvaděči, respektive U a V, došlo by k u je
překročena, tím menší je pravděpodobnost závislost je stejný od pouhého náhodnost,
a to může být dokonce ukazují stupňů nepravděpodobnosti v poměru takovém
nadbytku, jaká jsou pravidla jsou známé matematikům, ale nebudu zacházet do
podrobností zde.
   Nyní se zdá na první pohled, samozřejmě, při stanovení poměrů u převzaté
známých z urny pravděpodobnosti pod podmínkou, že je nekonečně mnoho co do
počtu, ale stejný počet bílých a černých kuliček obsažené v kontrakce
každého m koule rovný W . na vlak bílé a černé koule je to, co je rozdíl rychlostí u by
být koule na nulu tím, že náhodné, ale s opakoval, řekněme n vlaky každý m koule
brzy, počet jedné a pak na druhé koule více brzy někdy méně převažují, zkrátka
náhodné rozdíl u je získán z náhodné velikosti v náhodném směru.Nejen, že může
počítat, ale také dokázat zkušenosti, jak velkou v případě mnoha (přísně vzato,
nekonečně mnoho), vlaky střední a pravděpodobných u jsou absolutní hodnoty po, a
je zřejmé, že jejich výsledkem na střední a pravděpodobné hodnota u které mají být
převedeny, který čistě náhodou mezi počtem kladných a záporných odchylek od
aritmetického průměru hodnot a K.-G. za předpokladu, že symetrický W. z toho,
pokud jde o se získá. Nyní se však bude i nadále (§ 109), okolnost, zadaný, která činí
čistý přenos výsledků z jednoho na druhém případě to není možné, ale pojďme ven ze
skříně jen diskutovali, některé zajímavé, pokud se nemýlím, tak daleko ukáže
neznámých okolností, aby později složitější, které představují kolektivní rozdíly se
pohybují na zkrátka jsme zprávu mluvit první výsledek vlaku koulí z urny za
stanovených podmínek, a já jsem ve vztahu k výsledkům pro větší m na věty
potvrzují, že jsem "Recherches sur la probabilité z jugements" POISSON a pojednání
Hauber v 7., 8. a 9. Kravaty z věstníku fyziky a matematiky Baumgartner a
Ettingshausen najít společnou řeč, a také jinde 1) lze nalézt, nicméně jsem pro
menší m , noha z toho, co vím, není vyšetřování na vlastní pěst po vyšetřování.
      l) [Například,
                 v přednáškách Meyer na teorii pravděpodobnosti, v souvislosti s
      léčbou BEBNOULLI'schen věty; Chap. III.]

   § 103 Teď jsem si zpočátku odůvodnit obecný výsledek těchto zdrojů, že poměr
pravděpodobnosti u na velmi velké m a n navzájem sledování za podmínek
uvedených ve svých vztazích se stejným právem náhodných variací, jak se
odchylky ∆ od aritmetického průměru po GG chyby pozorování, a proto, je-
li Q 2 - průměr druhých mocnin všech možných u , pro daný m je mezi Q , U a V ve
velkém m a n mají stejný poměr je po GG mezi q 2 , ε a w, pokud q 2 střední
kvadratická chyba Α∆ ² : m, ε jednoduchého střední chyby ινζερ〈τυ : m,a w je
pravděpodobná chyba. Co:


                   U=         0,79788 = Q přihlásit 0,79788 = 0,90194 až 1 (1)
                        V = 0,67449 log Q = 0,67449 0,82897-1 (2)
                        V = 0,84535 U log 0,84535 = 0,92703-1 (3)
  V návaznosti na své vlastní vyšetřování, ale jsem si následující dva, sama o sobě
není nezajímavé věty, které pro velmi velké, přísně mluvit, nekonečné n zůstanou
přísně platný, jako ma být velké nebo malé, proto se projeví aproximovat Takže
častěji vlak jeden z každého m koule opakovaně, to je, že se vždy 2 nebo 10 nebo
100, atd., je:
  1), že Q 2 = m
  2), že U je jedno pro daný liché a sudé větší o 1 m, tj. pro m = 1 a tak dále je 2, 3 a
4, 99 a 100.
  § 104 V návaznosti na způsob, jak dostat matematika matic ruku na předchozí
záznamy.
Buďte každý m, například vyvodit 4 koule z urny v otázce, může nastat následující 5
případů:


                    Speciální řada pevných bílých
                    a černých kuliček                            u

                    4 w.            o min.                  +4
                    3 w.            1 min.                  +2
                    2 w.            2 min.                   0
                    1 w.            3 min.                  -2
                    0 w.            4 min.                  -4


Obecně platí, že pro dané m, možná U hodnoty m + 1, kdy pozitivní a negativní u být
rozlišovány, zatímco pouze ½ m + 1 pro i m, ½ ( M + 1) pro liché m , když u pro
absolutní hodnoty, tj. pozitivní a negativní, stejně číslované. U každého ne příliš
velké m možné se u snadno najít empiricky na předchozího režimu, a teď se diví, jak
často případ s velmi častými vlaků z m, takže v tomto případě 4 míčky každého
možného u v poměru k celkovému počtu možných u nastává nebo stručně to, co
každý W. u. má. Nastavte ji na W . bylo zjištěno, stejným způsobem, který bude
uveden. Vynásobením pak každý u jeho W. a dodává tyto produkty, tak to máte
známým principem teorie pravděpodobnosti, přesný průměr utoho, co
jsme U zavolat. Zpočátku se může zdát, že součet těchto produktů i se součtem
W . by měl být rozdělen do středu u dostat, ale každý W. prezentuje jako frakční
hodnotu 1, a součet těchto zlomkové hodnoty jsou 1 , který nedává žádný speciální
divizi potřebné. Stejně tak je možno získat na střední u 2 , se Q 2 volání, jako součet
produktů jednotlivých u 2 v tomto pořadí v jejich W.
  Je tedy U a Q ² pro daný m nalézt možné může u zaznamenány v tom smyslu, výše
uvedeném příkladu, k určení W. každého takto, a pak, aby se, jak je uveden součet
produktů.
  Chcete-li se W. z u, krátký W [ u ] nebo W [ μ '- μ , ], v oddělení kladných a
záporných hodnot pro dané m k získání, jeden má následující, matematici známý
vzorec 2) :
                                                           , (4)
vyznačující se tím, 1. . 2. . 3. ... m , produkt všech celých čísel od 1 až do a
včetně M prostředek podle μ ′ a μ , v takovém případě se však, že μ ′ nebo μ , = 0,
hodnota 1.2.3 ... μ "nebo 1.2.3 ... μ , je rovna 1..

       2) Méně   ti tlačí stejný vzorec takto:




  Při použití těchto našem příkladu m = 4, aby se μ ' na počtu bílá, μ , pro černé
koule, 1 ⋅ 2 ⋅ 3 ⋅ 4 = 24;         , dostaneme:

                             μ'       μ,          u    W[u]

                             4          0         +4
                             3          1         +2
                             2          2         0
                             1          3         -2
                             0          4         -4


  Nyní vezměme u absolutních hodnot z nedbalosti na jeho znamení, jak máme dělat,
protože U je brána jako průměr absolutních hodnot, zdvojnásobil, pro liché m W. pro
každého, u,pro i m, jako kde m = 4, pro každé u se. S výjimkou u = 0, a my musíme
napsat předchozího příkladu takto:


                                       ±u W[±u]

                                       4
                                       2
                                       0


Odpovídající implementace pro liché m = 5 a 1 další jen m = 6 jsou:
                                                             pro m = 5
                                      ±u W[±u]
                                      5
                                      3
                                      1
                                                                 pro m = 6
                                       ± u W [± u]

                                       6
                                       4
                                       2
                                       0
Ale [vyplývá, U = 1 a půl, Q ² = 4 pro m = 4, U = 1 7 / 8 , Q 2 = 5 pro m = 5 a U =
1 7 / 8 , Q ² = 6 pro m = 6, tak že našel potvrdil výše uvedené sady od Q ² =
m pro m = 4, 5 a 6, a Upro m = 5 a 6, musí mít stejnou hodnotu. Stejným způsobem
pro jiné m potvrzením přímého výpočtu lze získat.]
  [Nicméně, za účelem prokázání, dvě sady v jejich obecné platnosti,
označíme Q a U zadní jasně závislost m od Q m a U m , a nastavit jako první:


                                                         , (5)
kde sumace přes všechny páry ( μ " , μ , ) = ( m, 0), ( m - 1,1); ⋅ ⋅ ⋅ ⋅ (1, m - 1), (0, m )
je rozšíření, pro které μ '+ μ , = m. Tím, ( μ "- μ , ) ² = ( μ ′ + μ ,) ²
- 4 μ ′ μ , = m ² - 4μ ' μ , a jsou získané substitucí druhé Hodnota:


                                                                 (6)
Protože


                                                     ,
pokud μ ′ = 0 nebo μ , = 0, druhá částka zatím jen o dvojic hodnot (je μ ′ , μ , ) =
( m - 1, 1), ( m - 2, 2) ⋅ ⋅ ⋅ (1 , m - rozšířit jeden), a lze tedy Q m 2 představují
následující formulář:


                                                                       . (7)
Ale je to první součet je roven (1 + 1), m : 2 m , druhý je rovna (1 + 1) m-2 : 2 m-2 , jak
je možno vidět okamžitě, pokud jsou dividendy vytvořeny podle binomické věty, a
hodnota každého ze dvou součtu je jeden. Z tohoto důvodu, dostaneme:
                                           1) Q m 2 = m 2 - m ( m - 1) = m .
Je možné nastavit i pro i m , což se rovná 2 μ by být přijata:


                                                         (8)
pro menší na liché m = 2 μ - 1:


                                                           (9)
a rozšířit první, pokud shrnutí dvojic hodnot ( μ ′ , μ , ) = (2 μ , 0), (2 μ - 1, 1) ξ ξ ξ ξ
ξ ( μ + 1, μ - 1), druhý případně páry ( μ ′ , μ , ) = (2 μ - 1, 0), (2 μ - 2, 1) ⋅ ⋅ ⋅ ⋅
⋅ ( μ , μ - 1).Nyní je v prvním případě μ ′ = μ + 1 + Λ , μ , = μ - 1 - λ , v druhém
případě μ ′ = μ + λ , μ , = μ - 1 - λ sada, kde oba v případě, λ μ hodnoty μ - 1, μ - 2, ⋅
⋅ ⋅ ⋅ musí přijmout 0 tak, že jeden dostane následující prohlášení:




                                                                       , (10)




                                                                           , (11)
Nicméně, protože pro všechny pozitivní celá čísla μ a v 3 ) :


                                                                    (12)
tak je:




                                                               (13)
a získá se jednoduchým redukcí:


                           1.                                  .]
   § 105 V předcházejících dvou větách, které nejsou zahrnuty na základě vztahu
rychlosti, že (3) na základě použitelnosti GG na poměry pravděpodobnosti vzorců
(1), (2) U mezi hodnotami U, Q a V jsou nastaveny, a se nachází v nevydal víc [až] V
závislosti na hodnotách U a V o velikosti m před, ale jak taková potřeba. Dosazením
teď, ale ve výše uvedených vzorců, podle Věty 1) hodnota         z Q , takže získáme
následující dva vzorce, které zajišťují požadovanou 4) :
                                       U = 0,79788       (14)
                                       V = 0,67449 , (15)
Vzorce, které mohou být odvozeny z obecných vzorců z naznačených zdrojů
způsobem, aby nic v podstatě nová je nabízen s ním, proti tomu může být v sadě
2 ) po, myslím, navázat dříve neznámé korekci obecného vzorce (14), do kterého
začínat následující.


      3) [Man   dokazuje tuto identitu tím, že nejprve



      je pak, v pořadí,



      pro λ = 1, 2, ... - μ 1 až



      vyměnit.]
  4) [Muž došel ke stejnému vzorci pro U , když jste ve výše uvedeném
reprezentace U 2 μ , protože jednoduchost v neredukovaném formě



"Předpokládám, že po STIRLING'schen vzorce (2 μ )! = (2 μ ) 2μ. exp [-
2μ]          a μ ! = mikronů mikronů ⋅ exp [- μ ]           je získat vysoce potom na
požadované snížení


                                             nebo               .
Avšak vzhledem k tomu, že je pouze aproximací skutečné hodnoty U 2μ = U 2μ - 1 je
dosaženo, že je vhodné pro menší hodnoty 2 μ 2 nebo μ - 1, vzhledem k přesnější
vzorce
                                                                      ,

přibližné hodnoty (2 μ )! a ( μ )! ještě faktor

                                                  resp.

doprovodu, pak získává

                                                                          ;
Tak, i m vzorec:

                                                              ;

pro lichý m vzorec:

                                                          .
Jeden tak získá tímto způsobem dané podle bodu (16), korekci U. ] .



  Zatímco výše uvedené ustanovení 1) a 2) pro libovolně malé a velké m jen při
dostatečně velké n zůstávají v platnosti, nastavit vzorce (14) a (15), jakož i obecných
vzorců (1), (2) a (3), z nichž následují velké, přísně vzato, nekonečné m dopředu, bez
většího n tvrdit, že jako jeden. Byly být, ale na tak malém m , takže v nekonečně
velkém platí jako 3, 4 nebo 5, které by i uprostřed nekonečného počtu znaků, n je
výrazně špatný výsledek, avšak již v jedinečné části velkého m pozoruhodně správný
výsledek dát. Ale my nahradit vzorec (14) tímto:

                                                                  U = 0,79788    (16)
pomocí horní znaménko pro přímý, spodní pro liché m, proto v souladu s
požadavkem na věty 2), a zároveň zjistit empiricky, že tento vzorec i pro nejmenší m ,
i když ne zcela dolů, ale téměř přesně přesné teoretické číslo je správné, princip výše
uvedených způsobů, přesně stejné pro malé i pro velké m jsou získány, kromě toho,
že pro velké m již není možné účet.Ve skutečnosti, získáme následující srovnávací
tabulce níže:
                Porovnání přesných hodnot U se vypočítá podle (16).



                m          přesně      0797 88                        diff.

                1a2          1.0000               0,9772              - 0,0228
                3 a 4.      1.5000            1,4927          - 0,0073
                5 a 6.      1,8750            1,8712          - 0,0038
                7a8         2,1875            2,1851          - 0,0024
                9 a 10      2,4609            2,4592          - 0,0017
                11 u.12     2,7070            2,7058          - 0,0012
                15 u.16     3,1421            3,1413          - 0,0008
                25 u.26     4,0295            4,0291          - 0.0004


  Jak můžete vidět, vše dle vzorce (16) výnos vypočtené hodnoty U v mínusu o
přesném off, ale i s m = 1 a 2, rozdíl je zanedbatelný, je m = 25 a 26, pouze 4
jednotky 4 Desetinná a snižuje s rostoucí m dále. Předmět nekorigovaná vzorec (14),
v malém m mnohem větší odchylky od přesné hodnoty, pro m = 25, že se snížila na -
0,0401, s m = 26, nebo + 0,0389, a to pouze v mnohem větší m , že je po vzorec (14),
jako ve vzorci (16) pozoruhodně zanedbatelné.
  § 106 Co se hodnota V se týká, jak je totéž by být v zásadě přesně, vyznačující se
tím, že hodnota U určena, pokud jde o kterých je pravděpodobnost větší u se rovná
pravděpodobnosti menší U, ale zkusit příklady malých m, stejně jako výše, s m = 4, 5
nebo 6 platí, takže dát stejnou žádnou takovou hodnotu, tady, ale jaké hodnoty
chceme, aby se to, takže pravděpodobnost součet větší a menší je u nerovnoměrné, a
že by bylo stejné, pokud jste někdy vyžadují specifickou hodnotu mezi dvěma ze u se
podívat na sebe do 2., např. přim = 5 mezi u = 3 a 1, přičemž m = 6 mezi u = 2 a 0,
aniž by, pokud vidím, racionální zásady pro přesnější určení je přítomen, což však
nebrání tomu, aby tak velké m, ± 2, se však, že zmizí, ale najít vzorec (15)
povolena. Zatím se zdálo, že zájem, rezerva pro menší m vyzkoušet následující
zásady.
  Počet hodnot z, hodnota A K.-G. je napsáno, zda v primární nebo sníženou panelu,
po dřívější střety ve skutečnosti šíří přes celý interval přemýšlet, limity stejné
vzdálenosti Auprostřed mezi dvěma pádu. Pojďme se nyní porovnat ve stejné
vzdálenosti u se ve stejné vzdálenosti , takže lze připravit analogicky,
pravděpodobnost, že každý u Přijďte se myslet distribuován na intervalu o velikosti
2, a poté stejným způsobem, jako ústřední hodnoty z interpolací interval, ve kterém to
padá, najít (viz § 82), takže ústřední hodnoty u, di V; najít interpolací jejího
intervalu. Neříkám, že tato úvaha je striktně, pro ty, kteří distribuci z. v K.-G. je dána
z povahy věci jako nezbytné proti tomuto na u SE požadoval ničím, a nesmí být
zaměňována ustanovení nalezeno interpolací s přesností. Mezitím se nechal, ale
pokus o to, co pochází z toho, a tak zjištěné hodnoty pro daný mohlo být m se pro
velké m podle vzorce (15) Porovnání uveden. Ale místo toho, aby pouze interpolace
prvních diferencí mám s přesnějšími druhém rozdíly, které používají, a získat
následující výsledky:
              Porovnání interpolované V vypočtené v souladu s (15).
                      m   interpolovány     0,67449          diff.

                  2          1.0000           0,9539       - 0,0461
                  3          1,1716           1,1682       - 0,0034
                  4          1,3837           1,3490       - 0,0347
                  5          1,5072           1,5082       + 0.0010
                  6          1,6667           1,6522       - 0,0145
                  7          1,7912           1,7845       - 0,0067
                  8          1,9117           1,9077       - 0,0040
                  9          2,0372           2,0235       - 0,0137
                  10         2,1328           2,1329       + 0,0001
                  15         2,6168           2,6123       - 0,0045
                  20         3,0241           3,0164       - 0,0077
                  25         3,3733           3,3724       - 0,0009


  Je vidět, že srovnání je ve skutečnosti ne neúspěšně, podle údajů získaných pomocí
interpolace V hodnotami i při velmi nízkých hodnotách m s těmi, které odpovídají
vzorci (15), téměř přesně souhlasit. A vše, co zůstává, je zarážející, že rozdíly mezi
přiřazenými hodnotami následovat žádný pravidelný kurz, a zatímco většina vypočítá
podle (15), hodnoty jsou poněkud menší než interpolovaných hodnot v několika
(pro m = 5 a 10) reverzní koná, který není založen na výpočetní chyby, jak jsem
spokojený sám pečlivou revizi.
  [Je to univerzální dohoda, však ukazuje, že interpolationsmäßige ustanovení pouze
v použitelném rozsahu, jako vzorce (15) pravděpodobné hodnota u představuje
dostatečně sbližování. Ale tohle - odvození tohoto vzorce následovat - teprve pak je
případ, kdy velikosti řádu 1 :      lze zanedbat, takže to bude pro menší m nelze
použít vzorec (15), ani o způsobu interpolace s výhodou, spíše raději přesné
určení V řeči. Ty mohou být rozděleny do postupnou aproximaci na skutečné hodnoty
s použitím empirický vzorec MAC Laurino, který je také nazýván Eulerovo sumační
vzorec vyhrát. Konkrétně, je základní význam tohoto Vzorec je, že. Výpočet diskrétní
částku, vrátí při splnění určitých podmínek, k integraci a diferenciaci, a tím neustálé
změny povolen vyjádření uvádí místo z intervalu intervalu mílovými kroky změnou
součet hodnoty To se provádí pro součet hodnot W [± u ], je možné, že na u se určí,
na které se součet hodnot navazujících roven ½, tím přesněji V nalezen.]
  [Nyní zde takto jako v prvním pozměňovacím návrhu (§ 110) stanoví pro liché a
sudé m:
                                                       V = 0,674 489    - 1 (17)
wofern velikosti řádu 1 :    brát v úvahu takové objednávky 1 : m zanedbat. V
takovém případě se velikosti řádově 1 : m dále naleznete:
      1.pro i = m 2 μ



                          , (18a)
      2.pro zvláštní m = 2 μ - 1

                                                                                      ,
                                           (18b)
kde hodnota c pomocí T -tabulky, v obou případech pro daný μ = ½ m , resp. ½ (m +
1 ) od:


                                                         (18c)
. Musí najít dvě vzorce (18a), (18b) tvoří analog (16), které mají za následek, že
nahehin V o i m a a další následující liché jsou navzájem rovné a by být identické,
pokud c      s zanedbávání odkazu 1 : 16 μ se odehrává v (18c) se rovná 0,67449].
  [Pro srovnání všech tří přibližných vzorce (15), (17) a (18), V , v pořadí, jak je V 1 ,
V 2 a V 3 jsou označeny následujícím přehledu je:

                           m        V 1.           V2        V3

                      4         1349          0349       0565
                      5         1508          0508       0,529
                      6         1,652         0,652      0,827
                      9         2023          1023       1043
                      10        2133          1133       1267
                      11        2237          1237       1257
                      20        3016          2,016      2111
                      100       6745          5745       5786
                      1000      21,329        20,329     20.333


  § 107 Vzhledem k tomu, na rozdíl od interpolationsmäßig vyrobené V všechna
předchozí ustanovení jsou založena na jednoznačných aritmetických zásad a vět, jak
se očekávalo, empirické parole samé není nutné, ale já se stále reagovat na takové,
částečně proto, že metoda probace v sobě zvláštní zájem Očekává se, že prezentovat
nahrazením pravděpodobnosti urnu, částečně proto, že jejich výsledky nastínit, jak
daleko jste se přesné hodnoty Q a U pro dané m, což je v podstatě určení
nekonečné n , zeširoka, ale ještě konečný předpokládajín, jak to je empiricky
přikázání lze očekávat později.
   Je totiž nesporné, udělen urnu obsahující nekonečný počet, v počtu rovné bílé a
černé kuličky velmi vhodný nápad, na kterém lze vysvětlit předchozí věty, ale jako
volební urny nelze připravit, a také když jsou konečné prostřednictvím urny s počet
míčků vyměněné v jednom z m zurücktut koule po každém kurzu, které lze udělat
dobře, by tato metoda velmi mnoho vlaků extrémně nudné a výrobu zcela náhodném
mixu kuliček před každým novým samozřejmě těžko dosažitelné v krátké, skutečný
vždy být proveditelné použití metody, také nevím, že byla někdy využili toho. Ale to
je ekvivalent urny v seznamech sestavených GEWI čísla loterie na to, ze kterého
dokonce označuje jako bílá, liché a černé kuličky, nebo ve srovnání s pozitivními a
negativními odchylkami od stejného W., jedna pozitivní, druhá lze považovat za
negativní.
  Za tímto účelem jsem se (v 50. letech), které mají dotčené orgány podniknout
seznamy deseti saských loterií 1843 a 1852 za 32.000 až 34.000 čísel ver vytvoří
seznam, ve kterém, ve kterém jsou přijata vylosovaná čísla po náhodném pořadí byly,
jsou, jako takové 28904, 24460, 32305, 16019, 157, 3708, 16 928, atd. Nyní, i když
počet čísel pro každý roční loterie je vždy jen konečný počet, a čísla tažené nejsou
vráceny ke kolu štěstí, tak méně využití starých čísel není na pravděpodobnosti
poměru později, protože by to být při uplatňování urnu s konečným počtem kuliček
případu, a můžete sledovat to, jako kdyby urna obsahuje nekonečný počet míčků
Vorlage 5) .
 5)  Čísla vstupenek v Glücksrade obličeji, co vidím v tak dělal návštěvy vězení,
zobrazí se jako malé kolíky, které-je blíž, malé závitky se skládají z pevně válcovaný
a vkládá do kruhového tvaru rukávy pásky, na které Čísla jsou v ceně. Možná, že
tento popis není moc dobře po upomínce, načež ale nic přijde-tu. Před remízu, tato
čísla jsou uvedena na deskách podle jejich pořadí, na 1000 na palubě. Tyto desky jsou
vyprázdněny do nepravidelný, určí náhodnou výzvu úředního příkazu, pouze v
jednom případě, a odtud na kole štěstí, aby se z počátku nepravidelné směs namísto
tisíců se, pak se otočil volantem, a to je přijato po každých 100 čísel opakovat. Na ose
kola jsou připojeny čtyři prolamované křídla, které se otáčejí v opačném směru kola,
a tím k nepravidelné Mengung. Když se podíváte na to, jak se to stane, a drop hodně
o sobě, takže se člověk cítí pokušení věřit, že už stačí docela málo zvratů, aby se
směs zcela nepravidelný, ale měly by, podle úředníků v prvních kreseb, v nichž
loterie je rozdělen, soused sázky častěji objevují jedna po druhé, zatímco v posledním
tažení po Mengung je způsobeno několik set krát otáčení kola, nic si všiml styl.

  Pro ilustraci jejich uplatňování nejprve jednoduchý případ m = 3, kde dva až ± u =
1 a 3 s teoretickým W [ u ] = 0,75, respektive 0,25 ar možné, které lze nalézt v
souladu s pravidly stanoveno . V 2000maliger opakování stanovení m = 3 od získání
nových čísel, že je n = 2000, byly získány následující výsledky ve všech:
     Empirická počet dob ± u v n sérii na m = 3 hodnoty došlo, ve srovnání s
                             teoretickým počtem
                                                                 m = 3, n = 2000.
                              ± u teoreticky Empiricky
                              1    1500        1494
                              3    500         506


  Pokud rozdělíte čísla získaných s n, dostáváme z předchozí tabulky, následující
ustanovení:
                                                                     W[±u]
                              ± u teoreticky Empiricky

                              1    0,750       0,747
                              3    0250        0253


který potom dává Q ² , U, V, jak je uvedeno výše, může být stanovena, takže
například, teoreticky Q ² = 1 ξ 0,750 + 9 ξ 0,250 = 3, a U = 1 ξ 0,750 + 3 ξ 0,250 =
1,5 . V důsledku toho tyto výsledky jsou větší m a jiná, jen vždy velmi
velké n pochopit a léčit.
    Empirická počet časů ± u v n sady každé m došlo hodnoty, v porovnání s
                             teoretickým číslem.


      ±u        m = 10, n = 5000        m = 50, n = 1000        m = 100, n = 600
           teoreticky Empiricky teoreticky Empiricky teoreticky empiricky

      0    1230        1201        112          110        48           46
      2    2051        2027        216          217        93.5         104
      4    1172        1225        192          194        88           85
      6    439         442         158          154        80           67
      8    98          97          119.5        120        69.5         68
      10 10            8           84           65         58           63
      12 -             -           54           62         47           51
        14 -            -              32            41          36           31
        16 -            -              17            21          27           34
        18 -            -              9             10          19           13
        20 -            -              4             3           13           14
        22 -            -              2             2           8.5          8
        24 -            -              0.5           1           5.5          7
        26 -            -              -             -           3            4
        28 -            -              -             -           2            2
        30 -            -              -             -           1            1
        32 -            -              -             -           0.5          0
        34 -            -              -             -           0.3          1
        36 -            -              -             -           0.1          1
        38 -            -              -             -           0.1          0
           5000         5000           1000          1000        600          600



  Možné hodnoty u v předchozí tabulce jsou pro m = 50 a 100 nejsou prováděny až
do konce, ale chybí na výrazně mizí W., takže obrovská n by bylo nutné, měl by
takový čas nebo jiný dojít.
  Z předchozí tabulky, následující tabulka empirických je Q ² , U, V odvozené ve
srovnání s teoretickými hodnotami.


     m         n            Q²                            U                       V
                   teoreticky empiricky teoreticky empiricky 0,674             empiricky
                                                             49                Interpol.
    3     2000 3.00            3.02           1.50        1.51         1.17    1.18
    10    5000 10.00           10.13          2.46        2.49         2.13    2.19
    50    1000 50.00           52.02          5.61        5.71         4.77    4.76
    100 600        100.00      101,68         7.96        8.05         6.74    6.94


  V blízkosti zápas empirických hodnot s teoretickým není zpochybňováno
uspokojivé a jen zarážející, že pro všechny hodnoty m je empirická Q ² a U je trochu
větší než teoretický, což je asi jediný důvod, proč tomu tak proto, že řada pro
hlavní m většinou skládací série, které jsou pro menší m byly získány bylo získáno,
tak, aby mohly rozšířit jejich vliv na dřívější s, že vzhledem k čelnímu zarovnávání
z U na stanovení Q 2 , musí být patrné, než U , kde Odpovídající vykazuje nižší
stupeň.
   § 108 Předchozí úvahy a vzorce mohou být užitečné v mnoha případech použití na
statistických studií. Například, bylo nutné zjistit, zda je rozdíl, který existuje mezi
počtem narozených a zemřelých nebo sebevražd ve dvou různých ročních obdobích,
nebo mezi počtem mužů a žen narozených dětí, nebo mezi počtem bouří na dvou
různých lokalitách, je čistě náhodná , nebo zda povaha sezón, pohlaví, lokalitě má
významný vliv na velikost a směr rozdílu. Být v Sumě význačný pro obě podmínky
velký počet, řekněme m , byly pozorovány případy, a v tomto případě zjištěno, že na
jedné straně μ ", na druhé μ , se vyskytují případy, a proto se absolutní rozdíl u je, že
je na dorazí, zda zjištěný rozdíl u v absolutních hodnotách
pravděpodobného V přesáhne nebo klesne pod, a za jakých okolností je to tento
případ, aby Pravděpodobnostní následujícím způsobem.
  By W. z μ ' a μ , rovné, a proto zjištěný rozdíl u nehody, bylo by to stejně
pravděpodobné, že on prohlašoval, že předchozí rovnice specifické pro tuto
podmínku symetrického W., pravděpodobný rozdíl V by překročit a bude stoupat, a v
případě, že pozorování se stejným m by se opakuje mnohokrát, že by se v průměru
s V se nacházejí v podstatě stejné, zde proti pouze náhodné rozdíl je, samozřejmě, tím
méně je pravděpodobné, ve stále větších rozměrů, to zejména v rámci stavu pouhé
náhodnosti pravděpodobného V přesáhne-proto W., že on nebyl jen náhodou, tím
větší bude konat ve stále větších rozměrů tohoto překročení, a pokud podmínky čistě
náhodná u ve velkém m sladit s okolnostmi chyby pozorování po GG, i podle tabulky
Základního zákona, který jsou poměry pravděpodobnost chyby jako funkce poměru,
ve kterém pravděpodobná chyba w z nich překročena nebo je v růže, podle
substituce V pro w lze provést ještě určité výpočty pravděpodobnosti v předchozích
vztazích.
  Na těchto obecných tvrzení, podle mého názoru by měl nechat vzít žádné trvalé
námitky ve vztahu ke konkrétní interpretaci, ale já folgends poměry u: V poskytnout
výhody jejich praktické využití, pravděpodobně na velkou lehkostí z chybných pojetí
a chybným závěrům v této oblasti, základní revize ze strany na počtu
pravděpodobnosti zcela obeznámeni profesionální matematik pravděpodobně ještě
více žádoucí.
  Například, ať m = 1000 bouře během stejného časového období, ve dvou místech,
dohromady, a to jak pozorováno v μ ' = 530, na druhé μ , = 470, tj. u = 60, pak se
podle obecného vzorce (15), pravděpodobné rozdíl V, očekáváme, že pouhým náhod a
za stejných podmínek pro symetrické W. U a ∆ , pro kterou w lze použít chybová
tabulka:
                                                    V = 0,6745          = 21,33.
  21,33 Tato hodnota je podstatně poměry rozdílů našel u trumfl = 60, o 60 =
2,81 V je, tak to je mnohem pravděpodobnější než opak, že rozdíl není čistě náhodná,
ale místní vliv na jeho Závěr podíl má, aniž by bylo umožněno, ale to je tedy velmi
pravděpodobné, že se zjistí, že je založen právě na místní vliv, ale jen, že místní vliv
určitém směru je k dispozici, který očekává, že na pouze tím, že současně se
symetrickým W. vypuzuje . Je-li na druhé straně, je zjištěný rozdíl, u je menší než je
předpokládané V, jako jsou Jak μ ' = 505, μ , = 495, tedy u = 10 = 0,47 V, zatímco V
= 21,33, zůstává jako převládající W. nebude stát za to, že jen náhodný rozdíl
existuje, ale že náhodný jev je dostatečně velká, aby převáží případné lokální vliv,
nicméně, žádná teorie pravděpodobnosti je to, že zjištěný rozdíl byl, že byl závislý
pouze náhodné nebo pouze místní vliv. Stručně řečeno, tyto jsou W., zda jeden nebo
druhý vliv převáženo, ne-li pouze jeden nebo druhý existuje. Ale pokud W., že
převládající místní, je velmi velký, takže to je samozřejmě také W. obrovský, že je k
dispozici, a jsou tedy výpočty tohoto druhu dávky pro pravděpodobnostní důkaz o
existenci jiného, než jen náhodné vlivy . Pokud proti tomu převáží W., že náhodný
efekt nepřeváží náhodné, zůstává otázkou, zda takový byl přítomen vůbec, a jeden má
pouze pravděpodobnost důkaz, že on byl někdy malý.
  Pojďme aplikovat tento přístup, a tak se vrací do předchozích příkladech, najdeme
na prvním případě zjištěného rozdílu u = 60 a V = 21,33, a proto u: V = je 2.81, podle
tabulky Základního zákona, který W., rozdíl u zůstane čistě náhodou pod tuto
hodnotu se chová k W. naopak jako 0942 až 0058, a pokud tato hodnota u je však
dosaženo, budete moci sázet proti 6 v kulatých čísel 94, byl ne pouze náhodné. V
druhém případě, kde u = 10 = 0,47 V , je dána tabulkou v otázce, že W.,
rozdíl u zůstanou jako náhodné hodnoty pod to, je naopak jako 0249 až 0751 chová,
ale pokud to není zůstal pod touto hodnotou, má opačný W. na tomto místě, že
dosáhla náhodné tuto hodnotu, a bude, v kulatých čísel, pouze jeden se vsadit, proti 3,
že lokální vliv mají náhodný přeplatit, 3 proti 1, ale pro opak, ale aniž by byl schopen
se vsadit, že tam nebyl lokální vliv. Nevěděl jsem, alespoň jak tyto podmínky byly
uspořádat jinak, a to jak praktické a efektivní.
Nechť W ω na W., že ∆ nebo u za předpokladu symetrického W. pod daný zlomek
nebo násobek w nebo V zůstane, takže budete muset udělat malý výňatek z
příslušnosti k této tabulce 6) , aby se GG na každý patří:


                u           Wω                    u          Wω

                0.10 V      0,05378               2.25 V     0,87088
                0.25 V      0,13391               2.50 V     0,90825
                0.50 V      0,26407               2.75 V     0,93638
                0.75 V      0,38705               3.00 V     0,95698
                1.00 V      0,50000               3.25 V     0,97163
                1.25 V      0,60083               3.50 V     0,98176
                1.50 V      0,68833               4.00 V     0,99302
                1.75 V      0,76214               4.50 V     0,99760
                  2.00 V     0,82266               5.00 V   0,99926


  Člověk má ale na pozoru při použití předchozí rozhodnutí proti chybnému použití
stejné v následujícím smyslu. Předpokládejme, že jste, ať už je to téměř dva měsíce
nebo jakékoliv dvě sezóny bez druhého, ve vztahu k počtu bouřek ve vyšetřovací, nic
se zabránilo předchozí rozhodnutí, pokud jde o otázku, zda je rozdíl v těchto dvou
měsíců nebo ročních období několika mají jiné než jen náhodný vliv na počet bouřky,
jen aby v takové aplikace, jako kdyby je lokální vliv lokality. Ale předpokládejme, že
máte pozorování bouřek počtu dané mvyrobeno pro všech 12 měsíců tak, i když je
stejný pro všechny měsíce W. bouřky číslo, u selhání ve srovnání libovolných dvou
ze stejné jiný náhodou, a to bude zahrnovat najdete dva měsíce, což je největší u dát
to, co by mohlo být tak velké, snadno vidět, že poté, co jeho vztahy s V blízkosti
obrovského W. podstatným vlivem. Ale tento závěr by bylo chybné, pokud u většího
počtu případů i při nízké W. ale velká odchylka rozdíly vyskytují. Každopádně, pak
zůstane příslušné měsíců z důvodu určitého vlivu podezřelého, zajistit pozorování,
ale bude především rozšířený a pokračoval, například až do dvojnásobku počtu podle
mého názoru na ně, aby zjistili, zda pravděpodobnost závěr potvrdil 7) .

 6)[Tato tabulka se nachází v berlínské astronomem. Ročenka pro 1834, s. 309
FlgD.]
 7)   [Comp. k této kapitole, druhý přídavek (§ 111).]

  § 109 Za prvé, nyní to vypadá, že využít předchozích úvah a vzorců také přímo
použitelného na úkolu velikosti rozdílu u mezi počtem kladných a záporných
odchylek + ∆ a - ∆ . bezaritmetický průměr je uzavřít po W., zda je rozdíl, může
záviset na náhodě pouze, nebo zda se v povaze předmětu a podmínek jeho existence
vlivu, což se projevuje v ne-li jediný na převaze počtu jednoho nebo jiných odchylek
ale nese spoluvinu, nebo krátký, zda existují podstatné rozdíly v podílu asymetrie. A
ve skutečnosti, když jsme byli ujištěni od počátku, že odchylky kopií dobu jejich
aritmetického průměru stejný symetrický W. prokázat obou stranách, jako bílé a černé
kuličky na kreslení stejné, takže předchozích úvah a vzorců by bylo velmi se na něj
vztahují, ale to není tento případ podle následujících úvah.
  Řekněme, pokud jde o známé použití jazyka pravda, znamená, že A ∞ průměr
nekonečného počtu kopií, špatné lék m jen nám stojí na povel z konečného
počtu metrů. symetrické W. Nechte se odchylky bez. skutečný průměr záloha, ale oba
vzájemné odchylky částky, jako vzájemná odchylka postavy Bez. z nich mohou být
rovnoměrně náhodné a obvykle při změně celkového počtu m odchylek není v
poměru k sobě navzájem, ale funkční souvisících po stejném směru, tj. změny
zvýšení nebo snížení 8) . Pokud se z konečného počtu vytáhl špatný způsob, jak to tak
zmizí rozdíl mezi vzájemná odchylka částek, jak skutečně spočívá v povaze
aritmetického průměru, to tvoří částky, abych tak řekl, uměle rovnat, a je-li částky a
čísla změní úměrně k sobě, aby se rozdíly mezi oběma stranami současně sečte
rozdíl u zmizí mezi vzájemné čísel, která není jen empiricky případ, ale se
neočekává, že v důsledku non-proporcionální změně. Ale v žádném případě nesnižuje
se zrušením rozdílu mezi vzájemné odchylky součtů funkčně souvisejících rozdílu
mezi vzájemnými čísel proti případě, že odchylky byly převzaty z pravého středu, u
nichž výše uvedené vzorce jsou platné, a může být tedy předvídat, že průměrná a
pravděpodobná hodnota u rel. nesprávný lék, z nichž se pouze, že lze očekávat, se
stejným m , musí být menší než dest. To znamená, že platí, a že výše uvedené vzorce
nelze vysvětlit tuto změnu.

 8)Domníváme se, že i když pravda, znamená vždy z nekonečného počtu je
vypracován myslet, ale počet m stažených z odchylek může být více či méně
omezené.


  Mezitím, ale může být z předchozího svazku nejprve následující dva závěry
učiněnými: 1) W. významný vliv je použití výše uvedených vzorců se odchylka
rozdílu u Bez.aritmetický průměr A m pro daný m přijímat ještě větší, než se zdá,
podle výše uvedených vzorců, protože V, v poměru k tomu, co u by bylo považováno,
pokud jde o A m je v každém případě menší než dist. ∞ je to, co výše uvedené rovnice
platí.
  2) Nechte okr. špatný lék m , stejně jako března o skutečném A ∞ jsou
předpokladem W. symetrické, ale pak volat výše v souvislosti s dřívější pomocí u, Q,
U, V určený hodnoty, když poněkud března této sloučeniny se určí
pořadí. V , Q , U , V , takže se bude uplatňovat pouze odpovídajícím způsobem v
závislosti na m rel. m k určení, jak se vztahují k A ∞ byly stanoveny tak, aby bylo
dosaženo vzorců, které může sloužit k příslušným Gebrauche.
         § 110 [První dodatek. Stanovení pravděpodobného rozdíl V pomocí
                 empirického vzorce z MAC Laurino nebo Euler:]
[Tento chemický vzorec 9) :




                                                           (19)
kde b = + nh a B 1 = 1 / 6 , B 3 = 1 / 30 ⋅ ⋅ ⋅ ⋅ čísel Bernoulli].
  [Objednat nyní W [ ± u shrnout] podle tohoto vzorce, není původní forma (4), ale
tato aplikace na základě přibližného vzorce:
                                                       (20)
nebo-li členy řádu 1 : n považován na základě korigovaného vzorce:


                                                                          (21)
položit Výsledný tvar je založen.]
  [Použití podle první (20), pak se pro m = 2 μ , μ ′ = μ + v , μ , = μ - v , u = 2 v :


                                                ,                . (22)
Součet W [ u ] mezi mezích + n 2 a - 2, n , nebo součet W [± u ] mezi mezích 0 až
2 n je tedy dána vztahem:


                                                       . (23)
Nyní, podle (19), když v souzvuku s dán (20) členů konvergence řádu 1 : μ lze
zanedbat:


                                                                          . (24)
V důsledku toho, dostaneme:


                                                                                   . (25)

Dává právo na vhodnější formu, pokud jedna x 2 = μ τ 2 , n 2 = μt 2 , dx = d τ
nahradit. Člověk pak jako výraz pravděpodobnosti W, že:

                                              , Nebo
Stanovení:


                                                                . (26)

 9)[EULER rozptyluje ho do kamenů differentialis Institutiones, Pars pošta, Cap.V. -
Reprod. 226 Například v Schloemilch v Compendium vyšší analýzy, druhý díl, p]




Podle ní je pravděpodobné hodnota u, di je V, dána:

                                                (27)
když t stav:


                                                             (27a)

dostačující. Za to je pak W., že ± u < 2 t   ve výši ½. Za účelem
odvození t vypočítat, můžete nastavit t = c + γ , a určit, c z


                                                       ,
tak, že T je rovna 0,476, podle tabulky 936, pak integrál rozdělí mezi mezí 0
a c + γ ve dvou integrálů mezi mezí 0 a C a mezi limity C a C + γ , a výsledek je:


                                                                    .

Vzhledem k tomu, γ velikost řádu 1 :          je, získáme dostatečnou přesnost při exp
[- τ 2 ] se udržuje konstantní v prodloužení integrálního a rovnající se exp [-
( c + γ ) 2 ] je nastaven. Je to proto, po rozdělení podle exp [- (c + γ ) 2 ]:


                                            nebo               .
Vzhledem k tomu, získáme 10) :

                                                           . (28)
Zpočátku, protože m = 2 μ byla nastavena, takže by se mohlo zdát, že tento vzorec
pouze pro rovnoměrné m platí. Přesto se ukazuje, pro m = 2 μ - 1, stejný výsledek by,
jak by se dalo očekávat, protože pouze množství, aby 1 :    být považován].

 10)[Stejný vzorec je také MEYER v přednáškách o teorii pravděpodobnosti v léčbě
Bernoulliho věta, str.107.]


  [Ale jestli chceš velikosti řádově 1 : m úvahu, musí člověk přijmout (20) pomocí
přibližného vzorce (21), a případ, kdy m i, v případě, že m je liché rozvod.]
  [První případ se předpokládá (22) poté, co místní ustanovení faktoru (1 - 1 : 8 μ ) je
připojena. Jeden najde pak pomocí (19) se uvolňuje z prvních derivátů:




                                            (29)
kdy členové řádu 1 : μ      zůstat stranou. To má za následek, pokud n 2 = μt 2 ,
x 2 = μ τ 2 je nastavena jako vyjádření pravděpodobnosti, že W:

                                               nebo               ,


                                                                              . (30)

  Za účelem odvození V výhru je W = ½ přijmout, pak t z rovnice:


                                                                              (31)

pro výpočet a

                                                  (31)
nastavení. Předpokládejme, že se nad t = c + γ , aby, určit c tak, že po rozdělení
rovnice (31) s (1 -1 : 8 μ ), nebo to, co je stejný, po násobení (1 + 1 : 8 μ )


                                                           (32)
a najít γ od:


                                                                         . (33)

Tato rovnice bere v úvahu, že γ malá velikost objednávky l :            je po dělení exp [-
( c + γ ), 2 ] jednoduchý formulář:


                                           nebo                       (33a)
k, z nichž, protože B 1 = 1 : 6 a 2μ = m, jako pravděpodobná hodnota pro i m:


                                                               (34)
následovat.]
  [Je-li m liché = 2 μ - 1, pak v případě, μ '= μ + v , μ , = μ - v - 1, u = 2 v + 1:




                                                                        =
                                                                 (35)

a pravděpodobnost, že u (2 mezi mezích + n - 1) a - (2 n - 1) platí, je určena:


                                                              . (36)


Tím, že je na základě (19), když n = t     , pravděpodobnosti:


                                                                       (37)
že

                                                   nebo                   . (37a)
Je-li jeden opět určuje t z rovnice:


                                                                                     (38)
které stejně jako v (32), c vypočte a t = c + γ soubory, takže výsledky z:


                                                                                    (39)

s zanedbání členů řádu 1 :        ,


                                                    , (39a)
tedy



a nakonec:

                                                          ,
což s ohledem na m = 2 μ - 1 jako pravděpodobná hodnota pro liché m

                                                   (40)
výsledky]
  § 111 [ Druhý dodatek . Diskuse o § 108 je založen na problému, který má určit, z
velkého počtu pozorovaných případů neznámých pravděpodobností. Stejné stojany
pro inverzní věty BERNOULLl'schen ve vztahu, které mohou být specifikovány pro
neznámé W. limity a také mírou pravděpodobnosti lze vypočítat s se nachází v těchto
mezích, neznámého W..Pokud máte totiž dvě vzájemně se vylučující
události A a B ve velkém počtu m pozorovaných případů, zatímco událost A μ časy ",
událost B μ , časy nalezen, je možné spustit W. Pro výskytu události rovna μ ' : m ,
W. z B , která se rovná μ , : m set bez eventuality, že stanovení μ 'a μ , vzít v úvahu
musí podřídit. Ve skutečnosti, můžete μ ' : m a μ , : m pouze jako
nejpravděpodobnějších hodnot neznámého W. X a 1 - x interpretovat a popsat to jako
pravděpodobné, že v opakování pozorování z řady dalších případů, které nyní je
Výsledné nejpravděpodobnější hodnoty v blízkosti bývalého nacházejí. Místo toho,
aby tento vágní prohlášení jsou nyní inverzní z Bernoulliho věta, následující
ustanovení.]
  [Je W.


                                                    (41)
zajistit, že neznámý pravděpodobnost x pro výskyt události A mezi limity:


                                        a                  (41a)
je, naproti pravděpodobnost 1 - x je pak současně mezi limity


                                                (41b)
hledat, zatímco pro W. V očekávaného rozdílu u mezi vzájemnou počtu případů
nerovnosti:


                                                                          (41c)
platí. Dosazením zejména W = ½ , pak c = 0,476 936, a nahrazení této hodnoty je
pravděpodobné limity pro x , 1 - x a . u. ]
  [Podle vzniknout m = 1000 bouřkami, které byly pozorovány na dvou místech
během stejného časového období jako pravděpodobné limity pro hodnoty W., které
lze očekávat na jedné nebo na jiných místech výskytu bouřek je:
  1) na jednom místě, 0,541 a 0,519, v ostatních místech 0,459 a 0,481, kdy byly
pozorovány bouřky v bývalých místech 530, druhé 470.
  2) na jednom místě, 0,516 a 0,494, v ostatních místech 0,484 a 0,506, když se
vzájemně pozorované čísla bouře 505, resp. 495, resp. V souladu s tím je
pravděpodobné limity pro uv prvním a druhém případě, 60 ± 21,29, resp. 10 ± 21,33.]
  [Tato ustanovení jsou umístěny pod podmínkou, že se počet pozorovaných případů
bylo dostatečně velké, aby umožňovaly předpoklad, že pozorovaný rozdíl u není
náhodou, ale rozmanitost neznámého W. X a 1 - x okolností, je, jak již bylo uvedeno
výše, za předpokladu, že s největší pravděpodobností hodnoty x 1 - x , a u označují
pozorované hodnoty μ ': M, μ , M a μ ′ - μ , . měl]
[Je to ale dříve, než není přesvědčivý důvod, aby přesně předpokládat tyto hodnoty
jako nejpravděpodobnější hodnoty. Pro před jmenováním pozorování měl nějaké
hypotézy o možných hodnot x a u samé W., a s ohledem na připomínky, jedna z
těchto hypotéz, které budou poskytnuty předtím, než druhý pouze větší W., nebere ale
jistota pro sebe . Proto je stále míra W. Pro stanovení hypotézu, že pozorované
hodnoty byly s největší pravděpodobností, ve srovnání s jinými hypotéz, které
zavádějí jiné hodnoty než pravděpodobné, že má.Pro tento účel, princip, který se
používá v Encke pojednání o metodě nejmenších čtverců 11), jsou uvedeny v
následujícím tvaru, přičemž má na paměti, že odchylky zjištěné hodnoty jsou
uvedeny na nejpravděpodobnějších hodnot chyb.]
  ["W. dvou, než pozorování z stejně pravděpodobné a vzájemně se vylučující
hypotézy se chovají stejně jako W. společnosti vyplývající z jejich chyb a omylů
systémů".]
   [Pro srovnání, hypotéza předpokládá se, že nejpravděpodobnější hodnoty x a 1
- x navzájem rovné, tak rovné na jednu polovinu toho, co jsou s největší
pravděpodobností rozdíl u =0, je třeba očekávat. To má pak skutečně pozorovaný
rozdíl u W.:


                                                          . (42)
Vzhledem k hypotéze, že nedávné pravděpodobné hodnoty x a 1 - x , resp. μ ': m =
p a μ , m = q jsou obavy, nicméně, pro pozorovanou u maximální hodnoty W., a to:


                                                          . (43)
To se chová W ,. že pozorované u je čistě náhodný, tj. rovnost x a 1 - x odhalil sebe k
W., že pozorované u nejpravděpodobnější hodnota rozdílu z dvojího čísel μ
' a μ , což představuje jak


                                  nebo                             (44),
a chce vsadit, tak je v sázce, musí mít zadaný poměr.]


      11)   [Berliner Astron. Ročenka f 1834 s. 258]


  [V ostatních případech se ustanovení pravděpodobnosti jsou založeny v § 108 Za
prvé, je třeba poznamenat, že u je vzít s absolutními hodnotami v úvahu, a proto
zůstává nerozhodnutá, na které straně obrovské množství případů je hledat. Dále je
třeba mít na paměti, že za předpokladu, že pozorované rozdíly u není čistě náhodný,
zřejmě za předpokladu, že totéž bude důsledně držet tuto hodnotu, může také převzít
větší hodnoty (což znamená nepřítomnost čistého náhodnosti je jen pravděpodobné),
ale ne v rámci těchto hodnota nedosáhne, zdá se, že pozorované hodnoty jako spodní
mez uplatnit, což je, pouze v případě čistého náhodnosti v souladu s ústavou.
Budeme-li se požadovat, aby na jedné straně, pozorován rozdíl u = ± (μ "- μ , ) je
čistě náhodně, takže je po G . G. W. W ω , že tato hodnota není dosažena, a W. 1
- W Ω , který je dosažen nebo překročen. Pokud je, na druhé straně vyžaduje, aby
rozdíl není náhodný, ale jeho povaha je rovna u nebo větší než u, takže je W., že
splňují nebo překračují je rovna 1..Nabízí tak na W., pozorované hodnoty u je ze své
podstaty, která se rovná nebo je větší než u, W., byl jen náhodný do W ω , takže drtivá
pravděpodobnost W ω pro nedostatek čisté náhodnosti pravděpodobnosti 1 -
W ω plochy pro existenci čistě náhodnosti, a v této situaci je pro a proti čisté náhody
pak vsadit.]
XVI. Pravděpodobnost ustanovení pro závislé na rozdílu čistě
náhodné asymetrie v. výstupů z nesprávné prostředky.
  § 112 Podívejme se nyní na stanovení poměru pravděpodobnosti náhodného rozdíl,
který lze očekávat mezi počtem kladných a záporných odchylek od průměru
konečného počtu hodnot, v případě, že pravděpodobnost, že odchylky od skutečného
průměru, jako z nekonečného počtu by se sledovat hodnoty z obou stran, je
stejný. Tím, false, tj. od konečného mzískaných od skutečného průměru o náhodné (v
různých sériích jít brzy po, brzy po druhé) různé velikosti, odchylky jsou ∆ na obou
agentů v každé řadě různých, a to zůstane z nesprávného znamená stejný W. z + i na
faktuře ∆ a - ∆ existovat, pokud by se skládal z pravých prostředků, ale poměr
pravděpodobnosti rozdílu v. mezi počtem stejné změny. Tento lehce pochopí na dotaz
v § 109 v úvahu, protože špatně lék je určen podmínkou, že součet odchylek musí být
poskytnuta stejná na obou stranách, přičemž na účtu neznámý pravda o omezené
zdroje, které jsem obecně jako není rovno předpokládat. Tím uměle vyrovnání součet
+ ∆ a - ∆ , čísla totéž by být v rovnováze, pokud je počet a součet utrpěl
proporcionální změny, což není tento případ, ale v každém případě je
rozdíl v přechodem z true na false znamená, proti Rozdíl u snížena.
  Za účelem posouzení, za jakých okolností toto snížení podle W. Očekává se, že
určité právo distribuce skutečné moštu ∆ bude umístěn na počtu a velikosti toho
důvodu, že jejich závislé poměry pravděpodobnost rozdílu mezi skutečnými a
falešnými prostředky, ale této smlouvy znovu poměry pravděpodobnosti
rozdílu v. Nyní je známo, že pro Odchylky, které jednotlivé kopie K.-G. v non-
vzhledem k nepravidelné distribuci jejich střední hodnoty ukazují, že
integrální Φ (viz kap. XVII) určitý zákon pravděpodobnosti chyby mohou být
použity jako základ při velké m má a přibližné symetrie, a tak tento zákon je také v
následujících se používají jako základ.
  § 113 Studium těchto vztahů je mnohem vůbec buď před, nebo třást mě předběžné
šetření známo, že zcela zvládnout úkol později. Nyní můžete najít v další (§ 116),
vyšetřování mě, které sbližují s Q 2 středně být označen čtverec rozdílu v. roven m (1 -
2 κσ ) výsledků, a poté i nadále sdělovat zkušenosti vzorku ukázala, že toto
ustanovení samo o sobě až do m = 4, dost se velmi přibližné, Dumal, ať už z
hodnot Q , ostatní pravděpodobnosti poměry v. lze tedy odvodit, jak na účtu pravda,
znamená, že poměr pravděpodobnosti u z hodnot Q = . Znovu, toto bylo potvrzeno
zkušenosti s dostatečnou sbližování. Konkrétně, pro pravděpodobnou
hodnotu v, která je V horké [pokud jeden používá interpolationsmäßige odhodlání pro
srovnávání], ani korekce tohoto odvození potřebné, než pro hodnotu V pro
vypouštění Q , pro jednoduché průměrného v. , ale, který U hot, jen o něco větší, než
korekce pro jednoduché průměr u, které U s názvem. Konečně, rozvodný panel
každého vypočítá v počtu a velikosti dostatečné vzdálenosti za tohoto stavu.
  Na demgemäßen základní ustanovení jsou následující:


          Q²=           m = 0,36338 m, přihlaste 0,36338 = 0,56036 - 1, (1)


             Q=            0,60281 =      ; log = 0,60281 0,78018 - 1, (2)


          U=                      0,48097 =           ; log = 0,68212 - 1, (3)

                   V = 0,40659       ; log 0,40659 = 0,60916-1. (4)
  Pro stanovení W [± v] je rozdíl Φ přijmout hodnoty, které v tabulce t na


                                            a
jsou-li pro Q , uvedená hodnota má být substituovány, W [ v = 0], ale zejména s
ohledem na t = 1: Q    odpovídající Φ . hodnota W ω [ v ] , tj. W., že daná
hodnota V není splněna jedna slouží jako Φ hodnotu, která při t = ( V - 1) : Q
a W [ V ], který je, pro V samotné, a nižší V hodnoty stávající umístěn W., než ten,
který (v + 1) : Q     patří.
  Ve vzorci pro U , horní znaménko platí korekce ± 1,5 pro zvláštní, nižší i m, a v
důsledku této opravy, a důvod je stejný zkušenostní datum, pro které však podívat se
na teorii, ani to, že každá hodnota o U pro přímé m výrazně shoduje s menšími
hodnotami tří jednotek U pro liché m, pro které se tyto dokumenty dále.
  Bohužel, nyní stojí až kontrole těchto přibližného vzorce týkajících V a to nejen
pokud jde o její pro u. přesné v předchozí části vzorců pro malé m se nabídek,
na fühlbarerer takové nedostatky, jako teoretické zdůvodnění a odvození výše
uvedených vzorců navíc je neúplný, a korekce U může zdát divné, i. Rád bych proto,
stejný nabídku s malou důvěrou, kdybych nebyl schopen nahradit velmi rozsáhlé
empirické platnosti tohoto nedostatku do té míry, že člověk může být jistý, ke
spáchání stejného nejsou způsobilé chybu v užívání, i když podrobnější zdůvodnění a
revize teorie by matematika o obchodu by bylo velmi žádoucí.
  Empirická Platnost vychází jako předchozí hodnoty funkce o u o použití seznamů
loterie, ale který byl bez srovnání složitější, než pro hodnoty v předchozí
kapitole. Pro to, aby se čísla v první řadě v každém seznamu hodnot + ∆ a - ∆ v cestě
k překladu, který pro celý seznam, integrální Φ vyšel odpovídající rozložení počtu a
velikosti faktury od skutečných prostředků, které t - Tabulka je zastoupena v příloze §
183, pak na nějakou náhodnou řadu takových odchylek od dané m k určení špatně
počítat kladné a záporné odchylky od této falešné prostředky a rozdíl mezi počtem i
jako v. vzít. V poněkud podrobněji jejich navíc (§ 117) se obchoduje a příklad
stanovení v. pro namátkou sérii s m = 6 tam dal.
  § 114 Dále jsem se v první řadě dodržovat v některých tabulkách souhrn
empirických dat, které jsem dostal přímo, pokud jde o náš úkol po odvozených
základních hodnot spolu s vypočtenými hodnotami podle výše uvedených vzorců, jak
se připojit. Proto, když mnoho postavy se vyskytují na zlomek hodnoty 0,5, takže to
vyvolává, že pokud náhodou, jak se někdy stalo, špatný způsob, jak s opravdovými
hodnotami odchylek přesně splněna, odchylka od špatných metod s + 0,5 a - 0, musel
být počítán 5 na obou stranách, což vytváří V to, co ve středu mezi distanten o 2
hodnotami v. měřítku klesla, ale pak byla rozdělena na 0,5 dvou sousedních hodnot.


 I. Počet z, jak často se rozdíl v mezi počtem kladných a záporných odchylek od
       špatných prostředků m hodnot v n -krát opakovat zdálo odhodlání.
                                     a) pro liché m


  proti m = 5      m=7       m=9        m = 11 m = 13 n = 15 1) m = 17 m = 19

        n = 2400 n = 1700 n = 1320 n = 820 n = 840 n = 800 n     n = 600
                                                           = 600

  1     2155,5     1388,5    966,5      552      562,5   ?         351     327.5
  3     244.5      300.5     324,5      235.5    231.5   ?         187     197.5
  5     -          11        29         32.5     41.5    ?         57      63
  7     -          -         -          -        4.5     ?         5       10
  9     -          -         -          -        -       -         -       2


                                     b) pro ještě m
proti m = 4         m=6        M=8           m = 10        m = 12        m = 14 m =16 m = 18 m = 20

          n = 3000 n = 2000 n = 1500 n = 1200 n = 1000 n = 850 n = 750 n = 660 n = 600

0         1950      1040       648           494           379           314       247   179,5   176
2         1050      905        753,5         588           489           382,5     333   325.5   256.5
4         -         55         96.5          112           126           127,5     148   120     130,5
6         -         -          2             6             6             25        20    28      33
8         -         -          -             -             -             1         2     7       3
10        -         -          -             -             -             -         -     -       1


     1)   [Hodnoty v tomto sloupci se znetvořený neřešitelných rozporů]

                          II tytéž informace pro některé větší hodnoty m.
                          proti m = 30           m = 50        m = 100        m = 500

                                   n = 400       n = 240       n = 120        n = 24

                          0        94            49            19             2
                          2        169           84            31             2
                          4        90            51            13             3
                          6        36            32            22             3
                          8        8             14            18             2
                          10       3             8             9              2
                          12       -             3             5              2
                          14       -             -             2              5
                          16       -             -             1              0
                          24       -             -             -              1
                          28       -             -             -              1
                          34       -             -             -              1


       Stejné série s m = 10 , 50, 100 dala následující výsledky z pravého lék na účet
     odchylek, které jsou srovnatelné velmi přímo s předchozí, vypočítá špatných
prostředků, nicméně, jak je uvedeno v § 107 výsledků konzultací nebo jiných sérií, Z
tohoto důvodu, s větším n, jsou nalezeny.


 III. S předchozí tabulky podobné tabulky pro rozdíl u v důsledku skutečných
                                 prostředků.


                      u      m = 10     m = 50      m = 100

                             n = 1200 n = 240       n = 120

                      0      301        23          10
                      2      467        52          17
                      4      299        44          14
                      6      102        42          13
                      8      29         28          22
                      10     2          16          16
                      12     -          17          10
                      14     -          7           2
                      16     -          10          5
                      18     -          0           4
                      20     -          1           2
                      22     -          -           4
                      28     -          -           1


  Ve dvou tabulek na účet nesprávné činidlo je číslo z ′ , kolikrát v měl stejný znak s
odchylkou false od skutečného průměru, a číslo Z , kolikrát to mělo opačné
znaménko, stručně řečeno, jak často v se špatným A byl rovnostranný nebo Scalene,
na číslo z = z '+ Z , vypracované společně. Dejme nyní hodnoty z = z '- Z , pro
hodnoty m = 6 pro m = 30, jako pro ostatní oddělení z ' a Z , se
nestalo. Podle ∑ ( ± Z ) je součtem Z podle absolutních hodnot, včetně ∑ Z rozumí s
ohledem na znaménko.


 IV rozdíl z = z ′ - Z , mezi číslo z ' použití na špatně se rozumí rovnostranný a
      číslo Z, takže se Scalene hodnoty v. stejné velikosti, která je z spojit v
                                předchozích tabulkách, ze m = 6 až m = 30
                                                        a) pro liché m
             proti       m=7           m=9          m = 11 m = 13            m = 15       m = 17    m = 19
                     n = 1700 n = 1320 n = 820 n = 840 n = 800 n = 600 n = 600
             1       + 33,5        + 0.5        - 33         - 25.5      + 29         +1           - 20.5
             3       + 46,5        - 4.5        + 9.5        + 21,5      -7           - 10         + 11,5
             5       0             +1           - 0.5        - 8.5       + 7,5        -5           - 15
             7       -             -            -            + 0.5       + 1.5        +3           -4
             9       -             -            -            -           -            -            -2
             ∑ (± 80               6            43           56          45           19           53
             Z)
             ∑ (z + 80             -3           - 24         - 12        + 31         - 11         - 30
             )
                                                                                          b) pro ještě m
proti        m=6             m=8           m = 10       m = 12    m = 14 m =16 m = 18 m = 20 m =30
         n = 2000 n = 1500 n = 1200 n = 1000 n = 830 n = 750 n =660 n = 600 n = 400
2        - 24            42,5          + 20         +8            1,5        - 29         - 35.5 - 16.5      5
4        +13             11,5          + 16         +8            0,5        - 14         -8       + 1.5     0
6        -               0             -4           0             3          +2           +2       -1        +4
8        -               -             -            -             1          +2           +1       -3        -2
10       -               -             -            -             -          -            -        -1        -1
∑ ( ± 37                 54            40           16            6          47           46.5     23        12
Z)
∑ ( z - 11               +54           +32          +16           +6         - 39         - 40.5 - 20        +6
)


        Může se to zdát poněkud pozoruhodné, že hodnoty Z a tedy i ∑ z na menší, a to se
     i hodnoty m téměř všechny jsou pozitivní. Pravděpodobně to je však ze stejného
     důvodu, který byl pro analogový jev (§ 107) tvrdil, a sice, že řada menších m v sérii s
     větším m jít tak, že řada s různými m nejsou zcela nezávisle na sobě, ale však ne jen
     tak ledajaký série pro sebe, že v dal, ale všechny n -series pro dané m jsou řazeny
     společně čistě náhodou.
       § 115 První dvě tabulky, následující hlavní hodnoty jsou odvozeny ze složení, které
může být použito s okolní osoby teoretické hodnoty podle výše uvedených vzorců,
zkoumat tyto vzorce.

                    2                      U                            V
 m              Q
     pozorovaný 0,36338m Pozorované 0,48097                 pozorovány. 0,40659
                                                            2)

4    1.40           1.45     0.70         0.76              0.72         0.81
5    1.82           1.82     1.20         1.23              0.89         0.91
6    2.25           2.18     1.02         1.02              0.96         1.00
7    2.57           2.54     1.38         1.40              1.03         1.08
8    3.09           2.91     1.27         1.23              1.19         1.15
9    3.49           3.27     1.58         1.56              1.21         1.22
10 3.63             3.63     1.38         1.40              1.27         1.29
11 4.25             4.00     1.73         1.70              1.36         1.35
12 4.19             4.36     1.52         1.56              1.38         1.41
13 4.65             4.72     1.78         1.83              1.37         1.47
14 5.33             5.09     1.69         1.70              1.46         1.52
15 ? 3)             5.45     ?            1.95              ?            1.57
16 6.06             5.81     1.86         1.83              1.65         1.63
17 6.17             6.18     2.05         2.07              1.64         1.68
18 7.09             6.54     2.05         1.95              1.78         1.73
19 7.22             6.90     2.21         2.18              1.80         1.77
20 7.66             7.27     2.11         2.07              1.85         1.82
30 10.06            10.90    2.27         2.57              2.14         2.23
50 17.87            18.17    3.25         3.35              2.63         2.88
100 37.87           36.34    4.87         4.77              4.64         4.07
500 178,17          181,69   10.42        10.74             9.00         9.09
      2)[Stejně jako v § l 06, jak bylo zde také interpolovány s Zuziehung druhý
      rozdíly.]
      3)   [Comp. poznámka k tabulce I]


  Měli byste zjistit, průměr soulad empirických hodnot velmi uspokojující se
vypočítá. Ale pokud tu a tam také není nevýznamné odchylky se vyskytují, může být
s pečlivou revizi těchto hodnot nejsou zapsány na dohled, ale to je v povaze věci, že z
mnoha, počítáno podle W., náhodné hodnoty také se stane silnější vyskytnout
odchylky od normálních hodnot.[Kromě toho, že relativně silné odchylky se
nacházejí mezi hodnotami v posledních čtyřech řádcích, z důvodu nízkého n stejný
nastavit.]
  [Vezmeme-li v úvahu vedle tabulkách I a II porovnat tabulka III, najdeme
následující srovnatelné s ostatními hlavními hodnotami pro výstup pravda a falešná
média:


          m     Q²     Q ²      U       U          V               V

          10    10.32 3.63      2495    1.38       2.19            1.27
          50    52.48 17.87 5825        3.25       5.04            2.63
          100 97.47 37.87 8.00          4.87       7.49            4.64


Stejný ukazují, že přechod z true na falešných prostředky, ve skutečnosti, snížení
průměru a rozdíly pravděpodobně s tím, které je dostatečné v souladu s teoreticky
požadovaného snížení. Je to zejména:


          m              Q ²:Q²             U:V                 V:V

          10             0352               0554                0577
          50             0341               0558                0522
          100            0389               0608                0619



Teoretické poměry jsou, ale bez zohlednění korekce pro U a U, Q 2 : Q ² =
0,363, U : U = V : V = 0,603].
  Jeden může uvést jako kuriozita, že hodnota U , který je platný na účet nesprávné
činidlo, v blízkosti souhlasí s jednoduchým průměrné odchylky od příslušného účtu
pravda znamená U, nebo že U téměř rovná ε [ U ] , ale pouze s tak velkou m, že
korekce ± 1,5 již výrazně přichází v úvahu. To je jasné, jak z porovnávání vzorců pro
obě hodnoty:

                                                              U = 0,48097
a 4) :
                              Ε [ U ] = 0,48262           ,
jako empiricky pro větší m potvrdila.
  [V důsledku výše uvedeného výpočtu hodnot U a U zvláště dává ε [ U ] pro m = 10,
            50, 100, resp. se rovná: 1,64, 3,44; 4,40. Je tedy ve stejném
            pořadí ε [ U ] - U resp. rovnající se 0,26, 0,19, - 0,47].
              Také nemůžete se ujistěte, zda je číslo koeficient pro obě hodnoty ve skutečnosti
            není s výhodou jako přijmout stejný, protože oba pocházeli různými způsoby a poté
            poněkud odlišné výsledné koeficienty vůbec dodávat pouze na obou stranách
            Approximativbestimmungen, a proto nejsou absolutní.

             4)  [Comp. § 120 ponorek v kap. Vzhledem k tomu, že i poté, co je daný
            cíl ε [ U ] = 0,60488 U a protože na druhé straně, k zanedbání opravy:


                                                                             U=U            ,
            takto na základě shody ε [ U ] a U , které, jak je uvedeno na tomto místě, orientační


            0,60488 roven
            lze nastavit.]


              Pravděpodobně rozšířit, jako vztahy s ostatními hlavními hodnotami a hlášené
            pozorování údaje poskytnout příležitost, aby ji prozkoumat, ale nedokázal vzít,
            částečně v očekávání, že teorie pouze tato metoda více převzít, částečně v pořadí již
            nejsou dále rozšířit tak rozsáhlé vyšetřování.
              A konečně, zde následuje srovnání některých distribučních panelů faktury a
            zkušeností.


            Porovnání beobachtetenZahlen z v. s vypočtenou podle § 113 ve výše uvedených
                                 tabulkách pro některé hodnoty m.
proti             m=4               m = 10             m = 20               m = 30              m = 50

        pozorovány. calc pozorovány. calc Pozorování. calc pozorovány. calc             pozorovány. calc
0       1950            1779 494             480 176            174 94           95     49               44.5
2       1050            1182 588             581 256.5          267 169          159.5 84                80
4       -               38    112            128 130,5          121 90           93.5 51                 57.5
6       -               -     6              10   33            32   36          38.5 32                 33.5
8       -               -     -              -    3             6    8           13     14               16
10      -               -     -              -    1             -    3           0.5    8                6
12      -               -     -              -    -             -    -           -      2                2
14   -                 -      -             -       -              -       -        -       -              0.5


           § 116 [První dodatek. Teoretická Stanovení střední a pravděpodobné hodnoty
         V.]
           [Všechny systémy m pozitivních nebo negativních velikostech ∆ 1 , ∆ 2 ... ∆ m má
         průměrnou hodnotu ∆ 0 a rozdíl hodnoty V pro, druhý udává, o kolik počet v. 5) výše
         uvedené ∆ 0hodnoty ležící číslo μ pod ∆ 0 hodnoty vyšší než
         ležet. Hodnoty V = v - μ je tedy každá hodnota z řady: m - 2 , m - 4 .... 4 - m, 2 -
         m představuje, tak, aby celý m - 1 pozitivní nebo negativní v jsou hodnoty zatímco
         odpovídající množství u hodnot M + je 1. Zde, v případě, vyžaduje-li ∆ i ( i = 1,
         2 ... m ) s ∆ 0 se shoduje, žádné zvláštní z toho důvodu, že je považován za omezující
         případ, v němž předpokládal kontinuální proměnlivost těchto parametrů, a to buď v
         případě, že ∆ i nad ∆ 0 , nebo případ, kdy ∆ i je pod ∆ 0 se, je třeba počítáni
         mezi. Například, pro m = 2 , hodnota V je vždy roven nule, pro m = 3, je
         však v rovná buď 1 nebo rovnající se - 1]
                5)   [ v a μ nahrazuje zde μ "a μ .]
           [Na druhé straně, spojené s každou v. = V - μ paletu systémů, ∆ 1 , ∆ 2 , ... ∆ m ,
         která může být stanovena následujícím způsobem.]
           [Týká ∆ 0 mezi - ∞ a + ∞ různé střední hodnoty, také δ kladná hodnota znamená, že
         všechny hodnoty od 0 do ∞ lze předpokládat, a konečně
         představuje ϖ 1 , α 2 ... μ - 1 , β 1 , β 2 ...β v - 1 nezávisle na sobě pozitivní hodnoty od 0
         do 1, jsme si stanovili:
                                                ∆ 1 = ∆ 0 - (1 - 1 ) δ
                                                ∆ 2 = ∆ 0 - (1 - 2 ) 1 δ
                                                 ...............
                                        ∆ μ -1 = ∆ 0 - (1 - μ -1 ) μ-2 . . 1 δ
                                          ∆ μ = ∆ 0 - μ -1 μ-2 . . 1 δ (5)
                                            ∆ μ +1 = ∆ 0 + (1 - β 1 ) δ
                                         ∆ μ + 2 = ∆ 0 + (1 - β 2 ) β 1 δ
                                                 ...............
                                    ∆ m- 1 = ∆ 0 - (1 - β v -1 ) β v -2 . . β 1 δ
                              ∆ m = ∆ 0 - β v -1 β v -2 . . β. 1. δ .
Jeden první získá všechny systémy hodnota ∆ 1 ... ∆ m , jehož μ první hodnota nižší
než příslušné střední hodnoty lež, zatímco v poslední hodnoty vyšší než stejný. Ve
skutečnosti, vzhledem k proměnlivosti rozsahu nastavení ∆ 1 , ∆ 2 . . ∆ μ menší
než ∆ 0 , ∆ μ + 1 , ∆ μ +2 . . . ∆ m je větší než ∆ 0 , jak je také součet μ první ∆ se
rovná μ ∆ 0 - ∆ , a součet V posledním∆ se rovná V. ∆ 0 + δ , tedy součet všech ∆ se
rovná m ∆ 0 ].
  [Chcete-li pak všechny systémy hodnota ∆ 1 , ∆ 2 . . ∆ m , které mají být získány, z
nichž některé, že hodnoty počtu μ níže a druhý V se nad příslušnou střední hodnoty, je
nutné pouze pro všechny možné permutace mezi v systému (5) μ první
a V poslední ∆ pre, což m! : ( ! μ V ) rovnice dodávané z formy (5), každý z to samé
různých systémů hodnoty ∆ 1 . .∆ m s jiným, aby pokaždé, když ∆ zastupuje, a jejich
sdružení do celkové mnohosti V = v - μ určuje, které patří hodnotové systémy].
  [K dispozici jsou nyní ∆ i ( i = 1 ... m ), se považují za odklon od pravého středu,

pro které platí GG. Pak W. výskytu jedné hodnoty je ∆ rovná:                         .
Je také V přítomnosti systému z m hodnot ∆ 1 . . . ∆ m se rovná:


                                                               ;
od - známým věty teorie pravděpodobnosti - W. pro kombinaci několika, z každého
nezávislých událostí je roven součinu W. na příchod každé události. Je to konečně W.
výskytu jakéhokoliv systému ∆ 1 . . . ∆ m , patří do dobře definované, průběžné
potrubí těchto systémů, se rovná:



                           d ∆ 1 . . . d ∆ m (6)
kde je nedílnou rozšířil se přes kontinua hodnotových systémů, v jehož obvodu
společný hodnotový systém k pádu. Pro W. Ujistěte se, že některý z řady vzájemně se
vylučujících událostí nastane, je - jak pravděpodobnost počet učí - rovnající se součtu
jednotlivých událostí W.].
       [To však je (5) podle rovnic:
                                                                        ,
v případě, že zkratka ( , ß ) =
                                                                              (7a)
                                                      . (7b)
To dává výraz pro W., který na m odchylek ∆ 1 . . . ∆ m na μ nejprve níže, v poslední
nad střední ∆ 0 jsou nedílnou součástí:


                                                               . (8)

                                                                                   ,
kde na ∆ 0 od - ∞ do + ∞ , na δ 0 do ∞ a každý z a SS z 0 integrovat do 1. V souladu s
tím, potlačil W., že každý z m odchylek μ níže a v nad střední jsou, v důsledku toho,
že v = v - μ, podle:


                                                                           ⋅
                                                                 , (9)
kde integrál mezi velmi stejném rozsahu, je vzít.]
  [Od integraci přes ∆ 0 a δ lze okamžitě spustit podle:


                                                           ;
a dokonce m :


                                                                               ;
pro liché m :



                                                                                       ;
je dosaženo W [ v ] zjednodušený výraz:


                                                                                           (10)
woselbst:


                                                                       ;
i pro m :
                                                                ;
pro liché m :


                                                            ;
a tam, kde integrace pro každý Α a Β, je rozšíření od spodní hranice od 0 do horní
hranice 1.]
  [Vzorec (10) se nejprve testovány v nejjednodušších případech, pro m = 2, a
3, W [0], resp. W [1], je a priori známý. Ve skutečnosti, je to proto, že pro m = 2, je
vždy v = 0, W [0] = 1, a od té doby V pro m = 3, je buď rovná 1 nebo rovnající se - 1,
a obě hodnoty jsou stejně pravděpodobné, W [ + 1] = W [ - 1] = ½. A, ve skutečnosti,
získaný z (10) pro m = 2:


                                                   ;
Kromě toho, pro m = 3:


                                                                             .]
   [Z (10) Výsledkem je pak provedení integrace hodnoty W [ v ] pro velké m. . Je
třeba poznamenat, že součet všech W [ v ], pro daný m , která se rovná 1, a tím, že
                                                        W [ v + ] = W [ -V ] (11)
protože v v - V se pohybuje od μ s V je obrácen, označující hodnotu integrálu nemá
žádný vliv].
  [Dále se nachází na m = 4:

                                     ,                      ;




                                                                ;




                                                            .
Z toho vyplývá,:
                        W [0] = 0,64908, F [ + 2] = W [ - 2] = 0,17546;

                               Q ² = 1,40368, U = 0,70184.
Podobně, výsledky pro m = 5:
                                            V [1] = W [-1] = 0,451075, W [ + 3]
                           = W [ - 3] = 0,048925;
                                   Q ² = 1,7828, U = 1,1957.
  Pro tyto dvě věci , M = 4 a m = tak přesné hodnoty pro 5ar Q 2 a U uplatnit jejich
srovnání s odpovídajícími hodnotami § 115 Povolení k posouzení spolehlivosti
ustanovení listinami.]
   [Aby se však tímto způsobem stejným způsobem, jako se to stalo ze skutečných
prostředků v předchozí kapitole pro odchylky vzorců pro W [ v ] a poté ty,
pro Q 2 , U a V vyhrát závislost těchto hodnot m výslovného představují, že (by se m
- 2)-násobně integrál (10), jsou obecně platném znění. Nyní však dělá takový design,
nejvíce pohodlně z (9), vyhrávat vývoj v řadách. Vzhledem k tomu, stejné, ale vede k
rozvláčnost, je vhodné, aby hodnoty Q 2 určit přímo, aby se pak - s přijetím, že to
zůstane bezpečný pro dosažení sledovaných cílů zde mezera - U a V jsou odvozeny
za předpokladu, že pro velké m , že poměr pravděpodobnosti v. se řídí ústavou. Tento
předpoklad je platný, protože v souladu s (11), pravděpodobnost, právo v je
symetrický vzhledem k maximální hodnotě v = 0 , a kromě toho, protože po ze
vztahů GG mezi Q 2 , U a V , vzorce (1) až (4) základem, mají dostatečnou
empirickou platnost nalezeno. Nicméně, to je pak také teoretické
zdůvodnění U upuštěno vzhledem opravy.]
  [Přímé stanovení Q 2 může být dosaženo následujícím způsobem. Je třeba
poznamenat, že pro každý systém odchylek ∆ 1 , ∆ 2 ... ∆ m , aritmetická střední
hodnota ∆ 0 je rozdíl v = v -μ mezi čísly nad a pod ∆ 0 , ležící ∆ i ( i = . 1, 2 m ),
mohou být reprezentovány:


                                                                        , (12)

protože každý kvocient ( ∆ i - ∆ 0 ) :             je rovna + 1 nebo rovna - 1, v
závislosti na ∆ i nad nebo pod ∆ 0 je. Je tedy:



                                                                                     (13)
kde integrace po každé ∆ i od - ∞ do + ∞ je rozšířit].
  [Nyní však:
kde sumace přes všechny i a k. řady čísel od 1 do m, s výjimkou hodnot i = k, se
prodlužuje. Je proto, as


                                                                ,
a všechny m ( m - 1) integrály:



navzájem rovné:


                                                                                (14)
kde meze integrace jsou, jak je uvedeno výše, aby se.]
  [Objednat nyní m vyhodnotit více integrál, jsme si stanovili:


                                     ∆1=∆0+δ1
                                     ∆2=∆0+δ2




                                                                    ..................
                          (15)




Tento nahradit nezávisle mezi limitů - ∞ a + ∞ různé ∆ 1 , ∆ 2 .. ∆ m , které také
samostatně mezi stejné, různé limity ∆ 0 , δ 1 , δ 2 ... δ m-1 , a je možno získat:
                                                                    ,


                                       Kde:
                                                                        (16)
Z je to získá provedením integrace bez. ∆ 0 , δ 3 , δ 4 . . δ m :




                                                                                      (17)

Vzhledem k tomu, δ 1 δ 2 : = + 1, kde δ          1 a δ 2 jsou pozitivní nebo negativní,
ve stejnou dobu, a to samé jako podíl představující hodnotu -1, pokud se tyto dvě
hodnoty δ 1 a δ 2 , jeden pozitivní a druhý je negativní, získáme po jednoduché
transformace:




                                                                                         (18)



nebo-li                ,                :




                                                                               (19)

Nyní je:




Tak nakonec za následek při t 1 2 = τ 1 a t 2 2 = τ 2 je nastavena na:
                                                                (20)



Z těchto výsledků je však požadovaná hodnota Q 2 , jak je znázorněno obecným
vzorcem (1), získaný při velikosti řádově 1 : m zanedbat. Expanzí v pravomoci
1. : m je získat a to:



                                                       , (21)
Tak, na prvním přiblížení:


                                              . (22)
Z toho bezprostředně následující vzorce (3) a (4) U a V - ale bez na U empiricky
zjištěné korekce - pokud G G . poměrů pravděpodobnosti na V s velkým m je
prohlašoval].
  § 117 [Druhý dodatek. Poznámky k empirické pravděpodobnosti čestného
slova ustanovení pro Q , U a V prostřednictvím seznamů loterie.]
  Za prvé, může se dokonce zdát nemožné najít princip empirické zkušební doby pro
něj, protože formule vyžadují značné symetrie a platnost základního zákona
náhodných variací, ale na který objekt chcete vyzkoušet zkušební období, můžete pro
odchylky od průměrné A , ani jedno, ani druhé podmínka musí být splněna od
počátku předpokládají. Ale lze vyrobit uměle položku, která splňuje tyto podmínky,
podle následujícího principu.
  Myslíš, že se podíváte na první vysvětlit princip ve srozumitelné formě, jak je to
možné, do urny velmi velké množství, chci říct, 15 000 bílých a dobře udělal mnoho
černých kuliček, z nichž první pozitivní než posledních záporných hodnot může
zahrnovat; jsou tyto kuličky, ale bude popsán s kladnými a zápornými hodnotami
velikosti, každá velikost v takové opakování, jak to odpovídá W. odpovídajících
chybových veličin po GG. Jako skutečný průměr chyb zvýšit jejich výkon, musí být
tato hodnota null. Nyní můžete kreslit mkoule a zavolejte pozitivní
součet Α∆ " částka získaná při zvažování žádný pozitivní velikost vady se počtu
případů, kdy je vystaven, vynásobený podle negativním součet νλ , .Pokud
nyní Α∆ 'a Α∆ , nejsou stejné, jak bylo zjištěno náhodou, průměrné pořadí
(zobrazí Α∆ '- ∑ ∆ , ) : m, která hodnota c horký, zvýšena nebo snížena v závislosti
na Α∆ '> ∑ ∆, nebo naopak. Špatně Mean je tedy místo 0 equal ± c.. Takže pokud
máte takové formativní c stanovené, můžeme nyní spočítat, kolik chyb je větší, a jak
mnohem menší než c je a poté ± ( μ "- μ , ) nebo v pro tento najít věci, a po n učinil
vlaků, a to jak z této střední v. jako pravděpodobný V zjistíte, že pouze posledně
uvedené vyzývá k interpolaci.
  Nyní, jako proces s urny a tak mnoho bílé a černé, popsané s variabilními
hodnotami koule by být možné, ale můžete mít nahrazeny sudých a lichých čísel
popelnicových od Lotte Rierad, bílé a černé koule. Můžete také vytvořit vztahy mezi
30 000 čísel, které odpovídají poměru pravděpodobnosti chyby, všechna čísla 1-338
včetně velikosti 0,25 obklopte všechny odtud do 1015 včetně velikosti 1, to vše se na
1691 velikost 2, vše od té doby až do 2366 velikost 3, atd., a aby tento překlad v
tabulce, okamžitě poskytuje informace o každé číslo loterie, se setkal ve prochází
seznamem, jakou velikost to představuje.
  [Příprava se provádí pomocí této tabulce T -tabulky (§ 183), a to následovně. Za
prvé, rozhodnutí musí být provedeno, po kterém se intervaly jsou založeny na
legendách t- hodnoty mají postupovat. Z důvodu pohodlí, bude interval 0,02, s
počátečním t = 0,01, vybrané. Vzhledem k tomu, předpokládaném počtu čísel loterie
tolika kopií K.-G. musí být vykládány, 30 000, jako odpovídající intervalu limity
jsou Φ -hodnoty se vynásobí 30 000, aby se v jejich následnými rozdíly, počtu
variací, které spadají do po sobě jdoucích intervalů. Samotné odchylky jsou, ale jak
to u nás K.-G. důsledně se stane, že ve středu intervalu, ve kterém jsou
spojeny. Zdálo by se tedy, jak je t = ∆ : ε , první ∆ se rovná Ε • 0,005, druhý
rovný ε •0,02, zatímco třetí se rovná Ε • 0,04 atd. pro nastavení, ale protože velikost
průměrné odchylky ε libovolně nastavit může být, můžeme ε = 1 : 0,02 = 28,2095ar
přijaty, po kterém se jako první ∆ se rovná 0,25, druhý ∆ je roven 1, třetí je 2, atd. se
nachází. Konečně dostat tento δ četnost výskytu jako základního zákona podle t pro
zajištění potřebné tabulky, z nichž každý tolik loterie čísla jsou přiřazena, protože je
spojena řada odchylek. Tento úkol by mohl být libovolně sobě, protože každý z 30
000 čísel kolo štěstí totéž W. musí být brány v úvahu. Samozřejmě se však, přírodní
pořadí čísel je sledován, a jsou proto první ∆ prvních 338 čísla, druhý ∆ , se 677
následující čísla, atd., jak je uvedeno výše, přiléhají, takže je vytvořena tabulka, která
poskytuje v příslušné části takto:]


     Velikost    Číslo          Velikost Číslo             Velikost Číslo
     0.25        1-338          14         8923 - 9548     47        24347 -
                                                                     24626
     1           339 - 1015     15         9549-10.167
     2           1016 - 1691                               74        28872-28946
     3           1692 - 2365                               75        28947 -
                                                                     29018
     4           2366 - 3038 25            15351-15877
                                26         15878 - 16393
     5          3039 - 3708 27           16394-16899     100       29854-29865
                               28        16900-17394
     10         6356 - 7005
     11         7006 - 7650                              143       29998
     12         7651 - 8289 45           23756-24056     150       29999
     13         8290 - 8922 46           24057-24346     160       30000


  Ve skutečnosti, samozřejmě, že odchylky se mění neustále, zatímco každá částka
odchylky od 1. odchyluje zde z následujících; odchylka tohoto intervalu, je však v
poměru k jednoduché průměrné odchylky, tj. po hitu poměru 1 : 0,02        = 28,2095
dost malý na to, aby se pozoruhodně poskytnout odpovídající výsledek s průběžným
změnu velikosti.
   Tam se mě teď stál seznamy saské loterie 10 let na jeho příkaz, každý 32.000-
34000 čísla, ale čísla, která mi zbývá více než 30, 000 v seznamech za neexistující
stranou. [Tytoseznamy 10 byly předchozí metoda pomocí empirických údajů
uvedených v tabulkách I a II, a poté ustanovení probační o
pravděpodobnosti Q , U a V vyhrál.]
  [Je pravda, například stanovení V pro m = 6. Jeden pak má šest po sobě jdoucích
čísel v seznamech s cílem zvýšit, čísla nebudou považovány za více než 30, 000,
takže v případě, že čísla 28 904, 24 460, 32 305, 16 019, 157, 3708, jsou přijata
16928, s uvedením stranou 3-th, jak to překročí 30.000, zbývajících šest ve výše
uvedené tabulce velikostí odchylky ∆realizaci, které mají mít pozitivní i-čísla,
negativní na lichých čísel. Tak, tam jsou čísla označuje velikosti + 74, + 47, - 26, -
0,25, + 5, + 28 představuje průměr + 21,3, a proto s ohledem na druhé, μ ' = μ , = 3
a v = 0 . Toto ustanovení, popraven 2000 krát, vyústil v tabulce I, b s m = 6, n = 2000
hodnoty uvedeny.]




XVII. Jednoduchý a oboustranný Gaussova zákona.
  § 118 Pokud ani jednoduché GG, které § 24. - 29. vysvětlil, protože obecně K.-
G. předpokládá asymetrické W. kolektivní odchylky rel. není přímo na K.-G. je
použitelná, ale dva-sloupec GG (§ 33), je, aby se pro ně dokončit, po kterém všechna
ustanovení základního zákona o jednoduchou K.-G. převoditelná, pokud jsou
odchylky D místo A klesá a společné BEz po jednoduchém GG pro obě strany. A síla
hodnoty ± ∆ , m , η = Α∆ : m Bez. každá strana, respektive zejména. podle ∂ ', m ', E'
= ℘ ∂ ' : m ' a ∂ ,, m , , e , = ∑ ∂ , : m ,vyměnit. Vzhledem k tomu, jdeme na ty,
které již v páté kapitole. prohlášení o jednoduchý GG, které jsou tímto předpokládat,
ani ten stejný na následujících doplňků.
  To bylo uvedeno, že pokud současné vyvážené rozdělení tabulky Základního
zákona, tj. Φ -stůl a ϕ -board, není okr. ∆ : η ., pro které jim byla dána § 27, ale
mar ∆ : η     , krátkát, jsou nastaveny. Taková deska musí být oznámeno v příloze (§
183).
  Stejně tak je pod základní Gaussova určení, že W. nebo přiměřené množství z jedné
hodnoty ± ∆ zkratu je určité velikosti, která se rovná:


                                                  , (1)
, které           ,           .
  Pro ně je mezi uvedenými hranicemi ∆ mít, budete mít předchozí výraz
s d ∆ množit se a vzít integrálu to mezi limitů v otázce, jsou obecně:


                                                      (2)
nebo po výměně h od 1 : η         ,∆uη      t, d ∆ o η      dt:

                                                    (3)
a W. nebo přiměřené množství ∆ mezi t = ∆ : η         = 0 a vzhledem k t je dále:


                                           , Short = Φ [ t ]. (4)
Tato pravděpodobnost Φ [ t ] je nyní jen pro různé hodnoty t vyjádřené tabulkou
uvedenou v příloze. Do absolutního počtu ∆ mezi limity t = 0 a vzhledem t muset,
jeden má Φ [ t ], ani s celkovým počtem m. množit.
  Nedílnou výraz pro Φ [ t ] může být známo, že, aby do konečného tvaru, ale
pravděpodobně představují v následujícím nekonečné řady, která se tak dlouho
konverguje silně, a proto výpočet Φ je užitečné, když t = ∆ : η menší než 1,
tedy ∆ < η , di <1,772 45 ⋅ η je:


                                                                    (5)
Vzhledem k tomu, Φ folgends bez. vždy t se berou, způsobení [může t ] jsou
ignorovány. Všechny pravomoci t jsou pozitivní, protože t = ∆ : η , ∆ a η, ale zároveň
jsou pozitivně i negativně.
  Nyní je důležité poznamenat, že v případě, jak často se naše aplikace tohoto
případu, je hodnota ∆ , který v čase t = ∆ : η je dodáván ve velmi malé ve srovnání s
centrální chyb η , čímž se t sám o sobě je velmi malý, všichni členové řady ( 5) lze
zanedbat proti první, po kterém orientační:

                                                      (6)


                                                 . (7)
Ale hodnota tohoto zanedbání vyšších pojmů v pohledu (5) Φ maličkost stanovena
příliš velký, a tak musíme dát přesněji:

                                                   , (8)
kde ω je velmi malá kladná hodnota. Z (8) je následující:


                                                   , (9)
které t , zanedbávání ω , tj. v závislosti na přibližných hodnot (7), se zjistí, že příliš
malý.
   § 119 Hodnota η po GG má určité normální vztahy s některými dalšími, odvozené
z hodnot rozvodné panely, pokud jsou předmětem základního zákona, jehož potvrzení
je o to více přiblížit očekávat, tím více m roste.

  Nechť q =            střední kvadratická odchylka, která je považována astronomy
jako střední odchylka samo o sobě, a w tzv. pravděpodobného odchylky, tj. odchylky,
pokud jste oba přijmout pozitivní a negativní odchylky pro absolutní hodnoty, tolik
větší odchylky o sobě jako menší je má, takže v podstatě centrální hodnoty odchylek,
nesmí být zaměňována s naší centrální hodnot par excellence, s C je odkazoval se
nejedná o odchylky ∆ , ale je. To má nyní následující standardní vztahy:


                              = 1,253 314 ξ η , tj. výrazně = 5 / 4 η ;


                           = 0,797 885 ξ q , tj. výrazně = 4 / 5 q , (10)
                          q = 1,482 604 ⋅ w , w = 0,674 489 ⋅ q
                          η = 1,182 947 ⋅ w , w = 0,845 347 ⋅ η
Dosazením předchozí výrazy pro η v t = ∆ : η             může být i bez změny v
přidružené Φ sady:


                                     nebo t =                (11)
  Poté, zdá se na první pohled lhostejné, co výraz pro t držet. Jen to není lhostejné,
zda jeden první q druhých mocnin odchylek, Α∆ 2 , rozhodl se
po ηοδιν〈χη nebo w pomocí předchozího vzorce najít, nebo naopak η nebo w od
jednoduchých odchylek na některou z těchto hodnot, Chcete-li najít jiné, ale přímé
stanovení q ze čtverců odchylek má o něco větší jistotu, než je η jako prostředek
jednoduchých odchylek, a druhý nezanedbatelným vyšší než w počítáním odchylky,
která je na vypočtené podle výše uvedených vzorců hodnoty převodů. Proto, jeden se
domnívá, fyzikální a astronomické měření měřidlo přednost hodnota t = ∆ : q       , po
přímém určení q ze čtverců odchylek, ale měl by získat stejnou bezpečnost
prostřednictvím použití jiných výrazů pro t , pokud η nebo w ní podle výše
uvedených vzorců přímo daný q je odvozen, zatímco bezpečnost je méně, pokud η ,
nebo dokonce w ve výrazu t určena přímo od jednoduchých odchylek, a jeden získá
nic pomocí Termín t = ∆ : q     , jestliže q je pomocí předchozích vzorců přímo z
daného η , nebo w je odvozen.
  I když se na předchozí využití hodnoty t = ∆ : q    , přímým stanovením q , hlavní
výhoda bezpečnosti od ostatních způsobů stanovení t má předcházet, je nicméně v
kolektivech obecně preferují hodnotu t = ∆ : η     po přímém
stanovení η od Α∆ použití, protože se velké množství variant, se kterými se
zabýváme, obecně v tomto měření rozchodu, srovnat je by bylo příliš těžkopádné,
výhoda bezpečnosti používání přímo dané q před z přímo daný η , ale je
zanedbatelné, a ve velkém m stále ztrácí svůj význam výrazně. Ve skutečnosti,
zatímco pravděpodobná chyba přímo dané q se rovná



je to, že právo je dáno η a rovná se to



stanoví přímo w rovna

                                                1) .




 1) [Původ    tohoto pravděpodobné chyby je GAUSS v časopise Journal of Astronomy
Vol. I (rostliny, Vol. IV, str. 116, 117) a Encke v pojednání o nejmenších čtverců
(Berliner Astron metoda ročenka pro 1834 S. . 293 a 298). Je třeba poznamenat, že
číselná hodnota w, který se nachází na místě určeném v Gauss, je zkreslený.]


  § 120 Předchozí Všechny jsou dobře známé věci. Ale to nemusí být bez
zajímavosti, to málo přidat sám od sebe z GG-odvozených vět.
  Je třeba pozor na součtu čtverců Α∆ 2 s druhou mocninou odchylky součtu
( Α∆ ) 2 , které mají být zmatený. Nyní, pokud budete mít potíže, s výjimkou druhé,
jednoduše tím, že srovná v Α∆ má být navrácena hodnoty získat také bývalý pracné
stanovením náměstí, takže můžete zvážit, zda ( Α∆ ) 2 = ( m η ) 2 a Αδ 2 mq = 2 , z
rovnice:



snadno zajímavá rovnice:


                                                (12)
nebo-li výraz na levé straně P volání
                                     P=π     (12a)
odvozené, po kterém se 2 m, tj. počet double rozdíl násobené součtu čtverců dělená
druhou mocninou výše odchylka se rovná poměru kruh π je. Short jako vzorec, P -
vzorec hot.
  Na druhé straně, se získá na předchozí vzorce, pravé práce v domácnosti, která
bude vypočtena součet čtverců odchylek od lehčích čtverců odchylky částky, která se
stanoví podle vzorce:

                                                  (13)
pouze to, že přímý součet některých Α∆ 2 je určitě něco bezpečnější než v
předchozím vzorci ( Α∆ ) 2 odvozené.
  Dvě centrální chyby, jednoduchý η = Α∆ : m a náměstí , může být stále třetí



                                                 (14)
přidat, koho budu volat chybu středu kruhu, a podle výše uvedeného vyjádření se
získá tím, že jedna., součet čtverců součtu odchylek, nebo to, co činí totéž, rozdělení
náměstí průměrná kvadratická chyba s jednoduchým průměrné chyby
   Dávám mu výše uvedené jméno, protože to co se týče P -rovnice vyjádřená
poměrem kružnice π představuje zlom v následujícím smyslu. Podívejme se na
prvním, je splněna rovnice přesně podle stávající odchylky, pak v případě, že se
odchylky, které je větší než ΗΠ rostou, P větší než π , nicméně, je P menší než π , je-
li odchylky menší než ΗΠ rostou.Změna vzdálenosti z příslušné odchylky
od ηπ úměrně. Důkazem toho projdu 2) .
2)   [Z toho vyplývá, že P v závislosti na případných jednotlivých hodnot odchylek ∆ i ,

dosahuje svého minima při          nebo = ηπ .. Zároveň je zřejmé, že P dosahuje
absolutní minimum, s hodnotami 2, kdy každý z∆ i = ηπ je.]



  Mám P našel dokázal obdivuhodně rovnice mnoha vývojových a čisté chyby po
psychofyzické metody průměrné chyby.
     Po uvedené výrazy, chyba tři způsoby mají následující vztah:


                                                     (15)
a lze dokázat, že odchylka částky nad touto chybou znamená, že pro celkový součet
odchylek na Cape. XVIII mají následující vztahy, kde e , jako vždy, je základní počet
přirozených logaritmů:


                              . = 0,72738 rel η ;           . = 0,60653 rel q ;

                                            . = 0,45594 rel ηπ ;
z nichž první dvě hodnoty velmi blízké poměru 7 : 6 let mají.
  Odpovídající poměr nižší odchylky částek je samozřejmě získané odečtením
předchozí čísla 1, a to je pak zjistil, že spodní a horní odchylka celkem
března q velmi blízko 2 : 3 chová.
  S ohledem na w je příslušný poměr horní odchylky součtu 0,79655 a hodnotu, ale s
ohledem na které je horní odchylka se rovná součtu nižší, je 1,17741 ξ q .
     Horní hodnoty odchylky jsou pro celkového počtu odchylek těchto podmínek:
              . 0,42494 bez η ;. 0,31731 rel q ;. 0,21009 rel ηπ , 0.5 bez. w ;
které tyto vztahy pro w , η , q, ηπ velmi blízko k 5 : 4 : 3 : 2 hlasů.
     Stejně tak jeden jako průměrnou odchylkou druhého řádu s η 2 , které mají být
označeny prostřednictvím rozdílů v jednotlivých ∆ ze Středního η definují stejný, to
znamená, že [přiΑ∆ " součet a µ " počet ∆ , který je menší než η jsou, v závislosti
na Α∆ " a μ "je součet a množství ∆ , který je větší než η , označují tak, že μ
" η - Α∆ ' = Α∆ "-'' μ η = ½ m η 2 ]:


                                                            (16)
aproximovat s
provokovat.
  Stejně jako hodnota π může být reprezentován pomocí funkce odchylek Základního
zákona, včetně hodnoty e. Není-li to v souladu s výše uvedeným prohlášením,
odchylka částka je vyšší q děleno celkovým odchylky částku rovnající se
celkovému rozptylu součtu je nepřímo rozdělena na horní března q a podíl na druhou
se rovná e .
   § 121 Všechny předchozí sady z GG nastaven na celé své platnosti velké, přesněji
řečeno nekonečný počet odchylek dopředu, z nichž jsou příslušné proměnné
odvozené, ale které, jak již bylo uvedeno dříve, nevylučuje, že i při velmi mírné
množství odchylek velmi přibližné empirické potvrzení předchozích vět měl být
nalezen, a pokud jde o úspěšné léčení K.-G.v každém případě značný počet m kopií ,
a proto odchylky stejné na obě strany D je jeden, takže můžete velmi přibližné
potvrzení předchozích vět očekávat nejen to [pro nahrazení jednoduchého GG u
dvou-sloupci], ale také vidět. Mezitím, aby se odchylky od tzv. skutečných hodnot,
tj., skládající se z nekonečného m následovat, nebo tzv. chyby, které, v závislosti na
velikosti konečných m na obě strany a m ' a m , a to zejména, i nadále zůstat po každé
straně nejméně významná pozornost, a tam na něj odkazují jednak tzv.
pravděpodobné chyby, někdy oprav na stanovení konečného m , v závislosti na chybě
změnit skutečnou hodnotu lhostejný a náhodně do pozitivní nebo negativní, nebo v
určitém směru jedním z velikosti m -hodnota závislá na typu, že je větší nebo
menší, 3) .


3)[Korekce pro průměrné hodnoty odchylky byly zaznamenány v § 44 a 45, a
pravděpodobná chyba unie η , q a w lze nalézt nad § 119 je uvedeno. Také stojí za
zmínku, je pravděpodobná chyba, která při stanovení aritmetický průměr z m lze
očekávat hodnoty, a totéž w : je třeba nastavit, pokud w, jako obvykle, pravděpodobná
chyba di pravděpodobná odchylka jednotlivých hodnot (viz výše pod (10))
představí.


  § 122 [Objednat nyní platnost oboustranného GG oproti dříve výhradně jako
distribuční práva K.-G. odzkoušení pod-využívány jednoduché GG by na základě
panelů I a III kapitoly VIII tabulek porovnání zjištěné a vypočtené z. -hodnoty jsou
vyrobeny. K dispozici jsou tyto panely na takové srovnání, protože mají jen slabou
asymetrii a tím ospravedlnit očekávání, že jeden z potřeby za použití oboustranného
zákon výhodu ve vyšší asymetrie se projeví ve větší míře.]
  [Z principů 5 redukčních Plate I (§ 64), vybrat polohy E , = 368 a od 4. Redukce
Principy Plate III (§ 65), pozice E , = 60 s poznámkou, že bývalý relativně
nejslabší, Ten má nejsilnější relativní asymetrii ve srovnání s ostatními dokumenty. U
obou panelů a pak jak ve vztahu k A , se hodnoty t = ∆ : η       a poté Φ [ t ] a s
odkazem na D p , hodnoty T ' = ∂ ': e ′       at, =∂, :e,                 a dále jen Φ [ t ′ ]
a Φ [ t , ] se vypočítá, kde ∆ , ∂ " , ∂ , ze A nebo D p do příslušného intervalu
omezuje na ± ½ i (ne až k sobě) prodloužit. Tam jsou pak rozdíly mezi po sobě
jdoucích Ρ -hodnot, než ϕ mají být určeni hodnoty je tvořen a zjistil, ϕ [ t ] s ½
m, ϕ [ T ' ], resp. ϕ [ T , ] se m ' , resp. m , násobí. Tímto způsobem, výsledek
výpočtu podle jednoduché a po oboustranných GG z. hodnot v porovnání s
pozorovanými hodnotami plaku v následujících dvou tabulkách. Zde jsou číselné
hodnoty η , e ′ ae , definovaných bez korekce na důvodu, protože umístění z nich
velikosti m je irelevantní, a požadované úrovně přesnosti:
    Porovnání empirického Z tabulky I (svislý rozměr lebky) s teoretickou po
                      jednoduchém a oboustranné GG
E = 1 mm ; i = 5; = 408,2; D p = 409,7; η = 11,1; e '= 10,4; e , = 11,9, m = 450, m ' =
                                  210 , m , = 240.


              a     empirická z         Teoretická z                     Rozdíl



                                      Různé       bez. D p        rel.      Různé D p

        363        -              0.5         0.5            + 0.5         + 0.5
        368        l              1           1              0             0
        373        2              3           3              +1            +1
        378        5              6           7              +1            +2
        383        17             13          13             -4            -4
        388        24             22.5        22.5           - 1,5         - 1,5
        393        36             35.5        34.5           - 0.5         - 1,5
        398        41             49          47             +8            +6
        403        59             60          58             +1            -1
        408        65             64          64             -1            -1
        413        65             60          62             -5            -3
        418        51             50          52             -1            +1
        423        40             37          38             -3            -2
        428        17             24          24             +7            +7
       433           19           13             13         -6            -6
       438           4            7              6          +3            +2
       443           2            3              3          +1            +1
       448           2            1              1          -1            -1
       453           -            0.5            0.5        + 0.5         + 0.5
       Součet        450          450            450        46            42




Porovnání empirického Z stolních III (nováčků) s teoretickou po jednoduchém a
                              oboustranné GG
  E = 1 palec, i = 1 , A = 71,75, D p = 71,99, η , = 2,04 e ′ = 1,92, s , 2,16, m , =
                          2047 m ' = 963 , 5, m , = 1083,5.


            a   empirická z             Teoretická z                    Rozdíl
                                      rel.       bez. D p        rel.         bez. D p



       60       1             -              -              -l            -1
       61       0             -              -              0             0
       62       0             -              0.5            0             + 0.5
       63       0             1              1.5            +1            + 1.5
       64       2             3.5            4              + 1.5         +2
       65       15.5          10             12             - 5,5         - 3.5
       66       26            26             28             0             +2
       67       54            58             59             +4            +5
       68       108           110            108            +2            0
       69       172           179            174            +7            +2
       70       253           252            243            -1            - 10
       71       290           304            298            + 14          +8
       72       330.5         315            318            - 15.5        - 12.5
       73       296           282            291            - 14          -5
       74       223.5         217            226            - 6,5         + 2.5
        75      142           143        145.5       +1         + 3.5
        76      75            81         80.5        +6         + 5.5
        77      38            40         37          +2         -1
        78      13            17         15          +4         +2
        79      3.5           6          5           + 2.5      + 1.5
        80      2             2          1           0          -1
        81      1             0.5        -           - 0.5      -1
        82      0.5           -          -           - 0.5      - 0.5
        83      0.5           -          -           - 0.5      - 0.5
        Součet 2047           2047       2047        90         72


   Jak můžete vidět, celkový součet odchylek mezi pozorovanými a vypočítanými
hodnotami, v absolutní hodnotě v obou tabulkách je přijata po menší pro oboustranný
práva, jak pro jednoduché, pokud je rozdíl zejména pro první srovnávací tabulky už
je zanedbatelný. Ale to, co spadá spíše do hmotnosti větší věrnost, která je dosaženo
oboustranného práva ve srovnání s jednoduchým v zastoupení jádra obou panelů, na
Endabteilungen opak.]
  [Mimochodem, srovnání ukazuje z. -hodnoty oboustranného zákona s
odpovídajícími z. hodnot z jednoduchého práva v obou případech jednomyslně, že od
od panelu, centrum pro pěstování ty první větší a pak menší pro snižování ty první
malé a větší tak, jak jsou. Důvodem je v dva panely společné směru asymetrie, a tyto
poměry by to prostě otočit, když by asymetrie se opačným směrem.]
XVIII. Součet zákonem a Supplementarverfahren.


  § 123 Zatím, GG, stejně jako já vím, jen k určení relativní nebo absolutní počet
odchylek ∆ z A byla použita v daných mezích odchylky, ale to může být spojeno s
ním a jako druh důsledek, který také vzorce pro relativní a absolutní částce
odchylky A rozvíjet v daných mezích odchylky, která, stejně jako vzorců Bez. GG
vůbec, tak dlouho zůstane v platnosti a platí společně pro vzájemné odchylky, jako
symetrický W. odchylky rel. existuje, ale aby v případě asymetrického W. opět po
dvou sloupců GG platí pro každou stránku v konkrétním nároku, v případě, že
odchylky bez. D místo rel. přijímá, a m , Α∆ , η , t pro každou stranu zejména
respektiv by m , , ∑ ∂ , , E , , t , a m " , ∑ ∂ ' , e " , t " nahrazují slovy.
  Ale získat výsledky s ohledem na součtu odchylek větší pozornost, protože
nesdílejí nevýhodu výsledků týkajících se počtu odchylek, jediný konečný termín
není recyklovatelný integrální nebo nekonečné řady, bude dále v tabulkách , aby bylo
možné, protože jsou poměrně expressible v konečné podobě, a to i u
Supplementarverfahren (§ 128), které umožňují, jsou důležité, a to poté, co je dole od
sebe, aby se nastavení následujícím způsobem.
  § 124 Chcete-li součet odchylek do určité odchylky limitu z nejbližších hodnot na
jedné straně tvrdí, že pozitivní, tj. až do mezní ∂ " zjištění, jaké odpovídá platí pro
záporné straně předpokládejme, že celkový součet odchylek pro tento strana, di ∂
∑ " , forma nich jednoduchý Průměrná odchylka e '= ℘ ∂ ' : m " , se t = ∂ ' : e " , z
fantazie se následující pravidla pro exp [- t    2 ], pak absolutní součet

odchylek ∂ '= 0 na daný ∂ " rovná: ℘ ∂ " (1 - exp [- t ²]) a za v ∂ " pro ∞ , se nachází
přímo: ℘ ∂ " ⋅ exp [- t ² ], a přiměřená částka na ∂ " , ale di předchozí absolutní,
vydělí celkovým ℘ ∂ " , které se T bude označován, se rovnat k 1 - exp [- t 2 ], navíc
exp [- t 2 ].
  Místo absolutní a poměrné částky až do určité mezní ∂ " zjištění, a dále, můžete
toto ustanovení i na určitý počet odchylek, které z " horké, činí, za předpokladu, že ve
velkém m " , jak je zde předpokládá , z ′ : m " po způsobem uvedeným v
předchozím t a naopak jako Φ v t - stůl lze nalézt. Tak se z ' : m ′ uvedené,
vyhledávání jsme v t - tabulky, na t a používat jej v předchozím způsobem shrnout
ustanovení.
  V tomto ohledu je každá hodnota v a - sloupec rozvaděči skutečně celý
interval i představuje, v němž na v písemné Z - šíření hodnoty, které se poloměr
interval otázky volání, takže je limit, do kterého se částka musí vzít takové množství
odchylek, ne na na A - sloupek samotný, ale na hranici intervalu poloměru, což je na
poloměru intervalu přilehlé spojovací, jak odhodlaný pohled.
  Místo toho, aby sčítání daných mezích D , která se určí z obou stran, mohou být
také na každé straně, než je počet stanoven na každé straně mezi jakýchkoliv omezení
přesně stejným způsobem, odečtením hranice spojené po dřívější způsob, kterým se
stanoví částky na sobě.
   § 125 Exp [- t 2 ] najít, přidat 2 protokolu t na 0,63778-1, to, podívejte se na čísla v
tabulkách logaritmů, vezměte si ji negativně, tj., přetáhněte je z nejbližší celé číslo od
a přidat ji zpět se záporným znaménkem dodal a ohlédl se na toto číslo, tak je to exp
[- t 2 ] .
  Tento výpočet musí být samozřejmě žádný problém, ale je vidět, že je trochu
těžkopádné, a aby se ušetřil pro každý případ, pak může, nicméně, na stejné
vzdálenosti t = ∆ : η nebo na množení η s          nazbyt , pro ty, kteří
z ∆ : η odpovídající hodnoty



a poté 1 - exp [- t 2 ] určit a přijmout ekvidistantní hodnoty dost blízko, aby pak
interpolovat mezi. Zde je taková tabulka, jejíž hodnoty musí být samozřejmě ještě
blíže k sobě, aby se velmi přesné interpolace.


Tabulka ukazuje odchylky sumy ∆ na ∞ , Totalsummme jako jednotky zákonem

                                                  ,


                    exp [- t 2 ]           exp [- t ²]           exp [- t 2 ]

            0.00     1.00000       1.00     0,72738       2.00    0,27992
            0.05     0,99920       1.05     0,70403       2.05    0,26245
            0.10     0,99682       1.10     0,68035       2.10    0,24568
            0.15     0,99286       1.15     0,65641       2.15    0,22961
            0.20     0,98735       1.20     0,63232       2.20    0,21425
            0.25     0,98030       1.25     0,60813       2.25    0,19960
            0.30     0,97176       1.30     0,58395       2.30    0,18566
            0.35     0,96176       1.35     0,55983       2.35    0,17241
            0.40     0,95034       1.40     0,53586       2.40    0,15986
            0.45     0,93757       1.45     0,51210       2.45    0,14798

            0.50     0,92350       1.50     0,48861       2.50    0,13677
            0.55     0,90820       1.55     0,46545       2.55    0,12621
            0.60     0,89173       1.60     0,44270       2.60    0,11628
            0.65     0,87417       1.65     0,42038       2.65    0,10696
            0.70     0,85558       1.70     0,39855       2.70    0,09823
            0.75     0,83606       1.75     0,37726       2.75    0,09006
            0.80     0,81569       1.80     0,35654       2.80    0,08245
            0.85     0,79455       1.85     0,33641       2.85    0,07536
            0.90     0,77273       1.90     0,31692       2.90    0,06877
            0.95     0,75031       1.95     0,29809       2.95    0,06266
                   exp [- t 2 ]           exp [ - t 2 ]          exp [ - t ²]
           3.00    0,05700      4.00       0,00614      5.00      0.00035
           3.05    0,05176      4.05       0,00540      5.05      0.00030
           3.10    0,04694      4.10       0,00474      5.10      0,00025
           3.15    0,04249      4.15       0,00416      5.15      0.00022
           3.20    0,03841      4.20       0,00364      5.20      0,00018
           3.25    0,03466      4.25       0,00318      5.25      0,00015
           3.30    0,03123      4.30       0,00278      5.30      0.00013
           3.35    0,02809      4.35       0,00242     05:35      0.00011
           3.40    0,02523      4.40       0,00211      5.40      0,00009
          03:45    0,02263      4.45       0,00183      5.45      0.00008

           3.50    0,02026      4.50       0.00159      5.50      0.00007
           3.55    0,01811      4.55       0,00137      5.55      0.00006
           3.60    0,01616      4.60       0.00119      5.60      0.00005
           3.65    0,01440      4.65       0.00103      5.65      0,00004
           3.70    0,01281      4.70       0.00088      5.70      0,00003
           3.75    0,01138      4.75       0.00076      5.75      0,00003
           3.80    0,01009      4.80       0.00065      5.80      0.00002
           3.85    0,00893      4.85       0.00056      5.85      0.00002
           3, 90   0,00790      4.90       0.00048      5.90      0.00002
           3.95    0,00697      4.95       0.00041      5.95      0.00001

                                                        6.00      0.00001
                                                        6.15      0.00001
                                                     6.20      0.00000
    § 126 Derivace součtu práva jako funkce A po jedné GG je to.
 Po jednoduché GG, obě strany dohromady přijata absolutní počet nesrovnalostí
mezi je t = 0 a daná hodnota v t = ∆ : η :


                                       V krátkém m Φ [ t ]. (1)
S cílem získat odpovídající částku, kdo má předchozí hodnotu pod integrální znamení
s ∆ se množit, který dává:
                                                   . (2)
Vzhledem k tomu, t = ∆ : η     , tedy ∆ = t η       , jeden má nahrazením této hodnoty
pro ϖϖοϕ v poslední integrál:


                                                   . (3)
Obecně integrál 2. ∫ t exp [- t ²] dt je v úvahu, že TDT = d t 2 , mohou být začleněny
do konečné podobě, a to rovná - exp [- t 2 ], a proto mezi limity t = 0 a t = t je rovna
(1 - exp [- t 2]), které se m η = Α∆ násobí, jsou:
                                Α∆ (1 - exp [- t ²]), (4)
jako součet ∆ mezi t = 0 a dané t.
  Buďte struční
                                      1 - exp [- t ²] = T (5)
nastavit tak,
                                      Α∆ ⋅ T (6)
požadovaná hodnota.
  Nyní se vyjadřuje v nekonečné řady:

                                                                , (7)
se získá ve velmi malém t di ∆ : η     je dostačující udržet první dvě podmínky, které
ve velmi malém t výrazně jsou:
                                                                    Α∆ ⋅ T = t ² ⋅ Α∆ . (8)
  V případě asymetrie má člověk z D místo A jít ven a použít dva sloupce GG, d,
místo toho jsem Α∆ , aby ℘ ∂ " nebo ℘ ∂ , a t obou stranách
rovnoměrně e ′ nebo e , musí záviset, jak před tím, η .
  § 127 Aby bylo možné porovnat pozorování s fakturou, je přirozené určit odchylky
částku sám až do daných mezích. Nyní platí empirické stanovení celkového ℘ ∂ na
každé straně (podle § 74):
                                                            ∑∂, =m,D-∑,;
                                                            ∑ ∂ ' = ∑ '- m ′ D , (9)
Vzorce pro určení až do určité mezní ∂ , nebo ∂ " změnit na každé straně jen v
rozsahu, v němž za m , a m ' je již souhrn hodnot odchylka každé straně, ale pouze
čísla odchylka až do limitu, a ∑ , , ∑ a " ne souhrn v každé straně, ale pochopit, opět
pouze do stanoveného limitu, co jsme spíše než pouze označení příslušné hodnoty se
dvěma pomlčkami nahoře a dole, s ohledem na celek s pomlčkami. Pokud se D do
obecně klesá v určitém intervalu, který je součástí m ' , m " , ∑ A " , ∑ " , který spadá
do tohoto intervalu, jako dříve (§ 72 a 73) je uvedeno určit interpolací , zatímco
zbývající část je dána samotným pozorováním.
  Dovolte nám vysvětlit na desce I 450 lebek. [Pro snížení polohy E , = 368 (§ 64),
padá D p = 409,7 v intervalu 405,5 - 410,5. Je tedy 0 = 408, z 0 = 65, i =
5, g 1 = 405,5; x = 4,2, a dostaneme pro z D p dosahující až na první mezní interval
405,5 ∑ ∂ " , pro di y D p - Y, kde Y je číslo, a Y označuje součet intervalu záběru,
podle vzorce (13) a (8) kapitoly IX.

                    y = ξ 65 = 55, Y = 55 ⋅ 407,6; yD       p   - Y = 55 ⋅ 2,1 = 116
  Získané v souladu s následující srovnávací tabulky mezi teorií a experimentem pro
nižší odchylky součtů v tabulce I:
  Porovnání empirického ∑ ∂ " s teoretickým případě tabulky I (svislý rozměr
                                   lebky).
                E = 1 mm; i = 5; D p = 409,7; e , = 11,9; ℘ ∂ , = 2840.


           ∂"            ∑∂"                        ∑∂":℘∂,
                                       Rozdíl                             Rozdíl
                  empir.     theor              empir.     Teor.
        Od 0-     116      111       -5         0041       0039         - 0,002
        4,2
        "9.2      511      491       - 20       0180       0173         - 0.007
        "14.2     991      1034      +43        0349       0.364        + 0.015
        "19.2     1592     1599      +7         0561       0,563        + 0.002
        "24.2     2113     2079      - 34       0,744      0,732        - 0,012
        "29.2     2566     2423      - 143      0,904      0853         - 0,051
        "34.2     2725     2636      - 89       0,960      0928         - 0.032
        "39.2     2798     2749      - 50       0982       0.968        - 0,014
        "44.2     2840     2806      - 34       1000       0,988        - 0,012


  Bude vidět, s nimiž absolutní a přiblížení relativní odchylka částky, protože se
nesou panelu jsou reprezentovány součtem zákonem. Je třeba vzít v úvahu, že
empirické hodnoty podle předpokladu rovnoměrného rozložení a popř. ∂ byly
stanoveny v rámci každého intervalu, zatímco teoretický výpočet vychází z
předpokladu, že rozdělení je v souladu s ústavou i v rámci intervalů. ]
                        § 128 Aditivní. Supplementarverfahren.
  Je-li, jak je běžná praxe, v rozvaděči pouze celkový počet, ale ne celkový
součet , který se a klesne pod určitou hodnotu, právě jen Vorzahl v a Nachzahl n , ale
ne Vorsumme V a Nachsumme N je dán, může být skutečně C , ale ani ani D p získat
přímo, ani odchylka funkce ve vztahu k těmto hodnotám, tedy rozdělení údajů bude
možné. Dnes můžete na takto, i když poněkud pracné, metoda, kterou jsem zavolat
Supplementarverfahren, jděte.
  Určete místo D p spíše D i , což je typicky D p jako trochu jiný, aby mohly být
nahrazeny to může zpočátku opustí zvážení V, v, n, N stranou, ale čísla jistě ještě
neúplné odchylka m" , m " a odchylka částky ∑ ∂ " , ∑ ∂ " podle známého ostré
metody pouze z provozních částí panelu. Nicméně, to také určuje čísla celková
odchylka m , = M ' + v. a m ' = m ' + n , dále v: m , a n : m '. tyto hodnoty patří možno
vidět v následující tabulce hodnot α najít, způsob výpočtu poté je uvedeno se tím, že
v tabulce, ale mělo by, alespoň u některých hodnot bude ušetřen problémy
výpočtu. Tabulka je jen malé hodnoty V: m , a n: m ′ prodloužit, protože je v daleko
většině případů jsou pouze ty, kde je tabulka nestačí, musí být vypočtena přímo.
     Dále najdete celou částku dolní a horní úchylka D i takto:


                                          ,             . (10)
Dále 1) :


                                              ,         ;

                                                    . (11)

1)[Od tohoto předpokládá platnosti dva sloupce GG ohledem na D i existence
poměrného zákona: e ' : e , = m ': m , má za následek, může být s ohledem na
skutečnost, namísto výše, platí bez ohledu na tohoto zákona vzorce také vpravo: A =
D i + e "- e , kterou chcete nastavit, které v porovnání s výše odvození A dává
informaci o bezpečnosti determinace].


        Některé z číselných hodnot v. : m , , n : m ' odpovídající součtu frakční
                     hodnot odchylek každé straně, pokud jde o D.



                                                    α
                                   0,1626      0,37726
                                   0,1105      0,27992
                                   0,0726      0,19960
                                   0,0461      0,13677
                                   0,0282      0,09006
                                   0,0167      0,05700
                                   0,0095      0,03466
                                   0,0052      0,02026
                                   0.0028      0,01138
                                   0,0014      0,00614
                                   0.0007      0,00319
                                   0,0003      0.00159
                                   0.0002      0.00076
                                   0,0001      0.00035


   Výpočet σε děje, jako je tento: Muž hledám na m ": m , nebo m ' m ' , podle toho,
co je negativní, nebo pozitivní straně, jako Φ [ t ] přijata, hodnota t , a vzít = exp
[- t ²] .
  Toto ustanovení způsobem, je závislé na tom jednom pro každou stranu
odchylek D i vydrží jednoduchý GG v závislosti na počtu a průměrná odchylka
zejména nalezen na této stránce platné, krátká statuiert upravený GG za totality a
zavěšené od těch v spínací princip vyvinutý.
[Tři hodnoty: 1) relativní počet odchylek, 2) relativní množství odchylky, 3) poměr
rozdílu samotného, na které jeden z D i na počtu a relativní výše bude stanovena, a od
střední odchylka , jsou v takovém závislosti na sobě, že každá dvě lze vypočítat z
třetí. Opravdu, to je kvůli GG na odchylek stránky, například pozitivní:


                               ,                  ,          , (12)
kde m ' a ℘ ∂ " představit celkový počet a součet odchylek této stránce, ∂ " , ale
rozdíl je, do které neúplné číslo m " a neúplné součet ℘ ∂ '' být prodloužena. Může
se tedy, způsobem uvedeno výše, k m ' m ' , resp. m ": m , přes
zprostředkování t hodnoty ℘ ∂ '': ℘ ∂ " resp. ∂ ∑ " : ℘ ∂ , vypočítá, a z toho,
pokud ∑ ∂ " resp. ∂ ∑ " je nalezen empiricky ℘ ∂ "resp. ∂ ∑ , se určí podle (10).]
  Za účelem vysvětlení tohoto ustanovení na konkrétní příklady, je v Quetelet správní
rady francouzských nováčků 2) v = 28 620, n = 2490; m = 100 000. [Muž se nyní
nachází D i = 1,6273 m, tj. m , = 55 951, m '= 44 049, m ": m , = 0,48848, m ': m '=
0,94347, dále ze t - tabulka první, pokud t = 0,46420 a 1 - exp [- t 2 ] = 0,19385, a za
druhé, pokud t = 1,34843 a 1 - exp [- t 2 ] = 0,83769. V důsledku toho, získáme z (10)
celková částka ℘ ∂ , = 3740,5; ℘ ∂ '= 2410,7, jako ℘ ∂ " = 725,1 a ∂ ∑ " =
2019,4. Nakonec se zdá, na základě (11) e , = ; 0,0669 e '= 0,0547; = 1,6140. Je
tedy D - = 0,0133, zatímco e , - e ' = 0,0122, obě hodnoty by se měla rovnat na
sebe, ale na rozdíl od něj má svůj důvod, že výstupní hodnota D i poměrné
určitého D p mírně liší . Quetelet sám, kdo prochází hodnotící srovnání pozorovaných
pravděpodobnosti hodnot s teoretickými hodnotami jeho pravděpodobnostní tabulku
vytvořit distribuční provedena panel, říká: "la taille moyenne est de 1,62 m
environ"].


 2)   [Lettres sur la Theorie z probabilites, p. 401 "Pas z Conscrits francais".]


  Jeden by si mohl myslet, že i v případech, kdy kompletní sada je přítomen,
pozorované hodnoty, ale neobvyklé je dole příliš malé, jako je tomu u Lipska a Anna
Berger rekrutuje rozměry, stačí pouze Supplementarverfahren na vyšší části seriálu,
ale stále na stejné straně D je třeba použít, aby si ∑ ∂ , aby se to, co se má
uninvolved nebo přizpůsobit vlivům abnormality, jako v případě, že normální vztah
mezi počtem a velikostí odchylky, co se stalo předpokládá rovněž předloženy k
dolnímu konci. Ale to není tento případ, ale může být pouze v rozsahu, očekávané od
Supplementarverfahren užitečným výsledek při vyloučeny z výpočtu dolní řadě,
která b horký, je obvykle dodáván jako pevné látky ve výpočtu, který jehorký. Ve
skutečnosti, my předpokládáme, že přiměřený počet odchylek od určitých hodnot
odchylek až do konce, tj. v části b je příliš velký, pak úměrná počtu na
díly , abnormálně být příliš malé, Supplementarverfahren ale je dána Předpokládám,
že to je normální, což protiřečí. Z tohoto důvodu, to je, když se jedná jen o
Supplementarverfahren na těchto abnormálních řádků k absurdním
závěrům. Samozřejmě, že se přímo získaná hodnota je snížena tak, sériově od
Supplementarverfahren ∑ ∂ , a zvyšuje hodnotu A. - Tak jsem se na skupinu v
Lipsku jako je přijato část po negativním straně D = 69,71-66,5 rozsahu, jako b část
ze tam, až do konce, kde si můžete pamatovat (§ 15) že 66 je hodnota, pod kterou
spadají pod moderování. Odvozený od totality hodnoty ∑ ∂ , byl 9935, poté, co
odvozené Supplementarverfahren 9097, v podstatě shodné s hodnotami ∑ ∂ '= 9070,
který následuje, z respektována než normální pozitivní části seriálu. Celkovou řady
přímo z odvozené hodnoty A byl 69,62, která se po Supplementarverfahren získal
69,70, takže hodnoty D v podstatě stejné. By se ale D opravdu vážně, tak by také
ústřední hodnotou shodovat s tím, aby m ' = m , být, zatímco m , = 4257, m ' = je
4145.
XIX. Asymetrie zákony.



  § 129 [V předchozích dvou kapitolách, GG byl tak daleko, že vhodným nástrojem
pro distribuci účet K. - G. je také dobře připraven na podstatné symetrie jako v
podstatné asymetrie odchylek použití. Nyní, zkušenosti ukazují, že ve skutečnosti
Gaussova zákona chyby při nízkém kolísání jednotlivých hodnot je pravda, zákon o
rozdělení kolem střední hodnoty, a to dokonce i se slabou asymetrii, ve kterém je
stále nejisté, zda pouze selhání základní symetrie nebo významné asymetrie
přítomen, oboustranný právo přiznává výhody jednoduchých zákonů proti, takže
můžete oboustranný GG než dostatečná, aby bewährende distribuční zákon K.-G. s
slabé poměrné kolísání. Toto základní právo distribuce pro K.-G. pak se spoléhá
pouze na základě zkušeností a nepotřebuje teoretické zdůvodnění. Je proto zůstává z
empirického hlediska, stále jen úkol odvodit dříve zmíněné předběžné povahy (v páté
kapitole.) Zvláštní zákony výrazně asymetrické rozložení jako důsledky Základního
zákona.
  [Ale, když to základní zákon je podporován také ze zkušeností, je to určitě zajímat
teoretických požadavků týkajících se K.-G. rozvíjet, aby odůvodnil oboustranného
GG podobným způsobem, jako tomu bylo u jednoduchého práva v teorii chyb,
teoreticky. To bude provedeno v dodatcích k této kapitole o odvozování zvláštní
zákony.]
  § 130 [Zvláštní zákony výrazně asymetrické distribuce se dělí do dvou
skupin. První obsahuje ustanovení počáteční hodnoty, podle kterého tento
      1.nejhustší hodnota, tj. maximum z má
      2.se prohlásil v poměrné zákonů majetku.
Druhou skupinou jsou vztahy mezi hlavními hodnotami, aritmetický průměr
hodnot A , ústředních hodnot C a nejbližší hodnoty D, tedy určena vzdáleností těchto
hodnot a jejich relativní pozice v teorii a vlastností A a D jsou spojeny odchylka údaje
vyvinuté 1) .]

1)[Kromě těchto zákonů, zákony jsou extrémní v § 33 také uvedena. Nicméně, stejný
mají stejně tak v symetrii než v asymetrii platnosti odchylky hodnot, a proto se žádné
zákony výrazně asymetrické rozdělení. , protože také vést k podrobnější diskusi, jsou
předmětem zvláštní úpravy v následující kapitole.]

  [Pro odvození těchto zákonů je oboustranný GG musí být založeno, jak právem
distribuci kopií K. - G. měli dostat následující tvar:
                                                  . (1)
Střední zde, jako obvykle, m ′ a m , počty nad a pod počáteční hodnotou D se nachází
odchylek, ∂ " a ∂ , které jejich absolutní hodnoty, po přijatých vzdálenostech
odchylek D , h 'a h , z konečně vzájemných hodnot E '        aE,       kde E
' a E , průměrné hodnoty ∂ " a ∂ , jsou. Nicméně se předpokládá, že výstupní
hodnota D se použije od počátku jako nejhustší hodnota, ani jako to bylo uvedeno u
hodnoty poměrného zákona, neboť obě vlastnosti mají být prokázána. Spíše je
to D musí být považována za čas je libovolně zvolena počáteční hodnotu, která se
projeví pouze na základě zákona (1) postižený tyto dvě vlastnosti hodnoty. Přesto je
třeba poznamenat, že Ζ 'a Ζ , to znamená žádná čísla, ale pouze geometrickou
interpretaci v ∂ " resp. ∂ , myslel na jako úseček odpovídající pozdějších kolmých
souřadnic distribuční práva. Počty odchylek, nicméně, jsou vždy založeny na
intervalech a jsou zastoupeny na povrchu pásu, takže rovnice
                                     z ' = ζ ′ d ∂ ' , z , = ζ , d ∂ , (2)
určit, kolik odchylky (1) Podle zákona mezi nekonečně blízko hranice ∂ " a ∂ '+
d ∂ " resp. ∂ , a ∂ , + d ∂ , oblast ohraničená na druhém intervalu o
velikosti d ∂ " resp. d ∂ ,spadnout. Proto, určí W. W ′ a W , které odchylka mezi
stanovené limity lze nalézt. Budete mít:




                                                      (3)
uvedené.]
  [Podle rovnice (1), pro všechny konečné hodnoty ∂ " a ∂ , odpovídající
hodnota Ζ 'a Ζ , a tedy i odpovídající hodnota Z 'a Z , nebo W ′ a W , je stanovena
v jednoznačné . Pro výstupní hodnoty sám, nicméně, že hodnoty směrodatné
odchylky ∂ ' = 0 a ∂ , = 0 patří, nemají tuto jedinečnost, není-li, že
                                                            h

                                     ' m ' = h , m , nebo            (4)
Pro to je pro tuto hodnotu:


                                        ,           (5)
tak, že kontinuální přechod mezi těmito dvěma křivkami, které představují rovnice
(1), ve skutečnosti, probíhá pouze tehdy, když je podmínka rovnice (4). Ale
skutečnost, že tato podmínka rovnice musí být nutně splněny, je zřejmé z
následujícího úvahu.]
  [Je zřejmé, že intervaly o dané velikosti a dané situaci, může patřit pouze na určitý
počet odchylek. To má za následek, že dokonce i nekonečně malé intervaly, je třeba
považovat za hranici konečného intervalu, stejný počet co musí přijít, to může být
zobrazeno v horní nebo rozšíření do spodní části distribuce panelu intervalu jako
limit. Ale pokud na hodnotu výstupního Ζ " se liší od Ζ , takže se počet
nesrovnalostí na výstupních hodnot odpovídajících interval je závislý na tom, zda
posledně uvedené stránky jsou určeny dosáhne výše nebo na straně ležící pod úrovní
odchylky. Protože to není dovoleno, tak musí ζ '= ζ , být, a tedy podmínka rovnice
(4) jsou splněny.]
  [Untriftig na čelit tím, že do té míry, do čísla, ale ne pro odchylek W dosažené
jedinečnost by. Vzhledem k tomu, že pravidla pravděpodobnosti (3), se vztahují na
každou stranu od odchylek, zejména, aniž by s ohledem na druhou stranu, nebo musí
být vytažen ze svého ovlivněn. Pokud chcete být považovány za vzájemně spolu
určení W., takže musí být stejný na celkovém počtu m = m ′ + m , odchylky se
vztahují, a je nastaven, pak:




                                                         (6)
tak, že, jak to musí být, pro ∂ '= ∂ , = 0, jedinečnost určení pravděpodobnosti na
základě (4), se získá.]
  [Je to proto, že hypotézy distribuční práva (1) podmínka rovnice (4), které mají být
připojeny. To je ale z výstupních hodnot výkonu proporcionálního zákona
                                      E ' : E , = m ': m , (7)
zeptal. Ve stejné době, tato hodnota je považována za nejhustší hodnoty, protože
jak ζ ' a ζ , pro hodnotu velikosti odchylka nulové ∂ " a ∂ , dosáhne maxima.]
  [Pro ilustraci tohoto distribučního zákona, může sloužit následující dvě křivky, z
nichž první samozřejmě výše uvedené D ležící hodnoty s uvedením
pravděpodobných a průměrných odchylek w = DW , e '= DE' , q = DQ , druhý
průběh obou stranách z D ležící hodnoty, označující dvě hlavní
hodnoty A a C kromě D a dvě jednoduché průměrné odchylky e ' = DE ", e , =
DE , představuje oko.
Je třeba poznamenat, že relativní hodnoty koordinovat zavedené místo
hodnot Ζ 'a Ζ , obecného vzorce (1) 2 h ' m '= 2 h , m , rozdělené
hodnoty Ζ " : 2 h ' m ' a Ζ , : 2 h , m ,jsou nastaveny. Dále bylo h
'= 1, h , = 2 / 3 byl přijat. Z tohoto důvodu, maximální hodnota DB v obou křivek je
roven 1 :    ,, že dále obsahuje:
                     e ′ : e , = 2 : 3; e ′ = 0,564, e , = 0,846, D - = 0,282;




                                       D - C = 0,222; .
Jednotka je rovna 5,6 cm, na druhé se rovná 3,2 cm na první křivce.]
   § 131 [Pouze ve výjimečných případech, čísla m " , a m , nad a pod počáteční
hodnoty D se nachází odchylky navzájem rovné. V tomto výjimečném případě
střední hodnota je C a aritmetický průměr A s D kombinovat. Pro to je m '= m , tak,
aby střední hodnota charakterizuje podmínka splněna, z rovnosti m ' a m , ale i nadále
sledovat v důsledku poměrného zákona, e '= e , a tak m " e " = m , e , . To
znamená, že vzájemná odchylka částky jsou navzájem rovné, přičemž aritmetický
průměr stanoven.]
  [Nicméně, jak se předpokládá v obecně, m " v m , odlišné, takže dva hlavní
hodnoty a C nikdy D v kombinaci, a to může být jejich vzdálenost od D z GG
odvozené následovně.]
   [Označme větší ze dvou čísel m ' a m , které m ", tím menší m " a charakterizuje na
straně m " hodnot ležících ∂ , e , h a t v souladu s již dříve (§ 33) přijala předpisy .
dvěma pomlčkami výše pak centrální hodnota je C , než usilovat o hodnoty získané v
klubech s D definuje interval ½ ( m - " m " obsahuje) odchylky, pro to je:


                                                               , (8)
tak, že nad a pod jistý druh hodnoty odchylek jsou téměř stejné, jako je volání pro
střední hodnotu. Nicméně, z distribučních zákonů vyplývá-li γ = C - D je vzdálenost z
hodnot C a Dznamená, bez ohledu na jejich relativní pozice:


                                                               , (9)
nebo, je-li h " ∂ ′ '= t, h " γ = t " je nastaveno:


                                                                         . (10)
Dá se tedy najde v úvahu, že h " = e "         ,
                                    C - D = γ = T "e"        , (11)
kde buď γ se vypočítá přímo z (9) nebo t " pomocí t -tabulky na základě (10) k určení

než tato hodnota, se na                 krátký na Φ " část.]
  [Vzdálenost C - D , a proto je nezbytné, aby kvocient ( m '- m " ) : m '' závislé. Je-li
druhý je nula, pak také γ roven nule, a C klesá, jak již bylo uvedeno,
s D dohromady. Nicméně, pokud je tento poměr není roven nule, ale pravděpodobně
dostatečně malé tak, že jeho druhá mocnina lze zanedbat, protože to je
povoleno, Φ [ t " ], jako je velikost stejném pořadí harmonizované:

                                       nebo              (12)
přítomen, a proto:


                                                        (13)
nebo:

                                                      (14)
nastavení. On dosáhl druhé straně C - D na maximální hodnotu, když
( m '- m " ) : m "má hodnotu 1, to znamená, že v případě, m ' = 0 a m ' = m , že je,
když jsou všechny odchylky na stejné straně počáteční hodnoty . leží, a asymetrie v
důsledku toho se stává nekonečně velký, je v tomto případě omezující (10) na
jednodušší rovnice:


                                                       (15)
tak, že t '= w: e "  , kde w představuje pravděpodobnou hodnotu rozptylu, že podle
§ 119 se rovná 0,845347 ⋅ e " . by měla být nastavena na vzdálenost C - D se získává
tedy rovnici:
                                                           C - D = w = 0.845347 ξ E .
                                                           "] (16)
  [Toto ustanovení C - D je také v obecném případě (11), stejně jako v těchto dvou
mezních případů (14) a (16) zcela založen na oboustranném GG jako distribuční
práva. Bude empirické určení tohoto distribučního vzdálenost tabulky v dříve
zavedeno, nejsnáze přímým výpočtem od asi C, a A, pomocí rovnice (26) nebo (29) z
XI. Kapitola se provádí, za vzniku rychlost se liší od teoretické hodnoty stanovení
naleznete zde obecně. To se liší s ohledem na vzdálenost A - D mezi aritmetického
průměru hodnoty A a výstupní hodnoty D, od přípravy vzorce pro tuto vzdálenost jen
o vlastnostech A a D je založen, které jsou také z empirického základu pro výpočet,
při použití z GG č. příležitosti vzniká.]
   [Jeden Upozornění to, že větší ze dvou odchylek součtů ℘ ∂ " a ℘ ∂ , v důsledku
poměrného práva na stejné straně D lze nalézt na větší ze dvou čísel odchylky, a
to m , "hledat, je to větší z dvě částky podle ℘ ∂ " , tím menší ℘ ∂ " se nazývá, takže
si můžete nastavit:
                                          ∑ ∂ "= ∑ "- m "D
                                       ∑ ∂ " = m "D - ∑ " (17).
Z toho vyplývá, odečtením:
                   ∂ ∑ "- ℘ ∂ " = ∑ na "+ ∑ A "- ( m '+ m ' ), D = ∑ a - mD ,
a po dělení m , přičemž v úvahu, že:

                                                ,
rovnice:

                                                    (18)
ale vlastnost D uspokojit poměrnou zákon, dosud hotelu. Za tímto účelem jsme se dát
do (18):
                             ∑ ∂ "= m "e" ; ∑ ∂ " = m "e "
nebo, což je totéž, co m '= m - m ' a m ' = m - m ' :
                              ∑ ∂ "= Me" - m "e'' ; ∑ ∂ " = Me " - m "e " .
Dá se tedy dorazí do rovnice:

                                                           (19)
ve kterém, v souladu s proporcionální zákonů:
                                    m " e'' - m "e " = 0
, Tak, že, nakonec,
                                    - D = e "- e " (20)
výsledky, vztah, který je již v XI. Chap. byl zřízen, jak je využití
vlastností D p jednání v zájmu jejího určení z empiricky daných tabulkových hodnot.]
[Protože, podle proporčních zákonů:

                                          e "- e ' = ( m '- m ' )   ,
To znamená, že rovnice (20) ve tvaru:

                                                        (21)
nebo, jak je uvedeno výše:



je stanovena ve formě:
                                      - D = 2 Ρ " ⋅ e " (22)
být uvedeny.]
  [Stanovení vzdálenosti A - D , je tedy ve skutečnosti o existenci GG nezávisle tak,
že pro každý rozvaděči, rovnice (20), musí být, pokud se liší od A jako střední
hodnoty a D jako Dp , di proporcionální práva podle vypočítá mají být.]
   [Také pro A - D lze určit limity. Je-li m '= m ' , vyplývá z (21), který také = D, v
souladu s poznámkou již vyrobené, podle kterého C a A ve stejné době
jako D shodují. Nicméně, pokud m ' = m a m ' = 0, asymetrie je tedy nekonečný, takže
je
                                      - D = E " (23)
tedy rovná jednoduché průměrné odchylky, zatímco podle (16), C - D je
pravděpodobná odchylku. V případě další, které ( m '- m " ) : m ′ ′ malé velikosti,
jejich druhá mocnina lze zanedbat, zadejte vzorce (12), (13) a (14) v platnost, takže z
( 21) nebo (22) rovnice:

                                                   (24)
mohou být odvozeny.]
  § 132 [Na základě výše uvedeného stanovení vzdáleností základě C - D a A -
D může být také - C nalezeno jako rozdíl dvou předchozích intervalů, po které
zákony vzdálenost pro tři základní hodnoty A, C a D mohou být uvedeny v
následující formě:

1) pro celý některého z hodnot m ' a m " , to znamená, že pro velmi libovolné stupně
asymetrie, jedna se podle vzorce (11) a (20), resp. (22):

                                   C - D = T "e"
                            - D = e " - e " = 2 Φ ' ⋅ e " (25)

                   - C = (A - D ) - (C - D) = ( 2 Θ ' - T "        )e";
    2) pro m ' = 0 a m '= m di existují pro případ nekonečně velké asymetrie vztahů
(16) a (23), je tedy:
                                                     C - D = 0.845347 ⋅ e "
                                                     - D = e " (26)
                                                     - C = 0,154653 ⋅ e " ;

     3) if ( m '- m " ) : m " malou velikost představuje, jehož druhý výkon lze
zanedbat, takže v případě, že asymetrie je velmi malý, můžete nastavit podle vzorců
(14) a (24):




                                                                 , (27)
    4) V případě, že některý asymetrie je přítomna, přičemž v tomto
případě m '= m , je na závěr:
                                                                     C-D=0
                                                                     A - D = 0 (28)
                                                                     -C=0.
Je třeba poznamenat, že, zatímco, pokud jde o odvození odchylky A - D a D - C může
být okamžitě rozpoznán, a C současně na straně m " jsou, nicméně, že jsou určeny
pouze absolutní hodnoty těchto vzdáleností, a tak se uvidí, zda a C v kladném nebo v
záporném směru vývoje zastoupení, první z nich je případ, kdy. m ′ > m , druhý,
pokud m , > m ' ].
  § 133 [Z této vzdálenosti zákonů, se poměry na dálku, a to zejména? let π - zákony
podle divize vítězství. Se získá:
    1) pro obecný případ, kdy jakýkoliv stav na stupeň asymetrie je vystaven:




                                                     (29)


                                                                         ;
      2) v případě velmi slabého asymetrie:




                                                         (30)

                                                          ;
      3) pro případ nekonečně velké asymetrie:




                                                         (31)


                                                     .
      Pod 2) a 3) uvádí hodnoty představují meze, mezi kterými se liší podmínky
      vztahující se na obecná ustanovení případě. Zejména pravidla použitelná pro
      slabé asymetrie vztahů zájmu, protože tento případ se předpokládaného zde
      malé fluktuace kopií K.-G. je tak běžné, že to může být odkazoval se na jako
      kontrola. Z tohoto důvodu, vztahy (30), která dostala zvláštní název a
      názvy π - . zákony]
        [Ze tří koeficienty stojí na prvním místě je obvykle brány v úvahu, a proto
      pro jednoduchost podle zvláštního. Dopisy, konkrétně s. odkazoval. Je proto
lze očekávat, že p nebo ( C - D ) : ( A - D ) není menší než 0,785 a ne větší než
0,845, wofern není v rozporu nesrovnalostí průběh empirických hodnot
distribuční rady a dohodu s teorií, je relevantní pouze pro výše uvedené právní
předpisy ovlivňující.]
  § 134 [Skutečnost, že C a na stejné straně D leží již bylo zaznamenáno,
ale C mezi A a D je zřejmé z následujícího vysvětlení.]
  [Podle vzorce (29) je zcela obecný:


                                                 (32)
kde t " na Φ " v t - spojené tabulkové hodnotě. Můžete Teď si všimnout,
že Φ ' může představovat pouze hodnoty mezi 0 a ½, as

                                                  ,
jako pohled na t - tabulka, která důsledně
                                    t "< Φ " (33)
protože pouze hodnoty Φ = 0,6209 z třímístné t -hodnoty vyšší než
související Φ - hodnoty, které zůstávají větší až do konce tabulky. Kromě toho,
protože:
                                            <2
a proto stále:
                                   t′′     <2 Φ "
to je ve skutečnosti:
                                  C - D <-. D (34)




Tento zákon, podle něhož C je vždy mezi A a D je, dělá organický zákon.]
   [List právo má za následek, že asymetrie odchylek rel. D z opačným
znaménkem, než odchylky rel. Å. Konkrétně, protože s ohledem na C , čísla
vzájemné odchylky jsou navzájem rovné, je zde, pro každou hodnotu nad C ,
nerovnost M " < m , a pro každou hodnotu nižší než C , nerovnosti M
' > m , . Tak, to je, když nad C je,
                           μ ′ < μ , tj. μ '- μ , negativní.
Ale je D pod C, tak, že:
                        m ′ > m , tj. m "- m , je pozitivní.
Naopak, je-li nižší a D nad C je. Toto obrácení asymetrie s ohledem
na A a D se nazývá inverzní zákon, který je tedy emanací zákona situace.]


    [Přísada. Teoretické zdůvodnění oboustranného Gaussova zákona.]
  § 135 [Zatím, oboustranný GG byl kvůli zkušenostem, než sami dostatečně
bewährende pravděpodobnosti práva K.-G. umístěn. Budete se kromě
empirické zkušební době, ani teoretické zdůvodnění tohoto zákona, tak se
hypotézy o K.-G. být vyvinuty, které umožňují odvození tohoto
zákona. Příprava těchto hypotéz je oprávněná v tom, že vedou k zákonům,
které mají být odvozené a stejné jsou obsaženy v semenech. A pokud je sám,
zkušenost rozhoduje přesnost stanovené zákonem, ale je tak následující
teoretické zdůvodnění vhled do povahy K.-G. povýšen.]
  [První, potvrzuji, že postačí, jako vybrané v rámci přiměřených zákony
hodnota D p předpokládají jako nejpravděpodobnější hodnoty se odvodí
oboustranný GG stejným způsobem jako v teorii chyb, jednoduché GG z
předpokladu, že aritmetický průměr je nejpravděpodobnější hodnota je
odvozena. Hypotéza aritmetického průměru v teorii chyb je tedy v kolektivech
hypotéza, že proporcionální zákon nejpravděpodobnější hodnota se druhů, K.-
G. určit, zcela odpovídá na stranu.]
  [Za tímto účelem se, předpokládat, že m zkopíruje na jeden K.-G. existují
pro které konkrétní hodnota podle proporcionálního
zákonem D P = 0 existuje. K dispozici jsou pak m, hodnoty , a
to 1 , 2 , , 3 .... pod D p a m ' hodnotu , a sice, " , " , "" ... nad D P , a nařídil jej
odchylek těchto hodnot D p = 0 , podle poměrných zákonů rovnice:




nebo při nižší odchylky od ∂ 1 , ∂ 2. . . . top by ∂ " , ∂ " , ... se nazývají:

         m ' ² ∂ , + m ' ² ∂ 2 + ξ ξ ξ + m , 2 ∂ ' + m , 2 ∂ "+ ⋅ ⋅ ⋅ = 0 (35)
To může být nyní W. odchylek ∂ 1 , ∂ 2 ⋅ ⋅ ⋅ ∂ " , ∂ " ⋅ ⋅ ⋅ o ϕ ( ∂ 1 ), ϕ ( ∂ 2 ) ⋅ ⋅
⋅ ϕ ( ∂ " ), ϕ ( ∂ ") ⋅ ⋅ ⋅ se nazývají. Pak W. na náhodu všech je m odchylky
součinem m W., tj. o:


exprimován.]
[Vzhledem k tomu, 0 po v základní hypotéza má představují
nejpravděpodobnější hodnotu, musí být v souladu se známými principy teorie
pravděpodobnosti a produkt W. pro odchylky hodnot napsány o o 0 vyšší než
pro odchylky od jakékoli další z několika 0 různých hodnot. Je proto


bude maximální. Je-li nyní, pro stručnost:



takže je tedy:
                                                       (36)
na místo.]
  [Tato rovnice musí odpovídat rovnice (35), existují současně. Přináší vám
proto (36) ve tvaru:



tak, že je zřejmé, že:


                                                          (37)
kde k je libovolná konstanta. Od:



ale vyplývá,



a ze to integrací:
                                              . (38)
Zároveň je vidět, že k musí předložit zápornou hodnotu, pokud ϕ ( ∂ ) pro ∂ = 0
se očekává, že dosáhne svého maxima.]
  [Je tedy na níže D = a 0 nacházejí odchylky, které jsou nyní bez
rozdílu ∂ , by měly být odkazoval se na:

                                               (39)
kde c , ale je třeba určit, konstantní a - h ² = ½ k m ' 2 je. Pro výše
uvedené D = a 0 ležící odchylky, nicméně, rozdíl by ∂ " může být zastoupen,
jeden najde:
                                                  (40)
kde opět stanovení c "se stále čeká, zatímco - h ′ ² = ½ k. m , 2 je]
  [A konečně, konstanty c ' a c , určit W., že na m " horní a m , spodní
odchylek, z nějakého mezi 0 a ∞ je - dát rovna 1 - jak je evidentní. Musí tedy:



a:



být. To má za následek, protože:


                                                   ,
do:




                                              . (41)

Z tohoto důvodu, na závěr:




                                                  (42)
s specifikovaných hodnot pro h ' a h , za následujících podmínek:


                                                .] (42a)
  § 136 [Z tohoto důvodu je oboustranný GG, to může být vnímáno jako vadu,
že specifikovaná hypotéza poměrného práva aritmetického průměru hypotézy v
teorii chyb jednoduchost a nižší důkazy. Vzhledem k tomu, můžete nejprve
hledat pouze ve zkušenosti a podporu pro stejné, jako to bylo od té doby
uvedené v § 42 jako základní fakt zážitek, který K.-G. stanovení nejbližší
hodnotu, aby shodné dostatečně blízko k hodnotám definovaných
proporcionální zákonem.]
  [Je tedy zajímavé, že další hypotéza může být zřízen na základě
jednoduchého a zřejmého úvah o způsobu původu K.-G. podporovány. Pro tuto
chvíli, vede k jednotnému distribuční práva, ale latter umožňuje stanovení
hustě hodnoty, přibližné splňuje proporcionální zákony, tam je také
oboustranný GG jako aproximace k tomuto jednotného práva dar., A mohou
dosáhnout uznání, že rozdělení distribuce zákon, protože je vzhledem k použití
základního zákona, a to s ohledem na povahu K.-G. je nutné, pravděpodobně
může být motivována potřebou, ale zpřístupní vyplývající z právních předpisů
hypotézy vypracovány komfortní, splňuje požadavky na kolektivů používají.]
  [Aby se hlavní body jasné ve vývoji této hypotézy bude první, v rozporu s
podmínkami skutečně existující, K.-G. za předpokladu, že kopie lze rozlišit
pouze malý počet ve stejné vzdálenosti a konečných přechody
velikosti. Například, jako je pět stupňů o velikosti a velikosti sami podle pořadí
stejné:
                                a, a + i 2 i, + 3i, 4i + (43)
být. Pak je přirozené, že atribut rozdíl ve velikosti hry speciálních jednotek, z
nichž každá v případě její práce s cílem zvýšit i vytvořil. Proto bude čtyři
síly K 1 , K 2 , K 3 , K 4přijmout taková, že každý stejně dobře sloužit jako také
nemůže jednat. Pokud žádný ze čtyř sil v účinnosti, pak kopie velikosti , je
pouze jedním ze čtyř sil, vzorek dostane velikost + i , ale působí dva, tři nebo
všechny čtyři síly, jako je velikost + 2 i, 3 + i nebo + 4. i vytvořit. Z W., který
je k provedení každé jednotlivé síly, pak se četnost výskytu jedinců danou
úroveň množství bude záviset na distribuční práva, a tím je způsoben. Vypočte
se, a to, když nezávisle síly na sobě s W. p 1 , p 2 , p 3 , s. 4 , a působí v souladu s
W. na nepřítomnost jejich účinku by q 1 = 1 - p 1 , q 2 = 1 - p 2 , q 3 = 1
- p 3 , q 4 = 1 - P 4 jsou uvedeny následující prohlášení o velikosti W různých
kroků:
W[]=q1q2q q4;      3



W [ + i ] = p 1 q 2 q 3 q 4 + q 1 p 2 q 3 q 4 + q 1 q 2 p 3 q 4 + q 1 q 2 q 3 s. 4 ;
W[+2i]
=p1p2q3q4+p1q2p3q4+p1q2q3p4+q1p2p3q4+q1p q3p4+q1q                                2


str. 3 str. 4 ;
2



W [ + 3 i ] = p 1 p 2 p 3 q 4 + p 1 p 2 q 3 s. 4 + p 1 q 2 str. 3 str. 4 + q 1 p 2 p 3 p 4 ;
W [ + 4 i ] = p 1 p 2 p 3 p 4 . (44)
Lze tedy vidět, že symetrické rozdělení kopií různých tříd velikosti, je možné v
případě, například, p 1 + p 3 = p 2 + p 4 je 1 nebo, když je výskyt účinku
jednotlivých síly Totéž W.jako pro nedostatečné účinnosti ostatních tam
sil. Pak:
W[O]=p1p2q1q2
W[ +i ] =(p1p2+ q1q2)( p1q2+p2q1)
V[ 2i ] =(p1p2+ q1q2)²( p1q2+p2q1) ²- 2p1p2q1q2
W[+3i]=(p1p2+q1q2)(p1q2+p2q1)
V[4i]=p1p2q1q2.



Jakékoliv jiné ustanovení W. vede k asymetrické distribuci kopií na různých
úrovních velikosti. Získá se k příkladu 1 Pro p 1 = p 2 = p 3 = p 4 = p ,
2 Pro p 1 = p 2 = p 3 = ½, p 4 = p,kde p a q = 1 - p jsou odlišné od ½:
                                              12
                                                        W[O]
=   q4                       1   /8q
                                                        W [ + i] =
4   pq 3              1   / 8 (3 q + p )
                                                        V[2i]=
6p²q2             1       / 8 (3 q +3 p )
                                                        W[3i]=
4   p3q       1   / 8 ( q +3 p )
                                                        V[4i]
=p4               1   /8p
Dá se tedy opakovaně zadat další asymetrické metody distribuce je specializací
obecného režimu (44), zatímco pouze výše uvedeným způsobem, symetrická
rozdělení je možné.Avšak každý z nich na základě stejným způsobem na
hypotéze, že čtyři na sobě navzájem nezávislé sil jsou k dispozici, z nichž
každý má určitý W. pro jejich působení, a v případě, že jeho práce se zvýšila
velikost i produkoval.]
  [Nyní, nicméně, tam je ve skutečnosti žádný K.-G., které mohou být
rozlišeny pouze pět, oddělené konečných intervalech a kroky konstantní
velikost. Spíše, kopie distribuovány spojitá na ohraničené extrémní hodnoty
velikosti pole, tak, že jeden, nic nezíská zvýšením krocích velikosti, kde pak
místo pěti by být zvoleny větší počet. Ale dobré nechat velikosti rozsahu, že
kopie K.-G. splňovat stále, do intervalu konstantní velikosti i rozdělit a určit
velikost interval tak, aby v každém intervalu může být distribuce kopií
distribuční práva předpokládat konstantní uniformě a. To je případ, kdy jsem si
představit malé množství, jehož druhý výkon lze zanedbat ve srovnání s
konečnými rozměry. Pak je také možnost, že Spojené intervalu exempláře,
které spadají do středu intervalu, tak, že jeden se vrátil tímto způsobem k
pojmu velikosti etap s konstantními intervaly. Počáteční idea, nicméně, je nyní
      upraven v tom, že vzorky patří již jednotlivé stupně velikosti samotného, ale
      související intervaly, a jsou o velikosti fází pouze jako zástupci intervalech.]
        [Vezmeme-li v úvahu tuto změnu, teď z kopií K - být nahrazen neurčitě
      velký počet tříd velikosti naplněné G. rozmezí velikosti tak, že se vyskytují
      proměnné samy o sobě
                                   , + i, + 2 i, .... + ni (45)
      mohou být zobrazeny. Proto, že má pouze nutné umístit vybrané ve výše
      uvedených příkladech omezeném počtu čtyř sil na neurčito velký
      počet n předpokládá a připojit každý určitý W. jejich vliv na bestimmendeW
      pro všechny velikosti fázi, jak je uvedeno výše těchto sil. a tím získat určitou
      distribuci kopií na celém velikosti území. Zároveň je zřejmé, že toto rozdělení
      je symetrická pouze v případě, že n síly mohou být shrnuty v párech, a pro
      každý pár, jehož W. rovnající se p i a p K jsou, p i p + K = 1. Jakékoliv jiné
      ustanovení tohoto W. vede k asymetrické rozdělení. Nicméně, v případě, že
      tento lze vysledovat jejich právními předpisy, takže nemusí být náhodné, každý
      působící síla zcela libovolné W. jsou zuerteilt. Může tedy být připojeny ke
      stejnému věc W. jejich vliv na zpracovatelnost matematického zpracování
      každého platnost.]
        [Jeden je veden na následující hypotézy:
        1) Je to po neomezenou dobu velký počet n sil 2)
                                       K1,K2,⋅⋅⋅Kn
za předpokladu, že část vzájemně nezávislé ve vytváření kopií K.-G sám.
2) Je V p pro výskyt a W q = 1 - p absence vlivu každého jednotlivého motoru.

    3) Veškeré energie generované v případě jejich činnosti ke
zvýšení i, kde i představit takovou malou velikost, že jejich druhá mocnina lze
zanedbat ve srovnání s konečnými rozměry.]

2)[Výraz "síly" je pouze vybrán pro stručnost, jak to včetně všech speciálních funkcí,
co se jim může být, což v měnícím se vlivu na velikosti kopií K.-G. jsou schopni
vykonávat.]


   [Poté obdrží kopie, na jejichž výroba není z n sil zapojených, velikost a , jehož
W. W [ a ] = q n , přičemž velikost všech sil dochází v a + Ni vzniká, pro
které W [ + ni ] = p n je.Zapojte se ale v několika kopiích x sil, takže velikost je
stejná + xi , a od té doby



různé systémy, každý x mohou být vytvořeny síly pro každý systém, ale W.
                                       p x ⋅ q n-x
je dána, je:


                                                           . (46)
Nyní platí pro velké N, X a n - x vzorců:




                                                             .
Vzhledem k tomu, dostaneme:


                                                                          (47)
Dosazením tu pn a qn jako celá čísla dopředu, takže jsme předpokládali,
že n společným jmenovatelem zlomků p a q je dělitelná, aby široká veřejnost sleduje
vývoj není omezen, takže si můžete vzít x a n - x s výhodou x pn + i qn - x zápis, kde
se podnikem x všechny pozitivní celá čísla od 0 do + nq a všech záporných čísel od 0
do - np musí projít, zároveň je + xipomocí a + PNI + xi nebo pokud + PNI krátký
které se 0 je označován za 0 + xi nahradit. Jeden zjistí následovně:



                                                                 (48)


Z toho si vyhrát s úvahu, že:


                                                     ;




následující formulář reprezentace:
                                                             (49)
Totéž platí, pokud x: pn a x: qn méně než 1]
  [Je-li tento zákon W. na konečných hodnot odchylky xi roku a 0 znamenají,
musíme x velikost řádu 1 : i se předpokládá. Je však, n velikost vyššího řádu, kdy
extrémní odchylky PNIa QNI ve srovnání s navrhovaným hodnoty xi jsou velmi
velké. To je pravda, ale ve skutečnosti, protože extrémní odchylky s počtem kopií na
obou stranách, a proto roste, roste, aby se do nekonečna z hlediska teorie. To by se
zaměřit n jako velikosti objednávky 1 : i 2. zapotřebí. Poté představuje podíl x 2 : n je
konečné velikosti a poměr x: n stejným způsobem jako podíl x 3 : n je 2 , velikost
objednávky . i je tedy možné, pokud jde o velikost, aby i ² a vyššího řádu série
reprezentace ϕ a ψ jsou zanedbané, přinést zákon pravděpodobnosti (49) v
následujícím jednoduchého formuláře:




                                                                           ,
nebo:


                                                                           (50)
pokud xi = ∆ a ni 2 = k je nastaveno.]
   [V odvození tohoto zákona za předpokladu, že kopie K.-G. ve středu a 0 +
xi mohou být hodnoty počtem (45) reprezentovala intervaly jednotnou myšlenku. To
se rozšířilo ve skutečnosti vzorky průběžně v intervalech, aby se funkce
pravděpodobnost jako spojité funkce odchylky ∆ je předpokládat jejich integrálů
mezi mezích intervalech v průběhu W [ 0 + ∆jsou uvedeny]. Označíme tedy funkce
pravděpodobnosti by w [ 0 + ∆ ] tak, aby se:
                                         W[0+∆]=∫š⋅d∆,
nebo s ohledem na drobnosti z míry i :
                                               = W ⋅ i.
Jedno první místo tedy pro střední interval:
                                                                            , (51)
ale od té doby w je spojitá funkce z ∆ , takže toto zastoupení má pro
každou ∆ uplatnit.]
  [Dále, lze nalézt odlišuje maximální hodnotu W vypočtený z rovnice:


                                                                        ;
nebo (s uvážením, že část w nezmizí, druhá část ∆ velikost objednávky zde i, a
tedy i ∆ 2 , je zanedbatelná) od:

                                                  .
To znamená, že hodnota klesne nejhustší D na:

                                                  .
Je-li tato hodnota je brána jako výchozí hodnota pro práva pravděpodobnosti, že
je 0 = D + ½ i ( q - p ) ∆ = ∂ - ½ i ( q - p ) je nastaven, pak konečně nastává,
když w [ D + ∂ ] by ϕ (∂ ) se nahrazuje tímto:




                                                           (52)
jako konečné podobě zákona odvodit.]
  [To je nyní ještě dokázat, že výstupní hodnota D na základě zákona (52), splňuje
přibližnou proporcionální zákon. Za tímto účelem musí:


je nastaven tak, že:


                                                           . (53)
Nyní je, když se m ′ nad D číslo umístění a m je celkový počet odchylek:




                                                  .
Proto, pro níže D výhodného číslo m , :


                                                    .
To také se odkazuje na výše uvedené a pod D se nachází součty odchylek podle ℘
∂ " a ℘ ∂ , tak je:




                                                        .
Jeden najde toho:


                                          ,                     . (54)
Tedy:


                            =        pokud β = ¾ πα = 2,356 . (55)
V prvním přiblížení, kdo tedy může
                                       = 1, β = 2
nastavit tak, že ve skutečnosti orientační:


                                               (55a)
jako proporcionální to vyžaduje zákon.]
  [Týká se ale proporcionální práva, může se odpovídajícím sbližování oboustranné
GG namísto jednotného pravděpodobnosti práva (52) se vyskytují. Stejně tak je ve
tvaru (6), který se odkazuje na vzájemných odchylek, předpokládající, jak i zákon
(52), zároveň bere v úvahu horní a dolní odchylky. Je tedy:




                                                       . (56)
To je vzhledem k počtu vypočtených odchylek a rozptylu součty:
                                                              . (56a)
Vzhledem k tomu, přibližné platnosti poměrného zákona vyžaduje, aby ¾ π se
zaokrouhluje dolů na celé číslo 2, tak je také ½ π a 4 / 3 , které mají být považovány
za rovnocenné, a


                                                      (56b)
Také můžete použít stejný povolení v reprezentaci, aby h ' a h , namísto
½ π - 2 / 3 právě tolik ¼ π a 2 / 3 jsou nastaveny].
[Nahrazení jednotného práva (52), které oboustranného GG má tedy za následek, že v
místě prvku



končetiny



nastane, pozitivní ∂ pozitivní, negativní ∂ obdrží záporné znaménko.]
  [Obojí (52) a (56) je pro p = q představuje jednoduchý GG, což je tedy také
vyvinut jako speciální případ s těmito obecnými právními předpisy hypotézy
vyrobené. Pokud zvolíte druhou možnost tento případ upraven od samého počátku, to
není výrazně odlišný od hypotézy, že HAGEN 3) odvodit jednoduchou G. G. uvalila
na teorii chyb.]

3)[Základy teorie pravděpodobnosti, Berlin, 1837. S. 34 - hypotéza HAGEN to zní:
"Chyba ve výsledcích měření je algebraický součet nekonečného počtu elementárních
chyb, které jsou všechny stejné velikosti, a každý z nich může být pozitivní nebo
negativní, jak snadno."].


  [Pozor si zaslouží, že asymetrie zde o množství, aby i je zastoupena. Proto je
nekonečně malý, když jsem je nekonečně malý. Ve výše uvedeném odvození
ale i nemusí být nekonečně malý, ale jen tak malé, za předpokladu, že i 2 lze zanedbat
ve srovnání s konečnými rozměry.]
  [Přesto je třeba zmínit, že pro jednotné pravděpodobnosti práva v místě nejhustší
hodnoty D stejně, jiná hodnota může být zvolena jako výchozí hodnoty. Ve formě
prezentace (51), to je, například, aritmetický průměr, který je výchozí bod této
odchylky. Jeden najde zejména s ohledem na a 0 , součet vzájemných odchylek stejné
k sobě, tak, že 0 v tom, aritmetický průměr je.]

XX. Extrémní zákony.
  § 137 Mezi obvykle uvažovaných prvků K.-G. zahrnují extrémní hodnoty, které
poskytuje stejnou distribuční panel, tj. opatření největšího a nejmenšího kopie, i to
má několik zájmů, aby se s tím vypořádat. Již z pouhého zvědavosti se můžete starat
o to, jak velký je největší gigant a nejmenší trpaslík, ke kterým došlo v dané zemi,
nebo vůbec, což je největší teplo nebo chlad, zvýšení teploty v daném místě až do a
klesl, atd. Ale označují extrémní hodnoty zkoumaném objektu má stejný i vědeckou
hodnotu pro poznání podle přispívá samé charakteristiky ve vztahu k počtu kopií, za
kterých lze pozorovat tyto extrémy a může také podle pozorované extrémy otázku
očekávání mezi tím, co omezuje budoucí kopie bude hledat za které voraussetzlich
nezvedne, mezi nimiž nebude potopit, někdy může být praktické. To znamená, že
nejvyšší očekávané hladiny vody v řece určit výšku ochranného přehrady nebo
množství aktiv na jejích březích, je největší očekávanou studenou stanovit limit pro
pěstování některých plodin, atd.
  Nesmíme zapomenout, jen to, že velikost extrémů je závislá na počtu kopií, které
jsou předmětem pozorování, a pokud, například, výška řeky ani do 100 rok překročí
určitou úroveň, takže není možné ji očekávat, že by nemělo být v 1000 rok jednou
případu, as tímto větší prostor pro rozvoj Extreme je nabízen, z nichž okamžitě
zřejmé zájmu najít zákon závislosti na velikosti extrémů a počtu kopií, která má
zájem co je akademická s praktickou současně. Okamžitě, každý empirické stanovení
extrémů pouze pro počet druhů významu, ze kterých se provádí určení, ale mohou být
použity pro empirickou dokumentaci pro obecné poskytování extrémů, s číslem
změněny.
  Zatím jste přehlédli tento bod několikrát, protože jsem se na více než jednom míst
velikosti absolutní nebo relativní odchylku mezi extrémy: E '- E , nebo ( E '-
E , ) : , pro různéma jinou v K. -G. byly získány, použity pro srovnání v absolutní
nebo relativní variability článků v otázce najít, které mohou nést zcela chybné závěry.
  Zde aperfu zdá nastaven na rozum, že pokud zjistíte pouze extrémy velkého počtu,
mohli se spolehnout na to, ne-li zcela možné extrémy, ale ti, kteří se k nim velmi
získat, a v nepřítomnosti jiných Anhaltes by mohl být spokojen s nalezen. Ale tento
předpoklad přibližné dosažitelné hranice extrémů s rostoucím m se ani empiricky ani
teoreticky něco pro sebe, ale pravda je jen dva úhly pohledu, že velikost extrémů v
mnohem menších rozměrů, než je velikost m roste, ale v případě, m je myšlenka roste
do nekonečna, a to vždy v zvláštnostmi způsobem se i nadále roste.
  § 138 [Mezitím, brání vytvoření právního vztahu mezi velikostí extrémů a počet
hodnot, které se vyskytují extrémy, například, zastoupená holubice a Encke
koncepce, která bude následovat extrémy jakékoliv zákonnosti uniknout.]
  DOVE, které mají v jeho první, "zeměpisné rozložení podobných povětrnostních
jevů" otázka papír 1) : uvedeno "Na neperiodických změny v rozložení teploty na
povrchu Země," extrémní odchylky, které z měsíční a roční teploty znamená, že v
průběhu daného čísla došlo let v různých pozorovacích míst, výslovně poznamenává:
"čísla zde uvedené mají některé velmi arbitrární, protože jediný nezvykle krutá zima
a velmi horké léto může snad zdvojnásobit rozdíly stanovené z dlouhé řady minulých
let," poznámku, která také Schmid v jeho velkých meteorologických stanic 2) je
připojen. Podobně si všiml Encke v jeho pojednání o metodě nejmenších
čtverců 3) vzhledem k tomu, že se něco too big to fail ve známých Besselovy
chybových řádků, extrémní chyby pozorování proti teoretického požadavku:
"Mimochodem, tento rozpor lze snadno vysvětlit ze skutečnosti, že větší chyby se
obvykle neobvyklé sdružení nežádoucích účinků předpokládají, nebo dokonce často
tak izolované související případě být dosaženo, že žádná teorie, budou moci předložit
návrh zákona. "

     1)Proceedings of the Royal. Akademie věd v Berlíně, od roku 1848.
2)učebnice meteorologie. Leipzig 1860.      3) Berlin astronom. Ročenka pro
1834. P.249 FlgD.




  V souladu s tím, že je ve skutečnosti daleko ani z teoretického ani zkušenostní
vyšetřování a stanovení zákonných poměrů těchto hodnot bylo uvedeno, a proto je
pravděpodobné, že není pouze určitá mezera v tomto ohledu bude zaplněn následující
šetření, ale i de facto odstranění podezření, že extrémní hodnoty jsou absolutně žádné
právní podmínky, předpokládají určitý zájem na dokončení.
  Nicméně je pravda, že někdy extrémní nebo extrémní odchylky mohou vyplývat z
výjimečných důvodů, které vyplývají z rozsahu podmínek, za kterých K.-G. je
koncipován jako stávající a předmětem vyšetřování, např. barel-formoval otok nebo
rozhodl mikrocefalními lebky, kde je zdravé lebky. Takové extrémy jsou opravdu
nepředvídatelné. Ale vzhledem k tomu, že právní předpisy vypracovány pouze K.-
G. vztahují že splňují uvedeno dříve (část IV) rekvizity, takže lze téměř považovat za
indikaci k výskytu extrémů z právních vztahů, které tyto extrémy jsou abnormální,
jeden tam, kde jsou normální podmínky, jsou vyloučeny.
  § 139 Empiricky, jeden může změnou extrémů, s velikostí m snadno vidět v
následujícím způsobem.
  Určete z celku primárního seznamu dané m , ve které se měření jsou uvedeny v
náhodném pořadí, dvěma extrémy E ' a E , , sdílení a pak bez změny náhodné
pořadí rozměrů stejné pro celou do několika stejných frakcí Například, pokud je
celková m = 1000 by v 10 frakcích m = 100, a nyní také určuje extrémy těchto
frakcí. Pokud tomu tak není náhodou, co ale s velkým celkem - jsem jen případ může
být výjimečně stejné extrémy již několikrát v totalitě, nenajdete v frakce, ale to je jen
průměr menší E " a větší E , dát; a se opakuje při každém zlomku m = 100, procesu
od Například, v 10 frakcích m akcií = 10, tak samozřejmě dojde k odpovídající
úspěch. Nyní můžete vidět souhrn rozměrů daného m, první měl před sebou, i když
část většího celku ma zvážit a učinit závěr, že, když několik takových frakce
stejné m mají právo na E ' a E , získat od stejné, i průměr E ' a E , větší celek všech
kopiích bude překonán v plus a mínus.
   Je třeba poznamenat, že E , které jsou získány z equinumerous frakcí jejich celku,
má poněkud jinou velikost, a sama o sobě jako frakce mimo jiné equinumerous
zlomky větší celek s ohledem na celek m může být považován za jeden by stále
mezi e těchto větších skupin najít rozdíly, takže je možné proto nespoléhejte na
dané m -závislá na velmi specifickou E ' aE , najít, ale dobře, můžete samozřejmě
říci, na prvním místě, které se obvykle v prostoru nad pro smysl představil
daného m -závislý E průměru, aby se dále zvyšovala v + a -, jak zhubnout, tím
větší m je, a za druhé, můžete svou variaci na dané m jako věc nejistoty v důsledku
nevyvážených mimořádných událostí, které se hodí na bližší prozkoumání, zvažte, co
návrat pod .
  Pojďme vysvětlit předchozí k Studentenmaßtafel 4) s m = 2047, jsou prvky, které
jsou uvedeny v § 65, po kterém jeden z primárního panelu = 71,77; D p redukcí pro i
= 1 palec, ale ve středu 4 vrstvy = 71 , 96 je. Nicméně, protože použití celého m =
2047 by bylo nesmírně nepříjemné, I používat pouze 360 hodnot následujícím
způsobem.

   4) Vzhledem k neprospěch nerovnoměrného odhadu, které jsou předmětem
rekrutů rozměrů vůbec, já bych raději zvolili jiný příklad, když jsem Urlisten z jiných
objektů se stejným bezpečné čisté náhody by bylo v návaznosti na měřítek, aby se
ucházely, ale ty Nevýhodou podmínek, na kterých závisí folgends, nespornou
nevýhodu jen nepatrně.

   Z původního seznamu, ve kterém rozsah je náhodou sledovat, první 18 rozměry
byly zveřejněny v jejich náhodném pořadí a spojených do celku 360 měření každého
z 20 kohort. V tomto E ′ = 77,5, E , = prohledáno 64 palců. Zde Nejbližší tyto 360
měření bylo v 180 frakcí s m společná = 2, v každé z nich, samozřejmě, okamžitě
opatření jako E ′ , druhý jako E, se vyskytuje, a tak, že se součet výsledné E
' a E , se 180 byla průměrná E ' = 73,16 a střední E , = 70.26 získány; dále rozdělení
na 360 měření do 120 frakcích byl m = 3 je nutné a průměrná E ' a E , které vypočítá
výsledky tak dále v následujících tabulka shrnuje.
        I. prostředky horní a dolní extrémy n skupin, z nichž každý m prvků.

               m     n        E'        E,        E "- E ,      E '+ E ,
               2    180     73.16       70.26        2.90        143.42
              3     120     73.81      69.56       4.25        143,37
              4     90      74.25      69.17       5.08        143.42
              6     60      74.68      68.41       6.27        143,09
              9     40      75.09      67.86       7.23        142,95
             18     20      75.84      66.85       8.99        142,69
             36     10      76.25      66.27       9.98        142,52
             72      5      76,90      65.70       11,20       142.60
             360     1     77.50      64.00      13.50         141,50
  Tato tabulka dává podnět k následujícím připomínkám.
  Vždy jsme se vidět s rostoucím m střední "e vzestup, E , pokles, jehož přirozeným
důsledkem je to, že rozdíl mezi těmito dvěma extrémy E "- E , s rostoucím m roste,
stejně jako můžete vidět, nic méně než proporcionálně s m roste, např. m = 2, je
rovna 2,9, s m = 360 se rovná 13.5. Stávkující se může na první pohled zdát, že
součet těchto dvou extrémů s rostoucím m jen velmi malé změny, a ačkoli tam je, na
rozdíl od malých nesrovnalostí v m = 4 a 72, která musí být považována za záležitost
nevyrovnaných podmíněných, změny v nepřetržitém poklesu e " + e , se zvyšující
se m.. Nicméně je třeba chápat, protože to. Samozřejmě, že v případě, e ' s
rostoucí m zvyšuje, E , se snižuje, obecně lze říci, že možnost, že oba jen s
kompenzací, pak kde E ' + E , zvyšuje m by měl zůstat konstantní, platí, že, na rozdíl
od nevyvážených podmíněných poté Očekává-li symetrie držení odchylek v obou
směrech od průměru. Nyní je rozsah těchto rekrutů, ale protože odpovídají stejné, ale
ne tak docela, tak také odpovídá výsledek za přibližný E '+ E , ne zcela nezbytným
předpokladem pro takový.
  § 140 [I když teď Hodnoty v tabulce I nad růstem horních extrémů a odstranění
nižší rostoucí m , aby bylo zřejmé, že ještě nejsou vhodné pro podmínečné propuštění
v následujícím (§ 141) vypracovány extrémní zákony. Vzhledem k tomu, tito jsou
odvozeny od základního zákona, který se zaměřuje na odchylek od aritmetického
průměru nebo nejhustší hodnoty Dvztahuje, tak, že extrémní pravidla první extrémní
odchylky od výstupních hodnot a ne extrémní hodnoty E ' a E , se týkají přímo. Tak
v souvislosti s rozdíly v určování způsobem je zřejmé z pozorování, že E ' a pod
úrovní a jindy obrácenou E , může ležet nad ní, a že pak odchylka tohoto extrému,
výstupní hodnoty nejsou obě maximální hodnoty, ale spíše je minimální hodnota
výskytu představuje odchylky. Průměrné hodnoty pro výše uvedené tabulce je nelze
považovat za průměrných hodnot extrémní odchylky, a proto, protože jako takové,
pouze maxima hodnot odchylek je nutno brát v úvahu. Na toto ustanovení znamená,
však může namítnout, že extrémy E " a E , jako takový, bez ohledu na zvolenou jako
výchozí hodnoty znamenají hodnoty, zájem budí a vyžadují instalaci přímo s
platnými zákony, ale může tak učinit pouze prostřednictvím zprostředkování pro
provádí na extrémní odchylky platné zákony, jak věc se týká důvod k rozvodu
legenda zákona o odchylek hodnot. Existují tedy i první teoretické ustanovení pro
        extrémní odchylky empiricky dokázat.]
           [Za tímto účelem, rozměry původního seznamu, musí být zachována stávající
        pořadí, jsou nahrazeny jejich odchylek od počátečních hodnot. Ta je aritmetická
        střední hodnota A , pak dochází k odchylkám ∆ v místě A, a to buď s nebo bez
        separace pozitivních ze záporné hodnoty rozdílu, v závislosti na tom, kde GG pouze
        na horní resp. nižší odchylky se týká samostatně nebo společně pro obě. Výstupy
        z D , jsou však rozdíly ∂ " a ∂ , místo a prostředí, zatímco
        pozitivní ∂ " negativního ∂ , aby ale od oboustranný G. G., který je nyní k použití, v
        zásadě požaduje, aby oddělení horního dna odchylek a týká se jak v jiným
        způsobem.]
          [V tomto případě jeden může, s ohledem na slabou míru asymetrie, která je
        rozměry nábor zvláštní vybrat aritmetický průměr jako výchozí hodnoty, a dokonce
        jsou s ohledem na malou dostupného celkového počtu 360 rozměrových hodnot
        neodděluje kladné a záporné hodnoty odchylky být léčen. I nahradí vyplývá, že 360
        rekrutů rozměrů, zatímco drží jejich pořadí podle jejich odchylek od A , která pro
        jednoduchost se předpokládá rovna 71,75 a ne přesné rovné 71,77. Pak se všechny
        odchylky obsahuje extrémní odchylku s hodnotou 7,75, a každý z nich má rozdělení
        stejným způsobem a jen krajní hodnota odchylky, které by se buď původu, i když po
        pozitivní nebo negativní, ale objevuje se v absolutní hodnotě, as odchylky pouze
        jejich absolutní hodnoty, přichází v úvahu po. Teď, když série 360 odchylek docela
        dobře nad rozsahu 360 stupňů a to iv n frakcí, každá z m hodnot se rozloží a pokaždé,
        když se obecně U seznamu musí být označeny extrémní odchylky, dostaneme
        následující tabulku, určit, ve kterém je to, jak často se odchylka od určité velikosti na
        základě nfrakcí jako extrémní odchylky U nastal s tím, kurz pro m = 1, samotných
        odchylek současně přijato jako extrémní odchylky:
         II počítá, kolikrát extrémní odchylky U v n skupin, z nichž každá má m prvků
                                             došlo.
 U     m = 1.   m=2      m=3   m = 4 m =6 m = 9 m = 18 n = 20 m = 36 m = 72, n= m = 360
                                                                         5
       n = 360 n = 180 n = 120 n = 90 n = 60 n = 40           n = 10             n=1

0.00     12        1
0.25     28        1
0.50     25        4
0.75     21        9        1
1.00     16        6        -        1
1.25     31       11        4        -
1.50     35       14        7        -
1.75     29       13        5        2
2.00     24       18       13       13       4       3
2.25    23        12         9          5        2     -
2.50    15         7         6          3        2     1
2.75    16         9         7          4        1     -
3.00    11        10         7          7        3     -
3.25    12         8         7          5        3     1
3.50    5          4         4          4        3     3
3.75    16        14      11            9        8     5            1
4.00    7          5         6          5        4     2            1
4.25    10        10      10            9        8     6            3
4.50    4          4         3          3        3     3            1
4.75    3          3         3          3        3     2            2
5.00    5          5         5          5        5     4            2          2
5.25    6          6         6          6        5     4            4          3       2
5.50    1          1         1          1        1     1            1          -       -
5.75    2          2         2          2        2     2            2          2       -
6.00    1          1         1          1        1     1            1          1       1
6.25    -          -         -          -        -     -            -          -       -
6.50    1          1         1          1        1     1            1          1       1
6.75    -          -         -          -        -     -            -          -       -
7.00    -          -         -          -        -     -            -          -       -
7.25    -          -         -          -        -     -            -          -       -
7.50    -          -         -          -        -     -            -          -       -
7.75    1          1         1          1        1     1            1          1       1     1


       Tyto řádky představující distribuční panely pro extrémní odchylky může mít růst
       extrémů v vyrůstala postupným postupující nejmenší hodnoty m. vidět. Nicméně,
       podrobnou prezentaci jejich udělena následující nastavení mezilehlých
       hodnot U, který jako aritmetický průměr z U , střední hodnota U c a nejhustší
       hodnoty U D jsou určené sloužit:
            III. Průměrné hodnoty U , U c a U d extrémní odchylky od m -členný frakcí.

                 m               m  m
                     m=2 m=3 m=4       m = 18 m = 36 m = 72 m = 360
                 =1.             =6 =9
             U   2.00 2.72       3.27       3.61 4.10 4.39   5.14       5.75   6.15   7.75
    Uc 1.73 2.41       3.16   3.65 4.13 4.33       5.13        5.50   6.00    7.75
    Ud 1.50 2.00       2.00   2.00 4.00 4.25       5.25        5.25   5.25    7.75



  Je třeba poznamenat, že U c jednoduchou interpolací, U d , ale byla stanovena jako
hodnota, při které největší počet U klesla pouze pro m = 6, průměr ze dvou hodnot
byla pořízena, které společně mají maximální počet 8. Kromě nejhustších hodnoty
nejistých zejména, mohou být tyto hodnoty být konstantní růst s
rostoucím m upozornění. Ale i se U d není z, ale zachovává pouze dvakrát za tři po
sobě jdoucí ma svou hodnotu.]
  [Kdyby horní oddělena od spodní odchylek, místo toho jak sjednotit v řadě, takže II
dvě tabulky by vzali místo tabulky, jednu pro ∆ ' , druhá pro ∆ , , je Protože však
celkový počet odchylky pro každého jednotlivce by se snížil přibližně o polovinu,
takže nejistota ustanovení by bylo podstatně větší. Kdyby i D namísto A jako výchozí
hodnota, bylo by to oddělení rozsahu odchylky hodnot v sérii ∂ " a ti ∂ , bylo
požadovat zásady.]
   § 141 [Chcete-li tento emprischen hodnoty teoretické ustanovení stranou, zákon
pravděpodobnost W [ U ] odvodit, který určuje, které se mají W. m odchylka hodnoty
extrémní hodnoty U je třeba očekávat. Ale pokud U představují extrémní hodnoty,
jeden z moštu m odchylek mají tuto hodnotu, zatímco m - 1, které zůstaly na
libovolnou hodnotu mezi 0 a Umůže přijmout. Zákon W [ U ] tak vyjadřuje W., který
na m případné odchylky se rovná U a další je mezi mezích 0 a U řeči.]
[Nyní, když absolutní hodnoty odchylek Θ jsou odkazoval se na W., že odchylka
mezi nekonečně blízké hranicemi Θ a Θ + d Θ pasti, která se rovná:

                                                       . (1)
Je nepodstatné, zda aritmetický průměr vzájemných odchylek + výstupy ∆ a - ∆ nebo
výstupy z nejbližších hodnot jednostranných odchylek ∂ " resp. ∂ , pod Θ je třeba
chápat, za předpokladu, pouze to, že v prvním případě h = 1: η         , v tomto posledně
uvedeném případě h = 1: e "        , resp. = 1: e ,    je v místech, kde η je střední
hodnota ∆ , E ' ., respektive e , střední hodnota ∂ ′ . respektive ∂ , představuje. Je-li,
tedy na straně m odchylek Θ 1 , Θ 2 .... Θ m , například, první rovno U a jakékoli
následné menší nebo nejvýše rovna U se, takže na této první W.:



a pro každý následující W.:
                                                              .
W. Pro shodou m odchylek, z nichž první se rovná U , a každý z následujících
libovolnou hodnotu mezi 0 a U se tedy rovná:



Je to právě tato hodnota určena, ale stejným způsobem Diew, jestliže se místo první
odchylky odpovídající jedné z následujících možností. U je nastaven, a pokaždé,
když se m - 1 zbývající hodnota se pohybuje mezi 0 a U patří. Je to proto, že v
W. m odchylek, některé shodné U je, a druhý mezi mezí 0 a U chat, nebo - jinými
slovy - v W., že U extrémní hodnoty mezi m je odchylky, podle:

                                                   Kde t = hU , (2)
znázorněno na obrázku. od

                                                          ,
                                                     ,
takže si můžete také:
                                           , ( t = hU ) (3)
. Dát]
  [Ve druhé formě zastoupení může být vidět, že integrál na W [ U ] je okamžitě
uvedeno. Tento integrál přijata mezi určitými omezeními, ale vyjadřuje W., že
extrémní případ odchylky mezi těmito limity. Proto je W, se tím, že krajní odchylka je
menší než U 1 = t 1 : hodiny , a větší než U 2 = t 2 : H, identické:

                                                  , (4)
tak, že zejména W., že U = t: h horní resp. dolní mez extrémů je tím, že:
                                       resp.
se odkazuje.]
  [Nyní Určuje hodnotu U c = t c : h takové, že



                                         nebo                     , (5)
je stejně pravděpodobné, že pro stanovení extrémů m odchylek větší, nebo menší než
hodnota U c získat. Je tedy U c představuje medián nebo pravděpodobnou hodnotu
pro často opakované stanovení extrémním změnám, které v závislosti na m ukazuje
vzorec (5), a jeho hodnotu pro dané číslo m pomocí T -tabulky se nachází. Z
následujícího přehledu souvisejícího m a t c pro některé hodnoty m růst tohoto
centrálního hodnoty se zvyšuje v m může být viděn.]


              m        tc              m         tc                m        tc
              1      0,4769             9      1,2628             500     2,2611
              2      0,7437            18      1,4689            1000     2,3988
              3      0,8936            36      1,6576            5000     2,6946
              4      0,9957            72      1,8319            10000 2,8134
              6     1,1330          360     2,1933
  [Kromě centrálních hodnot, je zajímavé znát hodnotu, která má jedinou hodnotu,
největší W.. To se projevuje v dostatečně často opakované stanovení extrémních
odchylek m je nejhustší hodnotu a je teoreticky maximální
hodnota W [ U stanoven]. Proto je postačující pro t = hU rovnice:


                                                                            ,
nebo:

                                                        (6)
a navrhl U d = t d : h se označují. Výpočet t d z rovnice (6) pro pre-prázdné m , jako
to t c , pomocí T -stůl vyrobený. Jeden najde pak následující přidružené
hodnoty m a t d :


              m        td              m         td                m        td
              1       0000              9       1194              500      2203
              2       0620             18       1404             1000      2342
              3       0,801            36       1594             5000      2641
              4       0914             72       1770            10000      2761
              6       1060            360       2134


Stejný ukazují, že t d < t c , tak i U d níže U c je, ale s rostoucí m , tyto hodnoty se k
sobě přibližují.]
  [A konečně, aritmetická střední hodnota z extrémních rozdílů může být
stanovena. Pokud říkáme U , dostaneme z (2):


                                                                 (7)
nebo - po částečné integrace: -


                                                         . (8)
Pro m = 1 je výsledek (7) U = 1 : h       , tj. jednoduchý průměr samotných odchylek
pro m = 2, se získá z (8) U A = : h , to znamená, že se střední hodnoty odletů násobí
= 1,4142 sama o sobě pro větší m může Φ [ t ] zastoupena v sériové podobě, a proto v
souladu s § 118 U            se vyvinul do série. Například, jeden přijde tímto
způsobem pro m = 3, o:



nebo proto, že


                                                         ,
do:

                                                         .
Je tedy U rovná 1,6623 vynásobené průměrných hodnot odchylek se]
  [Každý z těchto tří hodnot U C , U d a U je zvláštním způsobem závislost
extrémních odchylek čísla m odchylek, z nichž se stanovení provedených před
našima očima. To je však, že je důležité, aby tyto teoretické hodnoty se empirická,
jakož i bezpečnosti empirické zjištění, jakož i snadnost teoretického výpočtu, který
má vzít v úvahu, a vzít v úvahu s ohledem na to, která nabízí největší výhodu tří
hodnot. Nyní je výpočet teoretické hodnoty U c pohodlnější než U d nebo U , s
ohledem na empirické zjištění, ale je U d za U c a U bezpečnostní zpět
při U C a U obecně získat stejnou důvěru . Proto je s výhodou střední
hodnoty U c použít pro srovnání teorie s experimentem.]
  [Pro rekruty rozměry, pro které jsou empiricky zjištěné hodnoty U c jsou uvedeny v
tabulce III, toto srovnání vede k těmto výsledkům, střední η jednoduché odchylky v
souladu s § 65 se rovná 2,045, tj. 1: h = η    = 3.625 set je:
   IV Srovnání teoretických hodnot U c s empirická, ze ma určitých členných
                                   frakcí.
                         Uc                           Uc
                m                   Diff.    m                    Diff.
                     theor empir.                 theor empir.
                 1   1.73    1.73 0              9 4.58     4.33 - 0.25
                 2   2.70    2.41 - 0.29     18 5.32        5.13 - 0,19
                 3   3.24    3.16 - 0.08     36 6.01        5.50 - 0.51
                 4   3.61    3.65   0,04     72 6.64        6.00 - 0.64
                 6   4.11    4.13   0,03    360 7.95        7.75 - 0,20


To bude, zejména s ohledem na malý počet 360 hodnot, které jsou předmětem
empirického zjištění, najít shodu teoretických a empirických hodnot nepochybně
uspokojení, aby poté založena pravděpodobnost právo je potvrzeno zkušenostmi.]
  § 142 [Nejdůležitější závěry z výše uvedeného vývoje jsou tyto:
  l) Pokud K.-G. s podstatným asymetrie - jak předpokládá zpravidla - předložené, a
má oboustranný GG pro stejné použití, to znamená, že pokud t ' = U ' : e '  je
nastavena, W.:


                                                            (9)
zajistí, že extrémní hodnota m " nad D umístěných odchylek rovných U " , a tudíž
horní krajní self-stejné:
                                                     (9a)
být. Podobně se skládá W.

                                                                      (10)
zajistit, že U , = t , e ,     hodnota více xtreme m , pod D se nachází odchylky
nebo nižší extrémní táž
                                                    (10a)
být. Je nyní možné v pokračování opakovat znovu a znovu, m " nad
a m , pod D preferovaných kopií tohoto K.-G. vybrat náhodně, takže střední hodnota
výsledného tímto způsobem se horní a dolní extrémy je:


                                            Kde
                                       , V případě,         (11)
nejhustší hodnota podle:


                                          Kde

                                  , V případě,                     (12)
aritmetický průměr podle:


                                 Kde


                           , V případě,                                   (13)
mohou být reprezentovány.]
   [2) Vzhledem k tomu, s rostoucím m ' a m , k nim patřící podle výše uvedeného
vzorce hodnoty t ' a t , růst, takže zpočátku rozdíl hodnoty t "- t , a m ' - m " mají
stejný znak, jako i poměrných zákony také e "- e , stejný znak jako m '- m , má, tak
to samé platí o rozdílech E't "- e , t , a m ′ - m , . Asymetrie extrémní odchylky
Bez. D má tedy totéž, co směru asymetrie čísel odchylka Bez. D. řešení tohoto
zákona s odchylkami Bez. aritmetický průměr A převod, dojdeme stanovených v § 33
pod 7) druhý inverzní zákony na základě následující úvahy. Vzhledem k tomu, že
extrémní odchylky jsou velké a jsou předmětem poměrně velké výkyvy, předpoklad
je povoleno, že rozdíl odchylek nemění jejich příznaky při přechodu z D do relativně
blízké hodnotám prochází. Rozdíl z čísel odchylka Bez. , ale má opačné znaménko
jako rozdíl mezi čísly odchylka Bez. D. To proto, je-li tento předpoklad je správný,
rozdíl extrémních odchylek rel. má opačné znaménko jako rozdíl mezi odchylka
ukazatele rel. A. Ve skutečnosti, tento zvrat zákona platí, například v tabulkách III a
IV XXV.Kapitola pro členy žitných stébel (s jedinou výjimkou mezi 15 různých
případů) jeho zkušební doby. Nicméně, totéž lze považovat pouze jako empirický
zákon, který platí v případě významné asymetrie v pravidle. V nevýznamné
asymetrie, nicméně, to může už ne prosadit jeho platnost (viz § 181)]
  [3) Vypadni asymetrii K.-G., takže v podstatě stejné hodnoty, budou vyžadovat,
jako výstupní hodnoty se nyní také pro extrémní odchylky D shoduje s využitím
služeb jednoduchého GG, místo toho, aby musel platit oboustranný. V tomto případě,
vzorců uvedených v bodě 1), zůstává, i když jen m ' a m , o půl m a e ' a e , které
vzájemně stejně platné η. nahrazuje. Nicméně, protože distribuční práva pro základní
symetrie v celkovém jiné s m na obou stranách A souvisí spolu, tak to je správné říci,
že kladné a záporné odchylky společně předložit extrémní určení, což vede k
prohlášení následují-cích. Dosazením t = U: η , na W. z:
                                                          (14)
zajistit, aby byly extrémní hodnoty odchylek ± ∆ c .. rovna U byla. Nicméně, to
zůstává nejasné, zda U je připojen na výstupní hodnoty v kladném nebo v záporném
slova smyslu. Lze tedy pouze konstatovat, že pak buď
                                       nebo                       (14a)
je, že ve stejné době a v prvním případě E , nad A - U, v druhém případě E
" dole A + U zůstává. Tato pozorování jsou také, pokud jde o přidání podle vzorce
(5), (6) a (8), které mají být stanoveny průměrné hodnoty extrémní odchylky U c ,
U d a U , aby výchozí hodnoty. Vzhledem k tomu, získáme to neznamená, že samotný
Extreme, ale pouze horní resp. dolní mez na horní resp. nižší střední extrémní.]



XXI. Logaritmická léčby kolektivních předmětů .
  § 143 [Zatím jen považován aritmetický léčba K.-G. předpokládá, že rozměry jsou
malé fluktuace vzhledem k hlavním hodnotám. Ale jsou tu i K.-G., jako rozměry
galerie obrazů a denních srážkových výšek, v souladu s poznámkou o IV Kapitola
jeden z hlavních hodnot poskytují velmi silný relativní střední odchylka, čímž se
zabrání použití aritmetické metody léčby, nicméně, logaritmická léčby ukázat
přístupné a umožňují hlasité podmínku logaritmického rozdělení zákona.]
  [To vede k úkolu, aby se v dodatku, které jsou již v páté kapitole (§ 35 a 36), co
bylo řečeno, stále blíže k logaritmické léčbu. Tam byly vyvinuty obecné aspekty
distribuční práva K.-G., ať to zdá být nutné, v zásadě se odkazovat spíše poměr
odchylek, než na aritmetické odchylky, vyplývající přímo k závěru, že bylo zjištěno,
že GG místo aritmetického Θ = - H, logaritmy míry odchylek ψ = a: H , a to log ψ =
log a - log H na v podstatě být kladen na. Tam také použití logaritmické léčby hlavní
věc byla informována již a nastavte notace. V souladu s obecně:


            = log , ; ′ λ = log ψ ′ = log a ′ - přihlásit H ; ;
                                                    λ = log ψ , = log H - log , (1)


pro nastavení a především nejhustší hodnotu od D , jejich aritmetický průměr od G a
jeho střední hodnota o C , která označují, zatímco čísla horní a dolní odchylka a
průměrné odchylky bez. D stejným způsobem, jako března D o m ' , m , a e ',
e , musí být stanoveno tak, aby:


                         ,          kde λ ′ = o ′ - D , λ , = D - ., (2)
Budete také jít z logaritmických hodnot číselných hodnot, které jim náleží podle
tabulek logaritmů, jako je
                   D = log T , C = log C , G = log G (3)
předpokládají. To pak odkazuje na T nejhustší hodnotu poměru A , je aritmetickým z
nejbližších hodnot D je odlišná, C se shoduje s centrálním aritmetické hodnoty zápas,
a G je geometrický průměr je dar. Poukazem na těchto rozhodnutí a vývoj zadané
kapitoly, ale sdílejí závazek, který byl dán tam jen v pohledu, hrát tady. Proto musí
být částečně empirické důkazy o tom, že ve skutečnosti, výhodou logaritmické léčby
K.-G. rozhodl se silným poměrné kolísání se objeví. Další část je, že pro
logaritmických odchylek a její hlavní hodnoty D ,C , G , díky dvěma sloupci G.
G . přímo použitelná pravidla týkající se poměru odchylek a její hlavní
hodnoty T , C , G převést a odvození teoretické platný vztah mezi T a Dnavázat
spojení mezi logaritmické a aritmetický léčby.]
  [Zde je logaritmická distribuce zákon sám o sobě jako případ silného kolísání je
bewährendes zkušenosti zákon dostatečně závažné, který se spojí s slabé fluktuace v
běžném aritmetický zákonem. Proto se vyžaduje, aby o nic víc než to z empirického
hlediska dalšího oznámení. Nicméně, po doplnění XIX. Kapitola jedna hypotéza o
K.-G, který byl zřízen režim původu, z něhož oboustranným G. G, přibližné početní
nesrovnalosti vznikly, je zřejmě nezbytné upravit ty hypotézu, takže i pro
logaritmických odchylek, distribuce zákon vyplývá z ní vhodným způsobem. To by
mělo být provedeno navíc k této kapitole.]
  § 144 [Chcete-li nastavit předvolby, které má logaritmické léčby v porovnání s
aritmetikou v silném kolísání mysli, jsem se každý z výše uvedených K.-G., rozměry
galerie obrazů a denních srážkových výšek, příklad a sdílet výsledky pro jak
léčebným režimům se.]
  [Z katalogů starší Pinakothek v Mnichově, a sbírky obrazů v Darmstadtu, rozměry
253 žánrových obrazů, jejíž výše rozměry byly umístěny v primární rozvaděči
odhalil. Jako celek, byl vybrán palce. Nejmenší množství bylo zjištěno, rovnající se
13, největší rovná 265, aritmetický průměr 1 se rovná 54,4 a medián C 1 se rovná 44,2
cm. To má za následek sníženou listu se získá, ve kterém byly rozměry sloučeny na
každých 10 cm. Stejný následek aritmetické léčbě po zweiseitigenG. G. s
následujícími výsledky:


               I. Výška rozměr žánrových obrázků ve aritmetický léčby.
                            m = 253, i = 10; 1 = 54,4; E = 1 cm .

                                                       z
                                  a
                                          empir.       theor
                             -        -            1
                             15       13           15
25    41        38
35    54        39 1)
45    43        36
55    22        31
65    20.5      26
75    15        21
85    10        16
95    8.5       11
105   5         8
115   3         5
125   6         3
135   3         2
145   5         1
155   0         -
165   1         -
195   1         -
235   1         -
265   1         -
              2 = 55,3
             C 2 = 44,3
             D i = 35,4
             D p = 24,9
              m '= 220
                                 m , = 33
                                            s '=
                          35,8
                                            s,=
                          5,4
1)[Zde maximální teoretické hodnoty nespadá v intervalu 20 až 30, což je nejhustší
hodnota D p . zahrnuje Nicméně, toto je pouze výše uvedené intervaly
Shrnutí Z podmíněné. Ve skutečnosti najdeme v jiných souhrnné například:

                                   Intervaly      z

                                      20-24    14.0
                                      24-28    15.9
                                      28-32    15.8
takže mírný přebytek intervalu 24-28 hraje s nejhustší hodnoty 24,9].


Ale nahrazením v primární panelu, na A -hodnoty logaritmických hodnot = log A ,
který je nyní mezi limity Α = 1, 11 a ϖ = 2,42 se liší a zvolit snížený interval o
velikosti 0,08 , je dosaženo, když tabulka je zcela zacházeno stejně jako předchozí
tabulky A , následující výsledky:
          II rozměr: výška žánrových obrázků v logaritmickém léčby.
                               i = 0,08; m = 253.
                                                      Z
                            a
                                          empir           theor

                        1.04      -                          0.5
                        1.12      4                          1.5
                        1.20      5                               4
                        1.28      5                           10
                        1.36      19                          18
                        1.44      22                          27
                        1.52      38                          32
                        1.60      32                          32
                        1.68      31                          30
                        1.76      26                          26
                        1.84      18                          22
                        1.92      19                          17
                        2.00      13                          12
                        2.08       9                       8.5
                        2.16       8                       5.5
                        2.24       1                         3
                        2.32       1                         2
                        2.40       2                         1
                        2.48       -                         1
                          G = 1,669
                              C = 1,644
                              D i = 1,538
                              D p = 1,549
                                                                      G = 46,7
                                                                      C = 44,1
                               T i = 34,5
                               T p = 35,4
                               m '= 165
                               m , = 88
                                                                      e ' = 0,256
                                                                      s , = 0,136



Porovnáme-li obě tabulky, takže výhoda logaritmické léčby je pevně odhodlána
dnů. Pro v tabulce je aritmetický součet absolutních rozdílů mezi empirické a
teoretické hodnoty rovné 74, v logaritmické tabulky, nicméně, rovný pouze 37, což je
přesně polovina velikosti. To bude také dát cestu k empirické a teoretické nejhustší
hodnotu, D i a D p 10,5 jednotek navzájem z, zatímco srovnatelné hodnoty s
těmi T i a T p se liší jen o 0,9. Je také třeba poznamenat, že některé z aritmetické
kvocientu



hodnota 0,64, logaritmická určité kvocient



hodnota je 0,792, takže všichni ti, mimo teoretické limity p , tj. 0,785 a 0,845, pády,
během této doby by se π -zákony požadované hodnoty ¼ π = 0,785 je velmi blízko v
těchto mezích. To vše ukazuje, že selhal ve skutečnosti aritmetický léčba tady, ukázal
logaritmické kontrast. Je třeba poznamenat, že i přes nízkou m empirický panel
zvýrazní vztah rozměrů žánru snímků je třeba považovat za typické.]
  [Jako příklad denních výškách déšť se v Ženevě v letech 1845 - slouží padlý 1892
dešťových srážek ledna (tál sníh nebo déšť), v meteorologických tabulek
Bibliothèque Universelle de Genève (Archiv des Sciences et Phys Nat ..) pod
nadpisem "tombée Eau dans les 24 Heures" jsou uvedeny. Celkový počet deštivých
dnů v průběhu určeného období 48 let, je 477, a pro každou z nich jsou výšky déšť
vyjádřené na desetiny milimetru. 16 Deštivé dny jsou zaznamenány s 0,0 mm,
největší výška déšť se rovná 40,0, aritmetický průměr 1 rovná 4,45, střední
hodnota C 1 rovná 2,24 mm. Z primární distribuční stolní panel s omezenou intervalu
je i = 1 mm vyrobených, které vyústily v následujících hodnot v aritmetické
zpracování:
       III. Výšky déšť měsíce ledna pro Ženevě v roce aritmetický léčby.
                       m = 477; i = 1, 1 = 4,45, E = 1 mm.


                                                      z
                                a
                                    emp.      theor
                          0.5       133       67
                          1.5       88        63
                          2.5       43.5      61
                          3.5       28        56
                          4.5       27        49
                          5.5       28        42
                          6.5       27.5      35
                          7.5       14.5      28
                          8.5       16        22
                          9.5       11.5      16
                          10.5      12        12
                          11.5      10        8
                          12.5      6.5       6
                          13.5      5.5       4
                          14.5      3         2
                          15.5      3         2
                          16.5      2         1
                          17.5      5         1
                          18.5      1         -
                          19.5      3         -
                         20.5      0           -
                         21.5      3           -
                         22.5      0           -
                         23.5      2           -
                         28.5      1           -
                         30.5      1           -
                         32.5      1           -
                         40.0      1           -
                                            2 = 4,49
                                           C 2 = 2.40
                                           D i = 0,75
                                                                   Dp=0
                                                                              e'=a2
                                                                             e, =0
                                    m'=m
                                                                    m,=0



                 Z              Jak můžete vidět, aby se denní výšky srážky K.-G. s
    a                           nekonečně velké asymetrie je podle D p = 0, a tedy
        empir.   theor
                                všechny hodnoty uvedené D p lež. To souhlasí s tím,
-       -        5
                                že teoretické hodnoty z.odpovídají empirické tak
- 1.4   8        4              málo, že aritmetický léčba ukáže být nepoužitelný
- 1,2   8        6              pro. Pokud někdo chce přejít na logaritmické léčby,
- 1.0   9        9              musí být nejprve provedena o výhledem na 16 dnů
                                dešti, jak je zaznamenáno v 0.0 mm, dohody, protože
- 0,8   9        14             to bylo v těch dnech výška déšť není zcela roven 0,
- 0,6   28       19             ale jen malé že nejsou jedna desetina
                                milimetru. Používám asi 0,05 mm místo 0,0 mm,
- 0,4   14       26
                                tak, že logaritmus mezi mezí - se liší 1,30 + 1,60. Je
- 0.2   34       34             snížena po to, v podstatě libovolný, kterým se
0.0     45       42             stanoví hlavní tabulky intervalu velikosti 0,2, a je
                                vybrán jako spodní hranici prvního intervalu - 1,50,
+ 0.2 66         50
                                dostaneme následující výsledky:
+ 0,4 47         56
                                    . IV Výšky déšť měsíce ledna pro Ženevě v
+ 0.6 53         60                            logaritmickém léčbě
+ 0.8 67         63                               m = 477; i = 0,2.
+ 1.0 53         52                                     G = 0,313 G = 2.06
+ 1.2 27         27
+ 1.4 7          8
+ 1.6 2          2
                                        C = 0.374 C = 2.37
                                       D i = 0,800 T i = 6,31
                                      D p = 0,843 T p = 6,97
                                        e ' = 0,219
                                        e , = 0,749
                                       m ' = 108
                                       m , = 369




I když se ukáže, že tady leží pod nejhustší hodnoty Z na - 0,4 a 0,2 + silné
nesrovnalostí, které nejsou zmizí při změně polohy snížení, ale v průběhu roku Z v
primární tabulce a odůvodnit jejich shrnutí v logaritmických intervalech jsou,
nicméně dohoda mezi teorií a zkušeností je tak dobrý, že rozdíly mezi teoretickými
hodnotami a empirická jako úprava eventuality spojených s latter, být zastoupeny. Je
tedy prokázáno, logaritmické distribuční práva také do výšin déšť docela uspokojivé.]
  § 145 [Na základě provedené v porovnání předchozím mezi teorií a zkušeností,
logaritmické distribuční práva pro prokázání K.-G. se silným přiměřeným variací
jako použitelné. , protože teď to samé - po projednání v páté kapitole - se shoduje
pozoruhodně se slabým poměrné kolísání jednotlivých hodnot kolem hlavních hodnot
pro aritmetický generalizaci základního zákona, je - jako na konci specifikované
kapitoly. již poukázal na to - i když přísně platnou distribuční práva K.-G. využít. To
znamená, že pravděpodobnost určena W ′ nebo W , že logaritmická odchylka od
nejhustší hodnot D, mezi nekonečně blízké hranicemi λ 'a λ '+ d ′
λ nebo λ , a λ , + d λ , pád pro každou K.-G . od:


                                                        ;

                                                      , (4)
a tam je počet rozdílů mezi uvedenými limity rovných:
                                                       z ′ = W ' ξ m ", z , = W , m , ,
                                      (5)
kde h 'm' = h , m ,, h '= 1: e '     , h , = 1: e ,         a e ′ , e , , m ' , m , na D lze
získat na výchozí hodnoty].
  [Pro hlavních hodnot G , C a D logaritmických odchylek proto platí stejné zákony,
které v XIX. Kapitola pro hlavní aritmetické hodnoty A , C a D byly odvozeny. Ale
nahradit G ,C a D v pořadí podle protokolu G , přihlaste C a log T , získáme přímo
na hlavních hodnotách G , C a T platí, že poměr odchylky zákonů.]
[Výsledek máme následující ustanovení:
      1.hodnota ústřední C je vždy mezi geometrického průměru G a nejbližších
      poměru hodnot T , protože stejný od po umístění zákony C , G a D platí.
      2.Označíme-geometrický průměr z výše uvedeného, resp. pod T leží -hodnot G
      ' , resp. G , , tak, aby:




                         e ' = log G "- log T , e , = log T - log G , ,
      takže je vzhledem k proporcionálnímu důvody:
                                 e "- e , = log G - log T , (6)
                                      G'ξG,G=ξT.
      3.Jestliže jeden určuje stejným způsobem jako v § 131, pokud jde o D , zde jde
      o D hodnotu t " z:



            kde m ′ ′ větší a m ' , menší ze dvou čísel odchylka m ' a m , představuje
            si, pak:

                                                 log C - log T = t "e"   , (7)
            rozdíl logaritmů pouze v absolutní hodnotě je po fakturovány. Za slabou
            asymetrii to následovně:


                                                                             ,
nebo s ohledem na (6):

                                       log C - log T =    (log G - log T ), (8)
rovnice, která Π obsahuje zákony pro variace poměru.]
  [Vztah mezi hlavními aritmetických hodnotami a hodnotami poměrových odchylek
nakonec produkovat následující věty.]
  Pro logaritmické průměrné hodnoty G = ∑ přihlášení : m přijata jako logaritmus
slyšel s G , které mají být označeny, tzv. geometrický průměr nebo poměr hodnota,
která je vždy do určité distribuční práva nemilosrdně o něco menší než aritmetický
průměr = ∑ : m , a (po důkaz Scheibner 2) ) následující aproximační vztah je, že
přesnější případ, menší s q Bez být označena tzv. střední kvadratická chyba. ,
di q = je:


                                                 . (9)
Poté můžete G přibližně o od odvozena.

 2) [W . Scheibner, O průměry. Výňatek z dopisu adresovaného prof Fechner
psaní. Zprávy Royal. Saxon. Gesellsch. d Scientific. Math-Phys. Třídy. V roce
1873. S. 562 FlgD.]

Mezi hustě logaritmické hodnoty D a logaritmu aritmetického hustě
hodnoty D existuje následující vztah:

                                                . (10)
To znamená, e , nižší znamená, logaritmická odchylka = ∑ λ , : m , , mod modul
naší obvyklé logaritmické systému = 0,43429, π 3,14159, jako vždy. Tento vztah je
spojen s platností logaritmické generalizaci základního zákona, a proto může být
použita pro empirické potvrzení tohoto zobecnění se.
  [ důkaz . Logaritmické nejhustší hodnota D označuje jednu logaritmické interval
všech intervalech stejné velikosti větší z. do svého držení. On je tedy tím maximálně
věrohodnostní funkce (4) při konstantním d ′ λ a d λ , , tj. o výstupní hodnoty
odchylek λ 'a λ , stanovené. Aritmetický nejhustší hodnota D , však je, že z
aritmetického intervalu mezi všemi intervaly o stejné velikosti, maximum
- Z má. Jeden se proto domnívá, tuto hodnotu platnosti logaritmického rozdělení
práva jako maximální souvisejícího konstantní funkce aritmetické intervaly
pravděpodobnosti (4). Označme proto, aritmetické odchylky od nejhustší poměru
hodnoty T o Θ '= A '- T a Θ , = T - , takže d Θ '= da' a d Θ , = - as , a
stanovena na základě definice λ ' = log '- D = log "- log T , Λ , = D - log , log
= T - log , ve funkcích (4):




                                                    . (11)
Se pak získá konstantní d Θ ' a D Θ , stanovení maxima:


                                                    ;
rovnice:


                                                             ;


                                                             .
Nyní však ′ λ a λ , podle jeho povahy pozitivní. Je proto poskytuje pouze druhou z
těchto dvou rovnic maximálně o:


                                                (12)
. dar Dosazením zde na λ , odpovídající na hodnotu D naznačovat:


                                                        λ , = D - log D , dále         ,
Získá se ve skutečnosti, vztah zastoupená (10). ]
  § 146 [ Další . Pokud v souladu s diskusemi v § 35 tohoto principu zjistí, že se
změní velikost výtisků na K.-G. jsou do značné míry závislé na velikosti vzorků,
které trpí změny, výsledek je přímo modifikace, které kromě v XIX. Hypotéza
kapitola (§ 136), vyvinutý je třeba přiložit, aby se jim podřídili logaritmické
distribuční práva.]
   [Konkrétně, pro odvození logaritmického zákona, jakož i k odvození aritmetické
zvláštních vlivy nebo okolnosti, krátce se předpokládá, že síly, které mají být příčiny
změn velikosti.Jejich počet je neurčitý velký, rovný n přijmout všechny a
podobně, W. p pro jejich zásahu, se W. q = 1 - p připadajícího na absenci jeho
účinku. Úspěch jejich výskytu, ale nyní ne více než aditivní přidané růstu zasahující,
ale je třeba považovat za násobení, tak, že místo toho, aby se + i a a +
xi poměrně ai a ai x dochází. Získá se tak na základě této změny na kopii
velikosti ai x totéž W., hypotéza je, že dříve vyvinula vzorek o
velikosti na + xi přiblížil, takže teď:


                                                        . (13)
Budeme-li předpokládat = log a i = log i , pak + x i = log (ai x ) , a získáme výraz
pro W., že logaritmus velikosti kopie, která se rovná ϖ + x i je:


                                                          . (14)
Za to, že předchozí vývoj je stejným způsobem a ve stejném rozsahu pro logaritmické
distribuční práva, pokud jen všude by = log a i u i = log i nahrazuje.]
XXII. Kolektivní úprava vztahů mezi dimenzemi. Střední
poměry.
  § 147 Potom jsem chtěl říci něco o úkolu, který hraje v kolektivech docela roli, a
jejich setkání může vhodně najít své místo zde, stejně jako oni potřebují logaritmická
léčby je umístěna bezprostředně vedle sebe.
  Bemerktermaßen nejen jednoduché rozměry objektu, ale také podmínky, z nich
mohou být čištěny společně, a již výše (oddíl I a III) jsem se zmínil v této souvislosti,
vztahy mezi rozměry lebky dané rasy a kmenových oddílů, tzv. členy nebo internodií
na graminée co může být spousta dalších příkladů lze nalézt. Pojďme se držet poměru
mezi vertikální rozměr Aa související horizontále b lebky daného plemene, co je třeba
určit pro srovnání s jinými rasami, a nastavit jako pravidlo A v čitateli, b ve
jmenovateli, i když poměr může být přijata i naopak. Poměr : b je teď trochu jiná
mezi kopiemi stejné rasy, ale pro srovnání charakteristik vůči jiným rasám se konají
pestré jednotlivých stanovení konzistentní výsledky z ní. Dá se tedy jen průměrný
poměr mezi b a na poptávce, která obecně s M [ : b se nazývá]. Podle toho, zda se má
aritmetický nebo geometrický průměr oka, kontakt A nebo G na místě M.odpovídající
objekt může být ve vztahu k sobě navzájem odpovídajících rozměrů stejné části nebo
stejných rozměrů v různých částech nejen člověka, ale každý objekt umístěný .Takže
se může požádat, jak se chová v průměru, délka prstu, že na straně druhé, je délka
jednoho člena k délce druhého člena bodce, délky k šířce vizitky, střední teplota
měsíce na druhý, atd., Stručně řečeno, stejná úloha nekonečně často představuje
  § 148 Průměrný poměr lze získat různými způsoby, ale nyní, a to zejména v
následujících oblastech s každou odpovídající hodnoty a , b se stejným indexem bude
označována. Směr pro A : b připravených příkladů lze samozřejmě pro směr B : bude
realizován.
  1) aritmetický průměr poměry [ : b ] je získána tím, že všechny individuální
hodnoty : b a dodává rozdělit jejich počet, takže:


                                                          . (1)
  2) V souhrnu znamená, říkám to, co je dosaženo, když součet všech s veškerým b ,
nebo to, co činí totéž, aritmetický průměr ze všech s aritmetickým průměrem
všech brozdělených podle vzorce:


                                                         . (2)
  Dalo by se udělat před použitím tohoto léku tvrdí, že je to spíše vztah mezi agenty
jako prostředek poměrů, ale tím, že je jeden, to je také druhý v jiných jde o agenta,
který používáme tu vůbec, není-li to podle určitého principu, mezi jednotlivými
hodnotami a , b , a to, že na rozdíl od velmi výjimečných případech, spadá do
blízkosti druhého činidla.
  3) procenta tabulka prostředky. U je vytvořen na výrobu tohoto prostředku,
hodnota : ( + b ) a b : ( + b ), a rozděluje součet druhého podle následujícího vzorce:



                                                  . (3)
  4) Geometrický průměr je reprezentována vzorcem:


                                                          , (4)
je geometrický průměr produktu z jednotlivých poměrů : b , nebo stejně platné tak,
geometrický průměr z výrobků děleno to b , a je používán v praktickým způsobem,
než při pohledu na logaritmické hodnotu ( ∑ log A - ∑ log b ) : m získat.
  Budete žádat o volbu mezi těmito různými prostředky vyhovující, jednoduchá
opatření je především v obecně, jakož i respektování vorzubemerken, že pokud je to
jen charakteristická okolností o K.-G. by měl jednat, což porovnání stejné s jinými
předměty povolených každý z uvedených zdrojů přispívá pouze z jiného úhlu
pohledu se jako charakteristická, a že tam, kde poměr : b vůbec, jen relativně málo
kolísá, vedou všechny čtyři způsoby stanovení téměř stejná hodnota . Tak, například,
se získá 10 vizitek, vytáhl náhodně z balíčku, v případě, že krátká strana s , dlouhé,
s B se označuje jako činidla:
                                  aritmeticky 0,5654
                                    sumárně 0,5634
                               procento tabulka 0,5650
                                 geometricky 0,5649.
Extrémní hodnoty a : b byly 0,5333 a 0,6053.
  Mezitím, kdy kolísání mezi A : b jsou významné, a různá pravidla prostředky může
dát výrazně jiný výsledek, a obecně je třeba určit faktory, které mohou určují výběr z
náskok před ostatními se rozhodnout.
  V tomto ohledu, lze obecně říci, že aritmetika a procentní tabulky znamená, že v
každém ohledu horší než ostatních dvou středních hodnot a obecně lze říci, že
geometrický průměr je pravděpodobné, že si zaslouží přednost, ale i shrnutí lze nalézt
užitečné uplatnění určitých okolností.
  Ve skutečnosti zpočátku trpí aritmetický průměr poměrů těchto nevýhod.
  a) Pro jednotlivé přestávky : b , aby bylo možné přidat, jeden musí nejprve snížit
každý na desetinný zlomek, který v mnoha hodnot : b je velmi únavné.
  b) sám o sobě, je nepodstatné, zda přímé hodnoty jsou : b nebo reciproční
hodnoty b : chcete používat centrální remízu s průměrným poměrem a a b , které
určí, a samozřejmě, měli byste získat obou směrech odpovídající výsledek ale to dává
tato metoda není, jak se ukázalo, je-li jeden obrátí prostředky získané ze vzájemných
hodnot, čímž se získá tzv. harmonický průměr hodnot získaných z přímého a jak se
neshodují, krátký [ a : b ] není rovno harmonický průměr 1 : [ b : ] . , například, aby
se být velmi jednoduchý příklad pouze dvou podmínek:

                                                ,     ;
tak je:


                                 ,      ,            ,            ,              ,
10 / 16 , ale je = 0,625, 6 / 10 = 0,600. Dále se liší od sebe frakcí, než v příkladu, takže
rozdíl mezi přímým a harmonický průměr je větší. V takovém K.-G., kde většina z
hodnot : bnepohybuje příliš daleko od středního hodnot, to je opravdu velmi malý,
ale obecně všude, nejsou zanedbatelné, a tento postup kvůli nejednoznačnosti jeho
výsledků V každém případě je třeba odmítnout z principu.
  c) Pokud má průměrné poměry mezi třemi hodnotami , b , c , jež budou stanoveny,
jako jsou tři poměry : b , b : c , : c možné s jejich reciprocals, a co by mohl chtít, od
dvou z těchto podmínek (ať už se přímo na třetí Derive přímé nebo vzájemné). Toto,
nicméně, je tento způsob není tím, že, například, [ : c ] nemůže dostat skutečnost,
že [ : b ] s [ b : cnásobí].
  Procentuální tabulky rozdělí to znamená, že všechny nevýhody aritmetiky. Ale
někdy najdete jak jeden a ostatní potřeby.
   Shrnutí a geometrické prostředky, jsou však bez všech těchto nevýhod. Ale ty jsi
chtěl, ale přímé aritmetický a harmonický princip rovné, ale liší se od přímých
prostředků, aby zvláštní důvěru, jeden by mohl jen držet na aritmetickou nebo
geometrický průměr přímého a harmonický průměr. Ale protože tam také
svobodných států, místo a : b , z , b :pravděpodobný než přímo úměrně, a to nejen
tím by zůstat nejednoznačnost, ale i při volbě aritmetický průměr opět vzniknout
otázka, zda dáváte přednost přímé nebo harmonické by, tak nejasnost nelze zvednout
z této strany. Po důkaz, ale já Prof Scheibner 1) dluží, geometrické průměrné poměry
uvedené na podzim na K.-G. konají zpravidla v případě, že přímá a harmonický
aritmetický průměr se liší jen málo, pozoruhodně přesně se aritmetický průměr ze
dvou spolu, a můžete najít snadno potvrdil na domácí příkladech.

 1)[Comp. W. Scheibner: "O průměru", hlásí Royal. Saxon společnost nauk. V roce
1873. S. 564 - Podle pravidel uvedených v této příloze, geometrický průměr je

přibližně rovna:             ,


harmonický průměr se rovná:                 ,
v případě , aritmetický průměr a q je střední kvadratická chyba, z nichž výše věta
následuje].


  § 149 V neposlední řadě, takže je pravděpodobné, že působí pouze na otázku, jak
daleko vhodnější ke shrnutí nebo geometrický průměr.
Nyní souhrn prostředky se doporučuje především lehkostí svého určení, protože je to
jen shrnutí všech a všechny b a oddělení potřebné částky od druhé, je však důležité,
pro obnovu geometrický průměr, všechno jen na a b překládat do logaritmy. Oba však
mají následující zásadní rozdíl ve významu.
Buďte shrnutí prostředky:



uveden, pak je zřejmé, že v případě takové kopie na obou jeho hloubku v poměru
složek a ' a b ' velké ve srovnání s ostatními by se poměr prostředky jen ještě výrazně
na poměru a ' :b ' bude záviset, do té doby "+ "" + ⋅ ⋅ ⋅ úspěch a " a "b + b "," + ⋅ ⋅
⋅ proti b ′ zmizí, a že obecně větší vzorky v souladu s jejich velikostí také získat větší
vliv na agenta. Teď je to docela v pořadí, kdy větší jedinci větší váhu přikládá ke
stanovení prostředků jako menší, což může velmi dobře být případ za určitých
okolností, a v každém případě nic v souhrnu brání znamená, že tato skutečnost s
sebou nese tolik charakteristický poměr vzhledem K.-G. vidět, než v jakémkoliv
jiném médiu poměru, což s sebou nese to jen o to, které charakterizuje objekt v jiném
smyslu.
   Na druhou stranu, to může být samozřejmě také ve sporu, aby se velké i malé
vzorky přispět stejný význam na centrální ustanovení, např. ne větší význam pro
vztah mezi horizontální a vertikální rozměr s většími hlavami, než pro ty menší, a to
jistě časté vyskytující se záměrem odpovídá geometrický průměr.
  Aritmetický a procentní tabulky znamená, odchozí výhodu, že pokud tři
podmínky A: b , b: c , : c je určena dva v centru, prostředky třetí přímý důsledek,
sdílí shrnutí znamená, že se geometrické podle po dvou má:


                                                     . (5)
  Kontrast, který předchází shrnutí znamená následující výhody oproti
geometrické. Předpokládejme, že z nich má v multi-člen objektu, jako je například
kukuřičné slámy daného typu, a to zejména, průměrný poměr jeho délky k celkové
délce čepele je určen pro každého člena stručně, je třeba jen pro některé, kteří přidat
tyto vztahy dva členy, aby aby průměrný poměr sloučeniny těchto dvou prvků na
celkové délce, což není případ s geometrickým způsobem, jak lze snadno prokázat,
které mohou být stručně vyjádřit takto: poměr znamená ustanovení pro části a celé
závěsné racionální po zkráceném řízení dohromady, než po geometrické a obecně
jakékoli jiné.
  Kromě toho, po případě se považuje za. Pojďme dát do K.-G. dochází u jiných
vzorků, u nichž jeden nebo druhý ze dvou hodnot A nebo B je nulový:, jak je,
například, při stanovení průměrné poměr mezi hmotností tuhých a měkkých částí z
různých zvířat, může opustit některé odolných dílů po celou dobu. V tomto případě je
geometrický průměr je nepoužitelný, protože v závislosti na nulovou hodnotu v
čitateli nebo jmenovateli dojde, znamená nulu nebo nekonečný. Pak můžete, ale
zastaví se jen u souhrnných prostředky, pokud nechcete, aby předložila zásadu, že
takové případy nejsou s těmi, kde a b jsou všude sjednotit ponechat konečné hodnoty
pod stejným způsobem.
  § 150 Stejně jako v každém případě tohoto předmětu prostřednictvím shrnutí a
geometrický poměr složek A a B, je určena různými způsoby, které vstupují do jeho
určení, to je, obecně řečeno, patří k úplnosti svého určení, že obě látky jsou určeny,
které nebrání, za daných okolností, ale spíše z nichž, aby se jeden před jiným
účelům 2) . To má poskytování dvou ze všeobecného příspěvku na charakteristiky
daného K. - G., jehož komponenty a b , jsou stále výhodu, že poměry obou agentů
spolu nejsou nedůležité zvláštní charakteristické pravidla, a to následující:
  1) Je-li poměr na b nezávisle na absolutní velikosti a a b pro všechny případy, je
stejný, tj. pro velké vzorky tak velké, jako pro malé, suma-marische prostředky se
rovná geometrické.
  2) Pokud se b vždy současně roste nebo klesá, ale ne obecně ve stejné situaci, tak to
může být, že poměr : b s rostoucí velikostí a b zvýší, nebo že se sníží, první z nich je
případ, kdy geometrický průměr je : b je menší než souhrn, latter, je-li větší.
  3) Je-li relativní kolísání hodnot pro jejich aritmetického průměru je roven poměrné
kolísání hodnot B podle jejich aritmetického průměru B , aby geometrický průměr je
roven souhrnu. . Jako míra relativní změna BEz zde platí A střední jednoduchý nebo
kvadratickou odchylku děleno A , a to εα : A nebo q : A , říkáme krátce P ,
odpovídající ε β : B nebo q β: B , krátký Q , pokud jde o B.
  4) v závislosti na relativní změny hodnot vidět v předchozím smyslu, aby
více A nebo B je, geometrický průměr je menší než nebo větší než souhrn.
  5) Z kombinace 1) a 2), 3) a 4) se dále vyplývá, ještě, že v závislosti na relativní
změny mezi rovno B , je větší nebo menší, je hodnota a : b , bez ohledu na
absolutních hodnot z a bje konstantní nebo rostoucí velikost dobu a b zvýší nebo sníží
[za předpokladu, že někdy hodnota je : b ukazuje pravidelné chování a pouze mezi
Constance, konstantní zisk a neustálé snižování rozhodnutí povolující].

 2) Jak dobře jste dva nebo více K.-G. v poměru jejich finančních
prostředků A a G může porovnat, můžete samozřejmě také v poměru jejich C a D ,
porovnat a dát těmto SAMT-ních výsledků v žádném případě všeobecně
proporcionální, ale já jdu do obecné diskuse tady asi nebude vypracovat. - Například,
na 237 německých mužské lebky byl střední poměr (Hor: VERTIK.) Svislé obvodu
lebky do vodorovné rozsahu souhrnně 1,2830, 1,2827 geometricky, centrálně 1,2837.
  Poté, takže můžete od poměry geometrického do souhrnných prostředky, bez
dalšího příkazu, aby přímo vyvodit závěry, zda s rostoucí velikostí objektu a tím jeho
komponenty a ab , poměr A : b všude (nebo alespoň většinou) roste nebo klesá a to,
zda jedna nebo druhá složka , b se pohybuje ve větším poměru k jejich aritmetického
průměru.
  Po důkaz pro výše uvedené věty. První anlangend, takže je shrnutí a geometrický
průměr:


                                                                       a
proti sobě. Nyní Cauchy dokazuje jeho Cours d'analyse straně. 15 a 447, které



obecně mezi v ' : b ' , a ' : b " , ... padá. Teď, když ' : b ' , " b " , ... vše se rovná A: B ,
pak mezilehlé pasti na stejné úrovni a : b , zatímco neméně geometrický průměr pro
případ rovnosti " : b ′ , " : b " , ... v : b snížena. Podle nýbrž jako rovnost mezi
jednotlivými hodnotami : b zastávek, poslouchá dobře, obecně řečeno, rovnost mezi
dvěma způsoby, a to může být teď, že : b se změnou v absolutní velikosti a b ke
zvýšení části, část snižuje, pro tento případ, můžete opravit cokoliv generále. Ale
předpokládejme, a b vzít všude s sebou současně nebo bez, ale to se děje všude ve
stejném poměru, takže je pro sadu 2) obecný důkaz, že dlužím Prof Scheibner, ale
těžkopádné a ne je základní, tak jsem raději tady odkazovat na empirické platnosti
pravidla jakýmkoli příklady domácích. A samozřejmě, pravidlo bude platit i pro
případ, i když jen a b ve většině případů s sebou zvýšení nebo snížení ve stejnou
dobu. Třetí a čtvrtý set anlangend, takže jsou důsledkem Scheibner 3) vzhledem k
poměru mezi aritmetickým a geometrickým prostřednictvím jednoduchých
hodnot. Dále má po nastavení z P a Q jako Q : A a Q Β : B :
                                                ;


                                                            (6)
z nichž věty 3) a 4) následovat. Nyní jsou již dotčené pouze orientační vzorce, ale
směr výsledků se nemění vynechaných malé podmínek. Sada 5) vyplývá z
předchůdce.

       3)   ["O Average" lc]
  § 151 Ve výše (§ 148), určenou cílovou cestu G [ : b ] použití logaritmů je
používán pouze pro zjednodušení výpočtu, ale potřeby jejich použití je hlubší.
  Vzniká tedy otázka, zda, jak jednotlivé rozměry dobu a b , a jejich poměry : b je
naše distribuční zákony vložit, studie, ve které pak však pokles
jednotlivce : b nemůže být ušetřen od počátku, ale zřejmé, v souladu s připomínkami,
které bylo doposud, že totéž nelze očekávat něco od aritmetické léčby, zatímco bylo
takové, že po prohlídce nejhustší hodnotu log ( a: b ) odchylky jednotlivých
protokolu ( a : b ) téhož na naše distribuční zákony dodat, kulminovat nejvhodnější
pro vyšetřování K.-G. našel potvrdil.
  [Pro ilustraci na příkladu, vybrat poměr horizontální na vertikální obvodu rozsahu
(přesněji, vrchol ohybu) 500 evropských mužů lebek, které jsou poskytovány prof
WELCKER které mám k dispozici. Vzhledem k tomu, horizontální rozsah je trvale
vyšší než vertikální - nejmenší horizontální obvod (o něco Rusy) je 465 mm, s
největší vrchol ohybu (pro lebkou z okolí Halle) je 448 mm - takže poměry jsou
všechny nesprávné frakce a jejich logaritmy pozitivní. Minimální z poměru hodnot se
rovná 1,211, maximálně se rovná 1,403.Logaritmická hodnoty tedy liší mezi mezích
0,083 a 0,147, a mají průměr G 1 = 0,1073, tak, že geometrický průměr G 1 se rovná
poměru 1,280. Zvolíme-li jako logaritmické interval i =0,003 a spodní hranici
prvního intervalu hodnotu 0,0825, získáme následující srovnávací tabulku mezi
empirické a vyžadují logaritmických distribuční práva teoretické hodnoty:


 Poměr horizontální rozsahu a na svislé v rozsahu (vrchol oblouku) , b pro 500
                          evropských mužů lebky.
                  = log - log b , i = 0,003, m = 500, G 1 = 0,1073; G 1 = 1.280.

                           α                   z
                                  empir.       theor
                       -          -            1
                       0084       l            2
                       0087       4            5
                       0090       12           10
                       0093       17           19
                       0096       29           32
                       0099       47           46
                       0102       64           58.5
                       0105       64           65
                       0108       67           64
                       0111       61           58
                       0114       45           47
                       0117       36           36
                       0,120      28           24.5
                       0123       11           15
                      0126         7             9
                      0129         3             4.5
                      0132         2             3
                      0135         1             0.5
                      0138         0             -
                      0141         0             -
                      0144         0             -
                      0147         1             -
                      Součet       500           500


                               G 2 = 0,1073 G 2 = 1.280
                                C = 0,1070 C = 1,279
                               D i = 0,1068 T i = 1,279
                               D p = 0,1060 T p = 1,276
                                       e '= 0,0079
                                       e , = 0,0066
                                        m '= 272.5
                                       m , = 227,5
                                        h '= 7142
                                       h , = 85,48.
Je třeba poznamenat, že D i není odvoditelné z výše uvedené tabulky přímo empiricky
hustě představuje hodnotu (což je poměrně rovná 0,1075), ale v průměru ze tří
vypočtená ze tří možných vrstev snížení hodnoty: 0,1075, 0, 1085; 0,1043. Byl
vybrán Toto ustanovení proto, že zde postavení snížení velký vliv na náhodné
umístění D i , zatímco G 2 a C téměř zcela v souladu s výsledky z hodnot primárních
tabulky. Asymetrie je slabý, jako i my



V blízkosti se ¼ π = 0,785 zápasy. dohoda mezi empirickým a teoretickým z. hodnot,
ale je vyhovující, není pochyb.]



XXIII. Závislost vztahy
   § 152 Někdo se může zeptat, zda jsou průměrné teploty v následujících letech se
liší podle čistých zákony shody okolností nebo vykazují určitou závislost v jejich
posloupnosti navzájem, je otázka, která může být použita k mnoha obdobných
případech. Nyní závislost vztahy různé, a testy mohou být tedy vést je různými
způsoby. Jedním z nejjednodušších otázek a studijních cest bez připojení se na
následující poznámku.
     Beru seznam vylosovaná čísla loterie. Jeden takový příklad, začíná:
                                            26 826 _
                                            21 460 +
                                            31 094 _
                                            22 120 _
                                           16 226 (+)
Mám na mysli, jak stojí, jakýkoliv pokles z jednoho na další číslo s -, každý nárůst o
+ a dostat se tak, aniž by se uchylovat k první číslo následující řady: - + - a to aniž by
se uchylovat k prvnímu znamení, dvě změny znakových a sekvence totožné znaky,
nebo jestli mám přístup jak s číslem jako znaky: - + - + a čtyři zde uvedené výměny a
výsledku; obecně, když mám počet čísel m a počet změn a důsledků z hovoru, první,
pokud z = m - 2 V posledně uvedeném případě z = m. bývalý hot metoda a, druhá
metoda b.
  Mohu se metoda nebo b platí, najdu ve velkém m , počet znamení změn tak
přibližně o rovná dvojnásobku počtu strun, že jsem jeden na W. W. jako ostatní
dva : jeden může předpokládat, 1) . Tento zákon náhody.

1)[Teoreticky, tento poměr je odvozen z poznámkou, že tři hodnoty , b , c, které jsou
bez Successionsabhängigkeit, se stejnou pravděpodobností v každém ze šesti
dědictví:
                           , b, c , c , b, , b , a, c, c, a, b, a, c, b,


                                                                                 b, c,
může nastat tak, že, například, je-li < b < c , první dvě dědictví každý řetězec, který
někdy vede čtyři poslední jednom znamení změny, a v důsledku toho W. řetězec
rovnající se 1 / 3 na W. znaku chenwechsels se rovná 2 / 3, je třeba nastavit.]



  Je-li však, závislost na po sobě jdoucích čísel, druhů zásob, které se dostali do
kontinua do určitého intervalu se opět na zem, takže se počet řetězců by se zvýšila i
přes předchozí vztah. Ano, v případě, že závislost vždy odešel stejným směrem,
bychom podle způsobu a hlasitěji struny na metody BM - dostanete 2 epizody, 2
změny.
  Pojďme se držet postupu na stojan a zavolejte na číslo výměny w , důsledky f , pak
plná nezávislost by f = 1 / 3 Z , plná závislost f = z a částečné závislosti
hodnot f charakterizuje mezi těmito , a to je míra částečné závislosti na
daném F a Z se nachází ve vztahu, ve kterém přebytek f je nad úrovní plného
nezávisle na celkovém přebytku plné závislosti na zcela nezávisle, to znamená, že
pokud se toto měření se závislostí jmenovat.:

                                                      Dep =         . (1)
Mezitím, f kvůli konečného m nejisté, a tato nejistota ABH se jedná s. Stanovení této
nejistoty je zahrnuta v hodnotě ABH jako pravděpodobné chyby.
  [Člověk dělá toto rozhodnutí na základě výpočtu pravděpodobné omezení,
vyplývající z obrácení tzv. Bernoulliho-ního teorému pro W. řetězce, na základě
zjištěných hodnot f a zvzniknout. Vydáme-li se neznámý W. na výskyt řetězce se
rovná x , W. změna znaménka rovná se 1 - x , takže je citoval větu z teorie
pravděpodobnosti 2) Podle W.:


                                                   (2)
že hodnota x mezi hranicemi:


                                        a                 (2a)
lež. Nyní W = ½ hodnota c = 0,476 94, pravděpodobné limity jsou x se rovná:


                                                  . (3)
Pravděpodobné limity ABH jsou tedy rovná:


                                                     . (4)
Je tedy jeden proti jednomu se vsadit, že výše definované míra závislosti není menší
než dolní a ne vyšší, než je horní dvou stanovených mezí.]

2)   [Comp. Přednášky Meyerové o teorii pravděpodobnosti Kap.VII.]


  [To samé se dá také předpokládat, záporné hodnoty, což ukazuje na závislost, která
se vyznačuje převládající - je známo, že změnu charakteru - tím, že stojí v krajním
případě. To vyžaduje, aby počet F řetězce pod hodnotu 1 / 3 Z bude klesat a v
limitním případě je 0.]
 § 153 [Žádost o závislost opatření (4) zkoumat posloupnosti závislost
meteorologické měsíc a den hodnotami vede k následujícím výsledkům.]
  [DOVE je v jednom ze svých spisů 3) na řadě míst se "odchylky jednotlivých
měsících mnohem krátkodobých průměrných hodnot stejného" dohromady. Z
Berlína, tato kompilace se vztahuje na období 1719-1849 s neúspěchy jen 3 až 7 let
každý měsíc. Z tohoto výsledku, společně, v závislosti na způsobu všech
měsíců a 1421 posloupností znaků, a to 913 a 508 znaky změní řetězce. W. x řetězec
má tedy pravděpodobné limity:


                                                       nebo 0,3575 ± 0,0086;
z nichž jeden
                                                       Dep = 0,036 ± 0,013
obdrží.]


3)[Zpráva o 1848 a 1849 zaměstnán v průběhu let na stanicích meteorologických
ústavu pozorování. Berlín 1851. S. XX FlgD.]



  [V holandském roku knize Meteorologie 4) jeden najde tabulky denního teploměru
a barometru odchylek od běžného denního registru nalezeno z mnoha let pozorování
pro každý měsíc v roce. Pozorování stránky jsou různé meteorologické stanice v
zemi, a doba pozorování určité hodiny dne, kdy jak normální stav a hodnoty
směrodatné odchylky jsou. Toto zákonné nárůst nebo pokles teploměru a barometru
se provádí v měsíci zákona, takže závislost posloupnost není ovlivňována. Vybrala
jsem si hodnoty uvedené pro Utrechtu v měsíci lednu během období 10 let 1884 -
1893, v poledne, 2 hodiny. Stejná metoda dal, po dobu 298 dědických postav. Mezi
nimi bylo 129 struny a 169 znaky změnit, za barometr Odchylky 153 strun a 145
znaky změní na teploměru odchylek. PROTO se nachází na bývalé pravděpodobné
limity W. řetězec rovná:
                                                       0,433 ± 0,019
a:
                                                     Dep = 0,149 ± 0,029;
za druhé, nicméně, jak pravděpodobné limity W. řetězec:
                                                          0.513 ± 0.020 a:
                                                       Dep = 0,270 ± 0,029.
V souladu s vlastní denní teploměr a barometr odchylek určitý nástupnictví závislost,
zatímco stejný pro měsíčních teplotních odchylek - jak je uvedeno v § 20 -. Se ukáže
s malou rozhodností]


4)[Meteorologické ročenka, uitgegeven dveře het Kon. Nederlandsch meteorologický
ústav. "Thermoen barometr afwijkingen".]


  [Denní výšky srážky, jsou však - v souladu s poznámkou v § 21 - bez větších
sukcese závislosti. Ve skutečnosti, je výsledek v XXI. Kapitola vybrán jako příklad
logaritmických léčby výškách deštných měsíce ledna pro Ženevě od 1845-1892 pod
475 dědění znaků 165 stejného charakteru. Zde jsou všechny 477 hodnoty jsou
kombinovány v závislosti na jejich pořadí v čase za sebou, a dědění ze stejných
hodnot střídavě zvyšuje a snižuje béžová vypočtena. Tak je k dispozici:
                                                    Dep = 0,022 ± 0,022.
Od této hodnoty se významně neliší míru závislosti na původním seznamu rekrutů
rozměrů, jejichž posloupnost závislost je považován od počátku za irelevantní,
protože není jasné, jak rekrutů měření Aushebungsgeschäftes významná závislost v
pořadí měření by měl být schopen vzniknout. Pro série 360 studentů rekrutuje
rozměry, v kap. sloužil na probační XX extrémních zákonů, a to v důsledku 125
struny a 233 znaků změny, které
                                                      Dep = 0,023 ± 0,025
bude. V obou případech se limity závislé opatření jsou hodnoty 0 v ideálním případě
zcela nezávisle.]
   § 154 [Další způsob, jak vyšetřování nástupnictví závislost byla uvedená v § 20
současně s již dříve diskutovali. Je založen na pozorování, že při zcela nezávisle a
bez rušení od nevyvážených nepředvídané počet sekvencí dvou výše nebo dva pod
hodnotou středního C leží rozměrové hodnoty se rovnají je počet změn mezi dvěma
nad a pod C ležící hodnoty.Konkrétně, hodnoty nad C od +, hodnoty pod C označeny
-, W. kladná hodnota, je stejně velká jako W. negativní, takže je dokonce zcela
nezávisle, každý ze čtyř možných dědictví: + +; -, + - - + stejně
pravděpodobné. Nicméně, první dvě, aby každý řetězec, poslední dva mají každý
změnu znamení, takže je i řetězec a změna charakteru pro W. ½. Pokud se jedna najde
pro zacházeno tímto způsobem uvedeným hodnot f řetězců a w změny znakových na
dostatečně velkém počtu z = f + w dědictví postav, jako je možné nad pravděpodobné
limity pro neznámého W. x řetězec od inverze Bernoulliho věta, která se rovná:



lze nalézt. Zde je hodnota f : Z do odehrává částečné nástupnictví závislosti, které
odhalí sebe jako akumulaci účinků v porovnání se změnami, mezi hodnotami ½, která
se vztahuje k plné nezávislosti, a hodnoty 1, že pro f = z původního závislost
uvedením držení. Jeden tedy může obrátit v poměru přebytku částečné závislosti přes
plnou nezávislost, to znamená, že vypočtená x vítězství nad ½ celkových přebytků
úplná závislost na plné nezávislosti di 1 na ½, míra závislosti a


                                                                Dep =               , (5)
nebo, je-li pro x jsou přijata pravděpodobné limity,
                                          Dep

=                                                 (6)
dát. I tento stupeň závislost rezerv pro záporné hodnoty jeho význam pak ukazuje
převahu W. změny označení na W. řetězec.]
  [Jako příklad tohoto stanovení závislosti slouží část, počet měsíčních změnách v
Berlíně, další část z řady nováčků hmoty, jejichž posloupnost závislostí byly
vypočteny podle vzorce (4), tak, že ve stejné době, srovnání mezi dvěma režimy
stanovení je možné.]
  [Co se týče prvního měsíce odchylek je střední hodnota pro každý měsíc C pro
stanovení. Totéž klesne pod dobu několika měsíců, pro větší počet měsíců výše
příslušný znamená, že mnoho let. To může, ale - co je aplikace této metody mnohem
jednodušší - dobře, průměrná sám být přijata jako hodnota centru, takže kladné a
záporné hodnoty směrodatné odchylky jako + hodnoty a současně - může požádat
hodnoty ve smyslu naší metody. Za 12 měsíců se projevily dohromady, po stanovení
centrální hodnot je 768 strun a 665 znaků změnit, v přímém vztahu k průměrným
hodnotám, nicméně, tam jsou 769 struny a 664 znaky spínací a proto žádný
významný rozdíl v míře závislosti s ní. Z dřívější ustanovení za následek, jak
pravděpodobné limity pro W. řetězec hodnot:
                                                    0,536 ± 0,009;
z druhé hodnoty:
                                                    0,537 ± 0,009;
a prvním případě je:
                                          Dep = 0,072 ± 0,018
V posledně uvedeném případě:
                                              Dep = 0,073 ± 0,018.
Tedy, zde míra závislosti (6) vede k větší hodnoty, jako je míra závislosti (4).]
  [Hodnota Centrální C ze 360 rekrutů rozměrů se nachází rovná 71,75. Poté dopřát
pod 359 dědických postav 165 řetězců a 194 znaky mohou změnit. Pravděpodobné
limity pro W. objednávku jsou proto:
                                       0,460 ± 0,018
a:
                                     Dep = - 0,081 ± 0,035.
V souladu s tím se získá v tomto případě relativně menší hodnotu, než je obecného
vzorce (4), ale liší se od stejné ve větší míře od ideálních hodnot 0].
  § 155 [Závislost (šest), může být také stanovení alternativní funkce dvou rozměrů
multi-dimenzionální K.-G. nebo různých rozměrů, ale čas souvisejících K.-G. být
provozuschopné.Pro tento účel se označení růstu každého z obou rozměrů ve
srovnání s +, odstraněním prostřednictvím - tak, že soubor m dvojic souvisejících
hodnot m - 1 párů znaky +, -, + -, - + je charakterizován. Z nich, protože mnoho
řetězce jsou změny označení na úplné nezávislosti dvou rozměrech od sebe a bez
přídavku Připojit nesymetrické eventuality, jak W. se předpokládá, že na stejný pro
každý ze čtyř typů znaků párů. To je proto, pokud v rámci z. pozorování f důsledky
a w změn dochází k výpočtu W. řetězec obecného vzorce (3), a k určení míry
závislosti podle vzorce (6).]
  Tak, například, mezi velikostí vodorovné rozsahu a svislé vrcholu oblouku 500
evropských mužů lebky, která sloužila k léčení vztahů mezi rozměrů jako například v
předchozí kapitole, závislost, která může být určena metodou následujícím
způsobem. Na 500 lebky hmotnost jsou v původním seznamu v 34 skupinách 6-30
Skull shrnout (první dva obsahují 20 Breisgauer a 15 Švábska, a poslední dvě šest
Srbů a 22 Velké Rusi) v každé skupině, ale rozsah zvýšením horizontální měřítko je
objednat. Napočítal jsem se pro každou skupinu počtu stringů a změny charakteru,
které by mohly vzniknout v průběhu dvou porovnávaných hodnot, případy, ve
kterých došlo k zastavení ve změně obou rozměrů, polovina epizod a půl Přejdi byly
očíslovány. Poté, až 273 řetězců a 193 znaků, změnit najít mezi 466 párů znaků tak,
aby:


                                     Abh
odhalil.]
   [Druhý příklad vezmu profesora WELCKER v eseji 5) : "kapacity a tři hlavní
průměr lebky" hlásil rozměry vnitřku I a délky L, šířka B a výška H 101 lebek z
různých národů, zejména závislost WELCKER specifické "Schädelmodulus" L + B +
H , a produkt L ξ B ξ H vypočítat přidružené vnitřní prostor. Je-li osoba, seřazených
podle ke zvýšení vnitřní skupiny plocha lebky, jejichž počet je 13, zde považovány
jakož i s ohledem na skupiny na horizontální nebo vertikální rozměry bylo uvedeno,
výsledek jak pro L + W + H a I , jakož i pro L. B. H a I, 59,5 řetězce ve srovnání s
26,5 znamení změn mezi 86 párů znaků. Je tedy jak pro závislost součtu jako součin
tří hlavních průměr vnitřního prostoru:


                                 Dep =            ± 1,3490              = 0,384 ±
            0,067
nastavení. To může být, stejně jako prof WELCKER ukazuje, v uvedeném pojednání,
obě hodnoty L + B + H , než ty z L ξ B ξ H , přidělí průměrné vnitřní hodnoty v
tabulkách, které ji umožňují, na základě naměřené hodnoty součtu nebo Produkt ze tří
hlavních průměr určit aproximovat související vnitřek lebky.]

       5)   [Archiv antropologie, svazek XVI, č. 1 a 2 S. 72. FlgD.]
  [Zhoršení určení závislost je dosaženo, když je považována velikost růstu nebo
snížení rozměrů ve srovnání. To může být provedeno na základě stanovení hmotnosti
pozorovaných řetězce a změny charakteru následujícím způsobem. Ty dodávají
charakter dvojice hmotnost 1, pokud jakákoli zvýšení rozměru jednotky nebo klesá, a
nastavit PROTO hmotnost každé dvojice znaků se rovná součinu dvou veličin na
každé ze dvou dimenzí, které zvýší nebo sníží. Tímto způsobem, v místě posledního
uvedeného stanovení součtu funkce a produkty ze tří hlavních průměrem a vnitřním
prostorem lebky pro L + B + H , a I :
                                                         Dep = 0,8436 ± 0,0012
pro L ⋅ B ⋅ H a I :
                                                        Dep = 0,8387 ± 0,0008
v prvním případě pro f a w hodnoty 45641 a 3871, druhé, pokud se vyskytují hodnoty
99886 a 8763. Jak se dalo očekávat, míra závislosti se stala podstatně větší, bez
významného rozdílu mezi poměrem závislost L + B + H a I, a to L ⋅ B ⋅ H a I je
patrný. Z tohoto důvodu, když - jak verze WELCKER'schen ukazují, - výrobek ze tří
průměrů citlivější měřítkem interiéru zaujímá jako jejich součtu, je třeba poznamenat,
že naše metoda, alespoň v relativně nízkém počtu 101 lebek, jako rozdíl není
dovoleno. Kromě toho, protože to Ahhängigkeitsbestimmung není ovlivňován
absolutní velikosti ve srovnání rozměrů, ale je založen pouze na zvýšení a snížení,
může to být také žádný číselný důkaz, že - jak je také WELCKER'sche pojednání učí
- sdružení tabulkové vnitřních hodnot je mnohem přesnější, aby součet tří hlavních
průměru, kdy tzv. šířka index lebky, to znamená, že je poměr mezi jeho šířce a délce,
v úvahu, a proto lebky dolichocephaler, mesocephaler brachycephaler formě a být
řešeny samostatně. Pro tento účel, jsou poměry mezi součtem tří průměrů na jedné
straně a na vnitřní prostor by měl být předmětem jiné, až na šířku indexu kolektivního
léčby.] XXIV o prostorové a časové souvislosti s variací rekrutů
velikosti.



  § 156 Plodiny, aby byl v závislosti na povaze let nejen na jiný příjem, ne, ale také
růst v různých letech snímku až do různé výšky, zejména v závislosti na teplotních a
vlhkostních podmínek, různých ročníků. Jako takové, tyto poměry větší plochy půdy
se spojily, budou, jejich vliv na růst rostlin ve spojení do všech částí těchto cest tvrdí,
ale mění se od stopami, s cílem změnit tyto podmínky pro to.
  Otázkou je, zda velikost narodil ve stejném roce přechody lidé se koná něco, co
odpovídá, zda se změní povahu ročníků v některých souvisících pro souvislé plochy
pozemků, snad se změnami rostlin i v kontextu. Nyní lze jistě předpokládat, jako
rostlina téměř odpovídající přímým vlivem teplotních a vlhkostních podmínek na růst
lidí, ani lidé nemají rostou jako z plodin v každém roce od semene zoom nového,
přesto ukončit svou existenci ve stejné let od tak, že budete mít při věnovat pozornost
pouze na okolnosti rok, ale bylo by možné, že plodnost roku o stravě svých rodičů v
době výroby dítěte nebo během těhotenství, nebo samotné dítě během vegetačního
období, zejména první, ovlivnil také vyjádřil nepřímý vliv na růst dítěte, a pokud
opravdu růst rostlin a lidí, kteří se mění v kontextu. To závisí na stravě podmínky lidí
v zemi, která není jen plodnost let od, ani války a stavu klidu, stav průmyslu a
obchodu se na vliv, mohou být považovány nejen poměry výživa, ani nic fyzického a
duševní sílu a zdraví z rodičů má vliv na dobu generování dítěte a těhotenství v určité
zemi v souvislosti, možná i epidemie, a dokonce i kosmické vlivy. Stručně řečeno, to
není na rozpacích, zjistit možné příčiny, že průměrná velikost těch, narozený ve
stejném roce lidmi na větší vzdálenosti v souvislosti prostoru, jakož i rostlin, a to buď
s nebo bez vztahu k těmto změnám. Jedinou otázkou je, především, zda je možné
zjistit skutečnost, že takové spojení přes větší či menší plochy půdy, a po vyšetřování
se ukáže, že je tomu tak. Kromě toho, bude následující analýza zabývat otázkou, zda
jsou vlivy, které působí na změnu velikosti a časové souvislosti druhu ukazují, že
namísto nepravidelné, ve smyslu nevyvážené nepředvídatelné, střídavý vzestup a pád
rozměry velikosti v průběhu let vždy několik ročníků jsou skloněny k sobě navzájem,
se zvednout a opět další pokles. Za dvacet ročníků saských studentů rekrutuje nic
nebude detekován typ, ale výsledky v více asertivní, aby výsledek vintage belgických
rekruty.
  Kromě dvou předchozích otázek, jsem také zkoumal otázku, zda by mohl objevit
vztah mezi cenami hlavních plodin, k nimž došlo kolem Gehurtszeit nováčků, a
průměrné velikosti výrobků, které vyplývají z tohoto času rekrutů, a mám toto šetření
v Reclam je hygienistischer časopis "Zdraví" (1876) uvádí 1) , neboť to vedlo k
výrazně negativním výsledkem, tak jsem to folgends zpět.

 1) [studie o prostorové a časové korelace v rozmanitosti lidské velikosti Část IV: O
otázce, jak velikost pohybu rekrutů spojených s pohybem cen ovoce kolem doby
porodu. "Zdraví", I.Jahrgang, S, 54 FlgD.]

   Ke studiu na otázky, které se zde řeší, ale sjednotit v každém případě rekrutuje
několik rozměry příznivých podmínek, dalo by se říci, že jsou jako z ní, jsou také
jediným materiálem, který stojí až dosud takové vyšetřování k nabízení. Jakmile jsou
rekruti měření provádějí každý rok skupinu lidí, kteří již v tomto roce, 20, 19 nebo 18
let v závislosti na rozmanitosti zemí, se narodili. Za druhé, rekruti měření rozšíří na
všechny kultivované země s delší období jsou stanoveny pro celé země, částí země,
okresů, měst, čímž byla dána příležitost zkoumat dopad širších a další specifické
účinky na větším měřítku poměrně. Za třetí, počet jednotlivých měření, a to i pro
středně čtvrti, více tak vyvstává náhradu nevýhodu pro celou provincii, nebo v celé
zemi, každý rok probíhá již velmi velké, což bemerktermaßen, by jinak jistě jeví jako
velmi závažné, že jsou velmi nepřesné detail skutečnosti.
   Z mé strany, celé vyšetřování bylo na předchozí otázky, jen vzhledem k velmi
omezenému materiálu, který jsem měl v saských a belgických opatření, provedených
ve vztahu, jaká část to byl důvod, proč nemám vorfand další užitečné materiály,
jednak, že toto šetření kdy byla provedena pouze jako vedlejší vyšetření. Vzhledem k
tomu, ze Saska bych mohl mít asi ještě dát Urlisten jiných částí země a pozdějších
ročníků později, ale už pracuje přes materiálu dříve použitého byl čas a
gedulderschöpfend. Obecnější dotaz do otázek zde léčených nikdy nemůže být jen
záležitostí statistických institucí, které mají dostatečné mechanické počítací síly může
přikázat s rozsáhlými materiály, které jsou přijatá ve skutečnosti takovými studiemi
značně nároků. V tom všem je pravděpodobné, že po vyšetřování, tak daleko, že je
třeba udělat, aby dvojí zájem, jednou, že uvedená a diskutovali, na které takové
vyšetřování vést vůbec, jednak ve stále pozoruhodné výsledky, které tím zajistit pro
omezené prostory cest a epochy byly získány, které obsahuje výzvu pro ostatní, aby
přidělil vyšetřování další důsledek.
  Mezi tyto výhody, které by mohly nabídnout rekrutů rozměry jako základ pro
šetření tohoto druhu kdekoliv, jen politováníhodné, jak již bylo dotkl dříve, že ve
statistických prací, kde by museli hledat údajů o vhodné v každém účelu obvykle
formuláře jsou prezentovány. Roční průměrné hodnoty částečně nenajdete, částečně
neberou v dostatečné míře nebo důsledek, specializace, zaměření a datové grafy,
pokud vím, ty nikdy nastaven tak, že ty by mohly být vypracovány s přesností
smlouvy, jejich čerpání z Urlisten, ale vyžaduje únavnou práci, a zprostředkování
Urlisten sám není nikde přikázání.
  § 157 Poté, obecné označení způsobu vyšetřování.
  Vyzýváme všechny změny v proměnné z jednoho roku bude další pohyb na
velikosti a mluvit o souběhu pohybu dvou proměnných, například roční průměr z
měření rekrutů ve dvou přilehlých částech země, kdy se vzájemné pohyby mají stejný
směr, ve snížení nebo zvýšení, aniž by se ptali, jak by bylo zapotřebí v matematickém
smyslu slova paralelismu, že změna obou proměnných byla ve srovnání také stejnou
velikost, nebo jít přímo úměrná k sobě, stačí, když to odpovídá pouze ve
směru. Případ paralelismu bude používat |, Antiparallelismus, případ
Nichtparallelismus nebo, jak říkáme u | ∀ odkazoval se na: číslo | | pod daným
číslem Z porovnávaných případů pohybu s p , že ∀ s q . Není-li závislost obou
proměnných v držení od sebe navzájem, nebo ze společné věci, bylo by to ve snaze o
větší počet let, a proto případy pohybu | | s ∀ indiferentní změny, a počet a to jak
blízko sebe, tj. až do nevyvážených podmíněných musí být stejné. Pokud by všechny
případy dopadne paralelně, takže by si člověk musel dospět k závěru, že příčinou
nebo složení příčin, působící na pohyb dvou velikostí, to vše působí v opačném
smyslu převládá stále. Kdyby jen významná převaha | | o ∋ konat, bylo by to v
souladu s větší nadváhy můžete také najít to více pravděpodobné, že společný vliv
příslušných podmínek, i když probíhají, ale přesto někdy Převaha opačných vlivů je
pokoj. Je-li konečně, ∀ dochází výlučně nebo převážně velmi by to nedokazuje o
nezávislost dvou velikostech od sebe, ale že stejný účinek, který působí tak, že
zvýšení velikosti jednoho, působí tak, že snižuje druhé.
   Kromě podobnosti a Antiparallelismus ve smyslu uvedeném, velikost pohybů
nebere, ale nyní můžete i stáhnout tuto velikost v úvahu podle W. závislost nebo
společný vliv podstatně lepší, když s výhodou silné hnutí jsou, ve kterém
paralelismus nebo výlučně nebo v převážné show (ve skutečnosti protikladů)
Antiparallelismus, kdo se slabšími hnutí však musí brát v úvahu vliv nevyvážené
nepředvídané výdaje, a proto je v případech, kdy větší počet kohort přítomných (jako
v Tabulka III, viz § 160), použitelné poté, co jste uveden pouze pohyby v závislosti
na pořadí ročníků, aby zjistili, zda není poměr | | a ∋ nápadné změny v průběhu času,
ale také se vrátil k objednání hybnosti, kteří vykonávají jednu nebo jinou velikost,
kde je vhodné stavu společných případech ovlivňujících přednostně na straně větší,
irelevantní a lhostejného výměnu musí být podána společně na straně menších
pohybů by měl být přijatelný takový vliv.
  Zde klade otázku, zda váha, co si případ | | nebo ∋ se připojit k součtu nebo součinu
příchozí hybnosti do něj je, aby se proporcionální. Nesporné, že výrobky, protože
pokud jedna z těchto dvou hnutí, které jdou do případu je nulová, hmotnost případě,
kravatu mezi | | a ∋ musí být nulová, a proto, že rovnoběžnost mezi pozitivními hnutí,
které se vztahují stejnou měrou mezi negativními pohyby co lze získat pouze
součinem těchto dvou pohybů.
  To znamená, že je to dokonce bezpečnější než rozsudku pouhé číslo | a | ∀ vyhrát
na účet závaží. Vezměte pohyb výrobků souvisejících proměnných pro oba | |
jako ∀ zvlášť, zavolejte součet prvního P , druhý- Q , a soudce dnes, spíše než v
poměru, nebo proporcionální rozdíly z p do q , po tom P na Q . hledání společného
vliv má být přijatelný, je třeba nejen vždy významnou přiměřený převaha jedné z
těchto dvou hodnot P , Q probíhat po druhé, ale také relativní rozdíl p na q je
překročena, krátká ( P - Q ) : ( P + Q ) na absolutních hodnot o více než ( p - q ) : ( p
+ q je být), neboť v takovém stavu, větší váha velkých případů není ve prospěch
vlivu v úvahu. Tak to je v každém případě vhodné jak p a q jako P aQ určit, aby v
případě, že je posílena z chování nejprve je třeba vyvodit závěr, nikoliv chování th
dva, aby se společný vliv na pochybné .
   Bezpečnost obvodu bude stále roste na jedné straně s počtem případů pohybu Z , na
straně druhé, velikost relativních rozdílů


                                                   .
Pro příliš malý z. , nebo dokonce nízká relativní přebytky mohou někdy táhnout
žádný pozoruhodný výsledek: více jak zvýšit, a ve stále větším poměru vzrostl, druhý
přes první, blíže W. Vliv jistoty a to by nepochybně zabránit nic dělat přesné
ustanovení pravděpodobnosti v této souvislosti, které jsem se jít do tady, ale 2) .

 2)[Comp. tento § 155 Je pouze nutné interpretovat paralelismus jako řetězec, na
Antiparallelismus jako znamení změny vyhrát přímé spojení s místními předpisy.]
   § 158 Pohyb stupně se očekává, že v každém z hlavních hodnot A, C, D mohou být
sledovány, nejlehčí určení poskytnout praktické vyrážka, ale i v tomto směru, C je
větší výhodu, protože je stále možné získat z Rekrutenmaßtafeln, ve kterém v
závislosti na tak obyčejnou chybu Vorzahl a Nachzahl není Vorsumme a Nachsumme
je uvedeno. Ale Podívej se na vzniku rozvaděči náhradní všechno, se doporučuje
následující postup. My počítáme počet dimenzí, z nichž menší, a ti, kteří jsou větší
než jednou a pro všechny určité úrovni nebo malé Maßintervall, zavolejte na číslo
prvního k., ostatní g a soudce se po rovnoběžnosti nebo Antiparallelismus
vztah g : K nebo g : m . V belgickém způsobem, jsem přijal interval 1.618-
1.643milimetr o tom, kde pak g , počet dimenzí znamená, že je větší než horní, a k
počtu těch, které jsou menší, než je dolní mez tohoto intervalu, a na základě
přezkoumání naučí, že rozhodnutí dále se rozhodnutí pod C asi pravda, protože jsem
belgickým rozměry g : k a g : m poměrně částečně s C . 'jsem aplikuje od mě, ale na
saských rozměrech kompletní základní desky na jeho příkaz, z nichž přesné
aritmetický průměr 1 lze vyvodit, takže jsem pořád mě tady na to.
  Od hodnoty A 1 , 2 , C , g : k , g : m nemění přesně proporcionální, takže by však v
malém m a slabé pohybu na jedné nebo druhé z těchto hodnot se vyskytují rozdíly v
závislosti na srovnávací uskutečňování změn; ale pro větší m a silnější pohyb, který
může být jen někdy obrovský výsledek, souběžnost, pokud taková je nezbytné,
nemůže být obtěžován. To by mohlo být pro A 1 (primární), 2 (snížené) a C (snížení) o
srovnání v tomto ohledu dvaceti kohort studentů rekrutů upozornění panelu.
                O prostorovém kontextu variant rekrutů velikosti.
  § 159 V nyní, nic pozoruhodného, je, že průměrná velikost rekrutuje se liší na
stejném místě, pro toho, kdo v souboru náhodných okolností, které závisí na velikosti
a růstu jedince, lze očekávat, že rozdíly v něm až úplně stejné, se pomocí kontrakce
hodnot, rok druhé váhy. Nicméně, to může zdát zarážející, že výkyvy velikosti střední
nováčků mezi jednotlivými roky jsou dostatečně velké, aby soutěžit s měřením
rekrutů svěřeného se cítil i bez kontrakce prostředky. Tak mi řekli, v Lipsku
okresního úřadu, o němž jsem dohonil seznamy pro rekruty Lipsko, že mluvíme o
dobrých a špatných ročníků v tomto ohledu, a vyšší rakouský důstojník, který po
mnoho let předpokládá měření rekruty, uvedl jako jeden k němu my, v tomto ohledu
předloženy poznámkách řekl, tímto ještě nemůže být pochyb, že rekruti velikost
změny od roku. Já sám jsem byl ve skutečnosti si všiml, když jsem behufs svůj
Obecné přezkoumání aritmetický průměr 17 let uličky v Lipsku Rozměry navrhl, aby
poslední narozený v roce 1862 maximum, předposlední v roce 1861 dal minimálně
všech 17 ročníků, a rozdíl 1,17 palce zdálo, o jeho velikosti tak zvláštní, že jsem se
díval na to, aby se přiblížily až na dno. Z nich všechny tyto studie vzala na vědomí
výsledek.
  Za prvé, a to podezření, že velký rozdíl je založen na konstantní chybu měření z
opačného směru v obou letech se narodil. Pak to nelze očekávat, že on dělal a měřeno
na rekruty jinde než v Lipsku opět najít odpovídajícím způsobem. Tak jsem si opatřil
Urlisten rozměry za poslední tři roky celé Amtshauptmannschaft Borna, přinesla v
rozvaděčů a vytáhl agentaA to nejen u různých ročníků, ale také různé útvary
Amtshauptmannschaft Borna, a tam byl překvapivý výsledek, které vždy znamená
rozměry 1860 a 1861 u podobně ve všech, průměrnost 1862 byl podstatně větší, ale
tak, aby se konala po celé Amtshauptmannschaft paralelní změny ve velikosti střední
nováčků v průběhu těchto let. Svědčí o tom následující tabulce, si všiml, že jsou
pojaté pod výrazem dvorské kanceláře pro obecné vesnických komunit a malých
skvrn. Z postav | | a ∋ , které jsou určeny pro porovnávání dvou Ortlichkeiten, je zde
ještě využil, protože se týká více porovnat najednou.
         I. Střední hodnoty A pro 20-rok-saské rekrutů v různých částech
              Amtshauptmannschaft Borna v letech 1860, 1861, 1862.
                     (Celý m = 4736, E = 1 palec = 23,6 mm Sächs.)


                                               A                       m
                                     1860    1861    1862    1860    1861    1862



   1) Město Lipsko ......            69.17   69.06   70.23   616     560     603
   2) právní orgán Leipzig I a       68.85   68.74   69.85   363     326     418
   II ......
   3) Město a soudní kancelář        69.39   69.34   70.01   161     169     185
   Borna ......
   4) Soud Okres Rotha .....         69.20   69.12   70.11   79      48      61
   5) City a soudní kancelář a
                                     69.45   69.10   69.79   157     199     186
   Pegau

   Zwenkau .........

   6) City a soudního okresu
                                     68.74   68.93   69.94   109     90      91
   Potápění

   a Markranstadt .....

   7) Student ........               71.47   71.05   71.89   96      111     108
   Celkem Amtshauptmannschaft 69.26 69.17 70.15 1581 1503 1652
  Níže A celkem Amtshauptmannschaft nejsou prostředky A každý okres, ale z
celého m. vše určuje v souvislosti, ne singulární, ale hromadně (viz § 79).
  Jeden může vidět z této tabulky, že i pohyb v tak málo diferencovaný mezi 1860 a
1861 ve všech částech území Amtshauptmannschaft Borna, s výjimkou č. 6, jde
paralelně s z roku 1861 všude jinde nižší než 1860, těch výjimečných ale v
malém m nepřekvapilo z č. 6. Spíše, musím přiznat, kdekoli, já v to velké m a malé
najít rozdíly mezi těmito dvěma let díky přítomnosti ve všech ostatních částech
území, rovnoběžnosti, je překvapivé, protože to je za takových podmínek,
nevyvážené. Nelze očekávat, že eventuality po celém světě, a přesto najde.
  Leipzig, pod kterým bemerktermaßen studentů se nepočítají, a studenti získat ve
výše uvedené tabulce představují zvláštní pozornost, než bývalý, druhý, samozřejmě,
odvodit podstatné části z různých částí Saska. Proto, je-li pozorován velký rozdíl
mezi 1862 a v předchozích dvou letech nemůže být vyhledávány na chybu měření,
aby musel být stále více obecný jev.
  Chcete-li řídit poptávku zde o součást Saska, který byl tak odlišné, jak je to možné
z dříve vyšetřoval, opatřil jsem Rekrutenmaßlisten stejné tři roky, které byly dříve
studovali podle Amtshauptmannschaft Annaberg. Ve skutečnosti, poměry Anna
Berger Amtshauptmannschaft z nichž Borna jsou velmi odlišné. To je na severu, ty,
na jižním konci Sasko, to zahrnuje úroveň pozemek velkého města a relativně dobré
zdroje potravin, ty hornatý terén s pouze malých měst a venkovských obcí a relativně
chudá. Výsledky jsou uvedeny v následující tabulce.
 II průměrné hodnoty A rozměrů v Amtshauptmannschaft Annabergu v letech
                            1860, 1861, 1862.
                            (Celý m = 3067, E = 1 palec).


                                                 A            m
                                       1860    1861   1862    1860 1861 1862



    Města ...........                  68.85 69.04 69.25 369         359   454
    Dorfschaften ........              68.99 68.87 69.04 638         565   682
     Celkem Amtshauptmannschaft. . 68.94 68.94 69.12 1007 924 1136
   Porovnáme-li především na velikosti pohybu pro celou A.-H. Annaberg se v úhrnu
za A.-H. Borna po konečných výsledcích tabulkách I a II, jeden shledá, 1), že v roce
1860 a 1861 nevýznamné negativní frakci, tady kolem 1861 a 1862 velmi významný,
tj. Annaberg vůbec nebo pouze tehdy, když zvažuje třetí desetinná + 0.18 do liší, 2),
které tato hnutí s těmi Borna A.-H. opravdu jít paralelně, takže v obou ohledech
společný vliv zrazuje sám. Pouze vliv A.-H. Annaberg mnohem méně nebo více
převáženo vlivy opačný způsob, jak pro A.-H. Borna, kde odpovídající pohyby - 0,09
a 0,98 + byly. Ale + 0.18 je stále dvakrát větší než vypočítat z údajů
pravděpodobného rozdíl ± 0,09 3) . Také mezi městy a vesnických komunit A.-
H. Annaberg je paralelismus v letech 1861 a 1862 znovu, a to pouze v letech 1860 a
1861, ne počítat s jistotou, že tu chybí.
 3) Totéž bylo zjištěno i na 1861 než 1862, pravděpodobná chyba v určení vypočtená
ze součtu jejich čtverců bude odmocnina.

  V tomto ohledu, nyní odjíždí z předchozích, velmi omezené údaje nikdy dojít k
závěru, že by bylo z toho v letech v otázce se rozšířil stejný směr na velikosti pohybu
na území celého Saska velmi obecný vliv, ale místní pult účinky ve A.-H. Annaberg
pouze silně sníženou úrovní má přijít do hry. A to dokonce i v A.-H. Annaberg další
podmínky o velikosti rozvoje se uskuteční než v A.-H. Borna, vyplývá přímo z toho,
že prostředky jsou absolutně menší míře v tom, že, jak se ocitly v této.
  § 160 Po otázka paralelismu byl následován pouze tím, že sekvence tří let
předcházejících roku, tam měl nepochybně zájem na jejich realizaci pomocí dlouhé
řady let, se tvrzení muselo dokázat, že rovnoběžnost nejlépe ve větších pohybů
Hledat. V tomto ohledu se mi saskými měření pro srovnání pouze rozsah Leipzig s
příchozí není poskytnout studentům s velikostí 1846 - 1862 stál na jeho příkaz, a já
vám dám v následující tabulce výsledek porovnání. Po celou hodnotu to pro první
rok A 1 je uvedeno, pouze pohyby každého roku jsou folgends specifikované každý
předcházejícího. Zde budete mít na paměti, že pohyb beistehende roku je vždy druhý
ze dvou, mezi tím, co dojde k pohybu. Tak, například, 1.849 číslo - 0,12 stand by, pak
to znamená, že 1 z 1849 byl nižší o 0,12 palců, než v předchozím roce 1848.



        III. Velikost pohyby A jeden z rozměrů města Lipsko a rozměry studentů
                                    1846-1862, včetně

                          Rok     Lipsko      Studenti
                         1846      69.19       72.07
                         1847 + 0,10        - 0,37       ∀
                         1848 + 0,28        + 0,40       ||
                         1849 - 0,12        - 0,79       ||
                         1850 + 0,37        + 0,70       ||
                         1851 - 0,18        + 0,55       ∀
                         1852 - 0,11        - 1.02       ||
                         1853 + 0.52        + 0,24       ||
                         1854 - 0,04        + 0,27       ∀
                         1855 - 0,28        + 0,05       ∀
                         1856 + 0,15        - 0,06       ∀
                         1857 - 0,28        - 0,41       ||
                         1858 + 0.44          + 0,24        ||
                         1859 - 0,89          - 0.96        ||
                         1860 + 0,04          + 0.56        ||
                         1861 - 0,11          - 0.42        ||
                         1862 + 1.17          + 0,84        ||

                                          ,                 .
   Je to teď vypadá v první řadě, obecně, že paralelní případy převažují anti-paralelní
případy daleko, a nastavit tabulku pro variabilní sekvence rozměrech asi tak jít v
pořadí podle Lipsko rozměrů, během prvních šesti hnutí bez výjimky, podle
studentům prvních deset pouze s výjimkou 1851, paralelně k sobě, až od této změny, |
| a ∀ poměrně lhostejné, což dokazuje vysoký poměr P na Q následuje. A přesto je
zarážející, že nejsilnější hnutí mezi studenty 1851-1852 rovné - 1.02 pouze
zanedbatelný, i když ze stejného směru se rovná - rovná 0,11 na skupiny v
Lipsku. Díky pečlivé revizi jsem se přesvědčil sám sebe, že to nezávisí na výpočtu
chybu na mé straně, podle toho, jak se to ignorovat, že relativně malé mkaždá skupina
roku, jistota určení oslabuje mezi studenty.
  Spíše než pokračovat stejně jako v předchozí tabulce ukazuje pohyb jednoho roku
do druhého podle toho, oni mohou také sledovat první, později každý a velmi snadno
odvodit výsledky ve prospěch tabulky, jako ta předchozí, o pohybech v průběhu let v
otázce algebraicky, tj. přidáno s ohledem na znamení, takže dostanete pohyby:


                          Rok          Lipsko            Studenti
                      1846-1848 + 0,38                 + 0,03
                      1848-1850 0,25                   - 0,09
                                                                    atd.
se šesti p, dva q. Přesto zůstáváme první, kdo řekne, aby základní křída deska.
  Tato tabulka je stále možnost, aby prošetřila, zda a v jakém vztahu mobilita je ještě
větší na straně Lipska nebo studenty, na které je pouze nutné, aby se součet pohybů
obou rukou, bez ohledu na znamení, které pro Lipsku 5 , 08, pro studenty je 7,88,
takže podstatný přebytek na straně studentů, a to, co nesporné, závisí na souhrnu
pestřejší obyvatel všech řadách hodně, částečně destruktivní vlivy na něž než
bohatších tříd.
  Jestliže jeden přidá druhou ruku, pohyby v + a - na každé straně zejména, jak se
člověk naučí, jak moc změna velikosti na + a na každé straně po celé - ve výši, do
jaké míry město Lipsko + 3,07 a - 2 01 jsou tak nejsou zanedbatelné růst jako celek,
zatímco studenti 3,85 a - dá 4,03, téměř rovnováhu mezi ziskem a ztrátou.
  Je nesporné, lze očekávat, že v letech, která pokrývá větší průměr měr A , také
riesigere výsledky jsou horních extrémů, aby E " se stalo vůbec A a E ' jít převážně
rovnoběžné. Také to má na shromáždit ze tří horních extrémů pro každý rok (pro
lepší kompenzaci pro případ nenadálé události) pro Lipsku studenti potvrdila zejména
tam, kde na 16 pohybů mezi 17 ročníků p = 10,5 4) , q = 5,5, P = 18.03; Q = 1,23,
kde na 19 pohybů mezi 20 ročníků p = 11; q = 8, P = 21,33; Q = 6,84. Nyní, dalo by
se dále očekává, že v letech s větším A a dolní extrémní E , bude růst, tj. růst s
rostoucí průměrnou mírou, do nejmenších nováčků, a to má, tím, že spolu tři
minimálních rozměrů v každém roce, se studenty takže nalezeno: p =14, q = 5, p =
19,73; Q = 10,99. Velmi divné, ale za předpokladu, že Leipziger právě opačný
výsledek: p = 4,5; q = 11,5; P = 3,23; Q = 22,62, takže nejmenší rekruti v celku spíše
než snížené rozšířenou s rostoucími rozměry zdroje . Toto vyboulení tolik stanovení
výsledku zdá se mi divné, a vím, že na první pohled, že je žádné vysvětlení pro to.
 4) 0.5 vychází ze skutečnosti, že pohyb nulovou velikost došlo mezi dvěma ročníky,
kde pak 0,5 jak p než q je porazit.
  Je také možné, jak je uvedeno výše, mobilita A Lipska, a studenty byly porovnány,
bez ohledu na znamení pohybu, aby se tento srovnání, vzhledem k
extrému. Srovnatelnost s zájmu skupiny Leipzig, myslím, že se studenty jak je
uvedeno výše, ale na stejných 17 roků přechody 1846-1862 bez ohledu na to, které se
vztahují k Lipsku, a zatáhněte za lepší vyrovnání mimořádných událostí nejen
pohybových nejvzdálenějších extrémů, ale prostřednictvím tří extrémní hodnoty v
úvahu. Tím se získají následující kompilaci:
                       IV Motion částka by 17 roků přechody .


                            Pro d středu d     Pro d        Pro d
                               totality      průměru 3    průměru 3
                                              Minim.       Maxim.
                  Lipsko          5.08         27.17        14.67
                 Studenti      7.88           15.17        16.00
  Takže všude aritmetický průměr je totalita méně mobilní než získané pouze jako
prostředek tří extrémních hodnot extrémů, což se může zdát divné, a pouze by byly
považovány za nejvzdálenější extrémy, takže mobilita by větší vystaveny na .
  Kromě toho ale můžete zase všimnout velký rozdíl mezi Lipsku a studentů ve
minima, zatímco maxima téměř shoda nastane mezi nimi. Pokud student je mobilita
minima je přibližně rovna maxima ve skupině Lipsku téměř dvakrát tak velký. Ale to
všechno zřejmě souhlasí s dřívějším 5) spolu se sídlem předpokladu, že nejmenší
hodnoty u skupiny Lipsko, jsou abnormální.
      5)   [Comp. § 15 a § 128]
  § 161 Může sledoval užší převládající paralelismus, což se ukázalo v tomto
Předchozí mezi Lipsku skupiny a studenty, ne tolik, jako ukázat na různých částech
země, s výjimkou velmi smíšené a pro jisté míry přednost části populace saského, jak
bemerktermaßen Lipska na velké části, Studenti vůbec pocházejí ze všech částí
země. Belgická, do jaké míry se poskytnout požadovanou Anhalt darboten, ve věcné
dlouhou dobu, a nyní-li dříve získané výsledky z různých okresů v Sasku se vztahuje
pouze na velmi omezeném prostoru a velmi omezenou dobu, měl rozsáhlou potvrzení
obou ohledech žádoucí způsobem, a to nejen pro tuto zemi, ale také pro jednotlivé
provincie (oddělení) na "Dokumenty Statistiques" v Belgii a bývalého Expose 6) jsou
uvedeny v tabulkové formě. Ale protože ročníky se slabou pohyb A nebo C, může být
pro celou zemi očekávat, že někdy není bezpečné převahu paralelismu pro jednotlivé
části země, takže mám srovnání pro zvýšenému pohybu, kde najdete ty pro celou
Belgii, činné a na pohyby mezi těmito roky a epoch vybrali:
  1) 1852 a 1858;
  2) dvě pětiletá období 1851-1855, 1856-1860;
  3) dvě dílčí období první z těchto pětiletých obdobích, 1851-1853 a 1854-1855 di.
Co Division 1) je znepokojen, jak jsou 1852 a 1858, i když od sebe, ale zabrání
bemerktermaßen nic vzít v úvahu velikost pohybu mezi dvěma od sebe vzdálené
ročníků, ale jsou vybrány ty roky, protože první maximum, poslední
minimum C a g : k obsahuje delší sekvenci ročníků, tedy rovnoběžnost velikosti
pohybu mezi různými částmi země, pokud takové vůbec existovala, alespoň byl v
nebezpečí, že budou převáženy nevyvážené a skrytých událostí. - ABTL. 2)
anlangend, pak tyto epochy se vyznačují poté, že C , a g : K se liší zcela stejné. -
ABTL. 3) je specializace první ABTL. 2.).
      6)   [Exposé de la situace du Royaume. Bruxelles 1852.]
  Chcete-1) jsou pouze g : K až 2) na C a g : k až 3) C a g : m určeno. Stanovení
těchto hodnot je (provedeno v 2) a 3) shrnutí příchozí v jednotlivých epoch let po
shrnutí stejných Maßintervallen souvisejících metrik, není singulární jako prostředek
k ustanovením jednotlivých letech), a totéž platí o obvodu- C každé epochy co v
následujících tabulkách (VI a VII) v nejnižším příčném kolony (Royaume) je, s
ohledem na jednotlivé provincie, spíše než dva roky.
  Absolutní hodnota C a g : K je pouze vzhledem k první z let, nebo období jsou v
porovnání, pro druhý zpět do pohybu, aby se, například, v prvním z těchto tabulek
1,776 | - 0,182 představuje: 1776 | 1,594.
  Paralelismus nebo Antiparallelismus mezi jednotlivými provinciemi nyní probíhá,
v závislosti na znaménku pohybů ve stejné svislé zápasu sloupce nebo ne, který z
nich je vidět, že mezi 27 pohybů, které jsou uvedeny v následujících třech tabulkách
devíti provincií v Belgii, jeden (ležící ve 3. tabulce) je paralelismus odstoupí (bez
které bych mohl najít chybu, pokud jde o tuto výjimku v revizi faktury), po kterém
společný vliv na pohyb po celé Belgii je nezpochybnitelná.
  Velikost paralelních hnutí v různých provinciích, je však velmi odlišné a tu a tam
tak malý a snadno vidět, že pokud jste měli pohyb mezi roky nebo epoch chcete
sledovat, kde je nízká pro celou Belgii, tak antiparalelní případy by došlo k provincií,
samozřejmě, takže i když jsou. díky všem jednotlivých letech v řadě, jako je tomu s
ohledem na Lipska a studenty, kteří by chtěli pokračovat, ale bude vždy převaha
paralelních případů se očekává, že
   V každém případě by to nemělo být bez zajímavosti, opravdu dělat toto srovnání
takovým způsobem pro provinciích Belgii, kde možná byste mohli dát nějaké
charakteristické rozdíly za stejnou a dokumenty Statistiques nabídku na dostatečné
materiálu, ale můžu se na to, v podstatě velmi jednoduché provést, ale ne zadejte
šířku expanzi vedoucí vyšetřování.
  Dá se ostatně přesvědčit z následujících tabulkách, že posouzení pohybů, ke
kterému g : k nebo g : m vede ke stejným výsledkům, protože podle C , takže může
být v každém podniku výše uvedené studie poněkud těžkopádné stanovení C pomocí
výměnných náhradních výše uvedených hodnot.
           V. Velikost pohyb v různých provinciích v Belgii 1852-1858.


                                          G:K              m
                                       1852 1858    1852       1858



                   Anvers .....        1776 - 0,182 3249 3796
                   Brabant .....       1832 - 0.558 5490 6208
                   Flandr. OCC. .. . 1209 - 0179 5144 5782
                   Flandr. nebo....    1083 - 0,074 6525 7307
                   Hainaut .....       1471 - 0330 6133 7377
                   Liège .....         1600 - 0.437 3634 4566
                   Limburg ....        2119 - 0.513 1608 1803
                   Lucembursko. .. 2293 - 0,819 1544 1782
                   Namur .....         2915 - 0,832 2257 2666
                  Royaume ....     1539 - 0310 35584 41287
    VI. Velikost hnutí v různých provinciích v Belgii v těchto dvou obdobích:
         1 Období je pět let, 1851-1833, 2. Období je pět let, 1856-1860.


                                   C              g:K                   m




                       1.Epoc 2 Éra       1 Éra     2 Éra        1.Epoc 2 Éra
                        he                                         he
                         Mm
Anvers ....             1645,8 - 3.6         1584       - 0,097    17368 18382
Brabant ....            1650,4 - 9.4         1767       - 0,389    29301 30444
Flandr. OCC. . .        1634,7 - 0.2         1124       - 0005     28169 28471
Flandr. nebo. . ..      1633,2 - 1.1         1,075      - 0,027    34648 35483
Hainaut ....            1638,1 - 1.8         1289       - 0,081    33063 36204
Liège .....             1647,6 - 6.9         1602       - 0259     19842 22206
Limburg. . .            1656,7 - 6.3         2021       - 0378     8696        8837
Lucembursko. .          1658,6 - 9.4         2167       - 0460     8279        8823
Namur .....             1662,3 - 5.3         2,344      - 0,264    12102 12921
Royaume ....            1643,1 - 3.7         1443       - 0,140    191468 201771


VII hnutí velikost v různých provinciích v Belgii v těchto dvou obdobích:
              1 Era: tři roky 1851 - 1853; 2 Era: dva roky 1854-1855.


                                   C                 g: m                  m




                         1851-      1854-    1851-     1854-      1851-        1854-
                         1853       1855     1853      1855       1853         1855
                              mm
  Anvers ....                1650,6 - 10.8     0538    - 0.062      9992        7376
  Brabant ....               1651,3 - 2.1      0540    - 0.013     17268       12033
  Flandr. OCC. . . . 1635,8 - 2.9              0454    - 0.013     16511       11658
  Flandr. nebo. . . .        1634,9 - 4.0      0450    - 0,022     20419       14229
  Hainaut ....               1639,4 - 3.1      0.472   - 0.020     19088       13975
  Liège. . . . .             1646,0 + 3.6      0513    + 0,021     11277        8565
  Limburg. . .               1658,3 - 3.8      0,586   - 0.021      5062        3634
  Lucembursko. .             1658,9 - 0,7      0,582   - 0,006      4880        3399
  Namur .....                1664,2 - 4.5      0608    - 0,012      7117        4988
       Royaume ....        1644,4 - 3.0       0505 - 0,017 111611         79857
  To by se nyní pravděpodobně žádoucí, srovnání také jim umožní expandovat o
Belgii, asi do Francie, proč, ale mě dostatečná dokumentace fehlen.Die "Comptes
rendus de l'Armée recrutement sur le" pro Francii, nicméně, dávat roční průměrné
hodnoty pro větší počet let, v písmu Bischoff 7) jsou reprodukovány, nicméně, s
výhradou následujících zla, které je naprosto k ničemu, pro naše účely: Ve většině
částí rozsahu ročníků prostředky jsou tak trochu ostré rozhodl, že více dva až čtyři
ročníky v pozadí neliší se navzájem, a mezi nimi jednu skoku z řady s takovými
hodnotami, že účetní dohled je až příliš pravděpodobné.

 7)[Na užitečnost publikovaných v různých evropských zemích výsledků podniku
náboru pro hodnocení vývoje a zdraví jeho obyvatel v Mnichově 1867
(Nakladatelství Akademie).]


            O otázce časového souvisících z variant rekrutů velikosti.
  § 162 Jak chápat tuto otázku, § 156 je uvedeno. Podívejme se na to nejprve z
hlediska rozsahu saské, že toto máme k dispozici, to je, Lipsko a studentů. Obecné
shrnutí z první je 69.61, takže singulární zápasy. Nyní popsat nyní studovat po sobě
jdoucí pasáže 17 roků od roku 1846 na +, nebo - v závislosti na jejich A je nad nebo
pod to znamená, najdeme následující znamení série:
                                      ---- + + - + + + + - + --- +.
Pokud student je souhrn dvaceti ročníků 71,76, tedy singulární také odpovídá. A
posloupnost znaků dále:
                                      + - + + - + - + + - + + + + - + --- +.
Nyní holé Zufalles tolik změn znamení by podle vyjádření pravděpodobnosti, jen aby
se očekávat důsledky, jak se můžete přesvědčit sami, pokud můžete spustit primární
seznam rekrutů rozměrů, v nichž míra následovat náhodně a individuálních rozměrů i
po sérii s + nebo - určuje, podle toho, jak se více nebo méně, než je A 1 je
seznam 8) . U rozměrů Lipsko, ale počet strun 9, změna 7, se studenty strun 7, změny
13 Takže to, že není časový vztah k důvodu, protože v případě, že je taková, že
řetězce by se rozhodli převažují.

 8) [Přesněji řečeno, měla by hodnota ústřední C jsou předmětem výše uvedeného
ustanovení. Je zde, ale měkké , a C se významně liší od sebe navzájem.]

  Proti výsledkům z belgických opatření (viz níže tabulka VIII) velmi výrazný
kontext. Singulární střed C všechny kurzy 33 roků 1843-1875 inkluzívní je 1645,8
mm. Proti tomu jsou celé prvních 22 ročníků v mínusu, poslední 11. V plus, singly a
jeden 33 ročníků ve dvou odděleních, 16 1843 - 1858 včetně se Mittl. C = 1641,3 a
17 1859-1875 s Mittl. C = 1650,0, dostaneme s ohledem na respektiv následující řady
znaků:
                                      + + + + ---- + + + - + ---;
                                      --------- + + + + + + + +.
  Ba co víc, to se ukáže v belgických opatření nejen tendence k několika po sobě
jdoucích let, a pak znovu na zůstanou podle obecných zdrojů, ale také tendenci
stoupat stále řadou let a pak opět klesat. Vskutku, můžeme najít pohyby v tomto
ohledu 1843-1875 na pokračování s následujícím nápisem:
                   + + --- + + + + - + --- + - + + + + + - + + - + + - + + +.
Řetězce (stejný znak) zde jsou 17, změna znaménka pouze 14 Po nahých náhod, ale
tady dvakrát tolik, změna znaménka by se očekávat důsledky. (To je ve skutečnosti,
jak jsem se přesvědčil sám sebe, je-li jeden určuje znaménko odpovídajícím
způsobem v pohybech náhodně po sobě jdoucích rekrutů rozměry Urlisten, nebo v
seznamech vypracovaných čísel loterie, kde čísla následuje Random, jako ustanovení
dělá se pohybu těchto čísel na sebe.)
  V Sasku, pohyby měření nováčků označují kvůli 20 ročníků, ať už
na A 1 , 2 nebo C pronásledováni, 5 epizod na 13 V AC, takže více změn, než je
nezbytné pouze vztahuje na náhodné.
  Jak je přítomen v Sasku v mnohem menší Maßabteilungen než pro celou Belgii,
žádný ekvivalent Bylo prokázáno, že by časové souvisících variace, takže by měl
dokázat, že toto spojení vůbec na základě velmi obecných příčin, místními vlivy,
které sami o sobě kompenzovat větší tras zemí, mohou být skryté snadno, a to je
nejen zajímavý úkol před námi, i nadále usilovat o to v jiných zemích, ale také
zkoumat, jak často ovlivňuje související periodicitu v lidském růstu.
  § 163 I nyní dát ústřední hodnoty C za 33 ročníků 1843-1875, které jsou odvozeny
podle mě z původní tabulky a odpovídající hodnoty g : K , kde g je počet rozměrů,
který 1618-1643 přesahují velikost intervalu, K počet těch, kteří nedosahují to
znamená. V těchto stanovení, bylo celkem m všech 33 roků přechody (bez pasu
inconnue) 1304764, a střední m , tj. 39.538, 35.584, minimum v roce 1852,
maximální 41.851 v roce 1860.
Osmá Střední hodnoty C a hodnoty g : K pro 19-rok-starý rekrutů v Belgii 1843-
                                 1875 9) .


                Rok        C       g: K       Rok         C         g: K
                          mm                             mm
               1843     1642,1     1412      1860       1639,5      1,316
               1844     1642,3    1,414      1861       1642,0      1432
               1845     1644,6    1,515      1862       1642,6      1,474
               1846     1642,3    1428      1863      1643,1     1,495
               1847     1640,8    1357      1864      1645,1     1577
               1848     1635,1    1159      1865      1647,6     1694
               1849     1639,6    1308      1866      1646,2     1583
               1850     1641,0    1,340     1867      1648,7     1692
               1851     1644,1    1468      1868      1653,8     2022
               1852     1644,7    1539      1869     1651,27     1892
               1853     1644,3    1504      1870     1651,33     1876
               1854     1641,2    1361      1871      1656,6     1930
               1855     1641,5    1370      1872      1654,2     1923
               1856     1640,3    1321      1873      1659,2     2233
               1857     1640,2    1,336     1874      1664,4     2549
               1858     1637,4    1229      1875      1664,5     2570
               1859     1639,8    1,320


 9) V této tabulce se liší v ustanoveních pro prvních šest ročníků, které jsou
způsobeny snížením 18 roků staré rekrutů do 19 let, některé z nichž jsem dal v
časopise Reclam, protože snížení C v tabulce výše, stejně jako g: k se provádí pomocí
singulární kontrakce, nicméně, oni se stanou v časopise pro bývalý, po shrnutí, jen
pro druhé prostřednictvím jedinečného slosování co srovnatelnost dělá nějaký
záznam. V zásadě, pokud je třeba jen výhodné, náš bývalý prostředky výkresu.


  Je vidět, že na rozdíl od ročníků 1857 a 1870, přechod z hodnot g : K s
hodnotami C je všude rovnoběžná se směrem snížení a zvýšení.
  Je třeba poznamenat, že pouze hodnoty objemů jsou určeny 1849, v souladu s
přímým měřením 19 let staré pracovníky, hodnoty prvních šesti, které jsou odděleny
řadou ročníků, ale nejen redukcí z měření 18, rok před nevytěženou rekrutuje; tak to,
například, C = 1642,1, který je platný v dané tabulce jako pro 19-rok-starý rekrutů
1843, ze na C = 1632,5 je odvozen, která se získává přímo z měření 18-letých
nováčků v roce 1842 byl 10) . Za tímto účelem, následující vysvětlení.

 10)Právo na DAG C získané hodnoty 18-rok rekrutů jsou po řadě: 1632,5, 1632,7,
1635,0, 1632,6, 1631,2, 1625,5.

  Rekruti byly zahrnuty do 1847 bemerktermaßen měřených plných 18 let a byl
samozřejmě menší, než kdyby byly měřeny rok později ve věku 19 let. S cílem snížit
toto, mám singulární znamená šest C a g : k narodil mezi 18-leté rekrutů z roku 1842
do určených 1847 včetně a bývalý 1631,6, druhý našel 1033, Na druhé straně, jsou
příslušná ustanovení pro 13 ročníků 19 rok-starý rekrutuje 1849-1861 hledal a
respektiv 1641,2 1,373 a našel to, co C z 18-rok-starý rekrutů s 1641,2: 1631,6 =
1,0059, g : k , byly násobí 1,033 = 1,329: 1,373 s je vzhledem k tomu, že bylo
měřeno rok později.
  Že jsem pouhými 13 roky přechody srovnání s šesti ročníků 18 let nováčků
přijatých 19 roků rekrutuje provizorní určení redukčního faktoru, zatímco 27 arů na
jeho vedením, zpočátku měl důvod, který mě v době, kdy se toto snížení nebyly více
ročníků přikázání, I ale já jsem stále stojí, protože to by samo o sobě bylo užitečné
použít vzdálené ročníků snížení.
  Je-li snížení podílu na šestce C stalo celé druhé 27, kvůli Mitzuziehung čas velmi
vzdálené velké hodnoty by C nesporně velký faktor snížení 1646,8: 1631,6 = 1,0093
být, a obecně singulární průměr všech 33 hodnot C 1646,8 1645,8 raději.
XXV. Struktura a asymetrie žita
                                   (Secale cereale).
  § 164 S ohledem na popis Všiml jsem si v první řadě, že jsem Fruchtähre, di'll
pochopit vrchní část slámy obsahující zrna pod latě, podle první, druhé, třetí člen
USF členy nebo tzv. internodia, v pořadí od shora dolů v rámci celé délce kulmy:
součet lata a odkazy na kořeni bez něj.
  Byl postaven v roce 1863 na 24. Července utrhl z oblasti osázené žita na
Leutzscher péči v Lipsku, krátce označené L., snop při sklizni zralé stonky s
kořenem. Většina z nich, 217 v řadě, měli 6 členů, 138 pouze 5 členů, 10 členů,
nicméně, 7 a 6 spíše zakrnělý vzhledu pouze 4 členy. Na 217 šestičlenných a
pětičlenných 138 stébla péče, nejlépe bývalý následující hlavní studijní obavy týkající
se poměru asymetrie a asymetrické rozdělení.
  Nicméně se zdálo zajímavé zjistit, jak uši z jiných lokalit (nedaleko Lipska) z
hlediska poměru struktury podobné chování Leutzscher péče, včetně menší počet měl
sloužit brčka, jelikož šetření by jinak bylo možné ode mne. Bylo tedy zároveň menší
svazky stébel z následujících lokalitách po celém Lipsku přijatá s tímto obsahem
stébla. V Stünz (St) 16Červenec: 22 kusů, 20 šestičlenný dva pěti-členný, na
Täubchenwege (Tbch.) 20 Červenec: 24 kusů, 4 šestičlenný, pěti-členný 20, v
Schönefeld (Sch.) 15 Červenec: 22 kusů, 18 šestičlenná, čtyři pětičlenný. Stonky
pocházel z již sklizené pole před půl.
   Ze všech stébel lata a jednotliví členové se zejména měří uzlu centra (tj., se
zahrnutím latě, ale bez root), aby se celková délka čepele pouhým přidáním
jednotlivě měřené délky, jak je v praxi obtížné, všechny měřit páčkou v souvislosti,
ne stejné jen proto, že často velké délky, ale také proto, že se často dát členům v
tupém úhlu k sobě navzájem. Jaké jsou určení slámy je relativně méně přesná než
jeho oddělení, protože chyby jednotlivých měření, i když kompenzovat navíc část, ale
i přidat některé z nich. Dokonce i nejmenší člen není přesně změřit obvykle, a
ustanovení týkající se toho jsou mnohem nižších hodnot, než pro ostatní členy,
protože to je obvykle zmrzačený, takže jen povrchně o tom by mohla být provedena
opatření s páskou opatření, a mohl bych dokonce ustanovení o zcela vlevo na ruce,
ne-li na jedné straně by znatelná mezera tak vznikl v Connexion Celkem ustanovení,
a nikoliv ustanovení by mimochodem získal docela dobře klasifikován celkový
ConneXion obecně. Někdy může být na pochybách, zda nemáte mnohem více lze
očekávat, nejmenší prvek do kořenového adresáře, než se stébla by někdy snížena již
jeho horní uzel kořínky objeví, ale pokud tímto uzlem tady dole je jednoduchý, i když
zakrslými internodií se vztahuje i na rozvětvený kořen, je stejný vždy počítá jako
nejnižší člen slámy. I zralý lata může být z důvodu selhání spodních zrn až příliš
krátké, a jako první to bude další odkaz ve měřeno podle dlouho, ale mohl by být
délka lata stále hledají něco lépe s prstem hmatatelný, rozpoznatelné jako oko
projekce, která je odděluje od prvního funkčního období, určit. V awns z lata se
neměří.
  Byla použita k měření v centimetrech přesně rozděleny 1) dvě opatření, musí být co
nejrovnoměrnější natažené metr. Milimetrů, a někdy dokonce ještě půl Mulimeter
byly odhadnuty na mysli. By milimetrů dokonce určit Maßbande, nehledě na
skutečnost, že tak často opakovat ostrý Pozorování by být velmi napadl oči, neměl
nabízet značnou výhodu, protože stále můžete odhadnout dost přesně deset dílů palce,
kromě toho, že si člověk představuje, non-jednotný odhad musí hlídat, jejichž
rozměry přijatí měření lebky (viz §. VII) poskytly příklady. Všechna oddělení stonky,
ale byli po celý svazek byl překročen skupiny, měří znovu, ne tolik, aby ještě získat
malou výhodu přesnosti v průměru ze dvou měření, pokud jde o hrubší chyby v
koncepci a záznam o vzájemné kontrole dvou navzájem identifikovat nezávislé
evidenci a zlepšit; chybou, která tolik nudné měření a záznamy by měly být zcela
vyhnout těžší, než si možná myslíte. Z těchto dvou dimenzí stejné délky by pak
musel vzít prostředky, ale já si to raději pro jednoduchost, ať součet dvou rozměrech
undividiert o 2, a všechny následující informace týkající se tohoto zařízení, které
jednoduše zdůrazňují, že folgends jako celek Rozměry poloviny namísto celého
centimetr dochází.

      1)   Mezi komerčně dostupné pásky jsou často rozděleny nepřesné.

  § 165 [Tímto způsobem základní desky byly získány na latě a jednotlivých členů ze
slámy, z něhož Tabulka IV v kap. VII (pro horní odkaz na 217 šestičlenných brčka)
jsou příkladem. Pro stejný následující tabulky pak byly původně odvozeny.]
  Vzhledem k tomu, jednotky E pro žito všude ½ cm, a tak jsem se zdržela folgends
speciální citace stejný.


  I. Hodnota A 1 pro latě a končetin sady v závislosti na různých počet vazeb a
              jiném místě, je celková délka lopatky je rovna 100.
                  7. gliedr.             6 gliedr.                   5. gliedr.
                  L. (10)      L. (217) St (20)      Sch. (18) L.        TBCH.
                                                               (138)     (20)
Lata .....        5.8          5.9      7.1          5.7      6.5        5.0
1 Členské ....    27.5         31.4     31.6         33.7     35.4       34.6
2 Členské ....    23.6         26.1     25.3         28.7     28.5       28.8
3 Členské ....    15.6         16.3     15.7         15.6     16.0       16.9
4 Členské ....    12.3         11.8     12.0         10.0     10.2       10.5
5 Členské ....    9.3          6.7      6.8          5.1      3.4        4.2
6 Členské ....    5.2          1.8      1.5          1.2      -          -
7 Členské ....    0.7          -        -            -        -          -
Absolutní
hodnoty A 1 pro   318.9        275.2    344,7        286,9    261.1      222.1
celý

Halm .....



                               Hodnoty II η : 1 .


                  7. gliedr.             6 gliedr.                   5. gliedr.
                  L. (10)      L. (217) St (20)      Sch. (18) L.        TBCH.
                                                               (138)     (20)
Lata .....        0285         0212     0234         0183     0217       0184
1 Členské ....    0119         0115     0116         0105     0108       0101
2 Členské ....    0106         0117     0114         0106     0126       0101
3 Členské ....    0111         0119     0.168 2)     0099     0128       0144
4 Členské ....    0128         0141     0094         0135     0201       0177
5 Členské ....    0157         0253     0179         0312     0407       0490
6 Členské ....    0164         0487     0.542        0,576    -          -
7 Členské ....    0241         -        -            -        -          -
Celý stonek. .    0083         0099     0076         0093     0104       0089
   2)0,168, avšak ukázalo být správné se vypočítá revize, ale musí být považovány
za abnormální, jako všude jinde, se η : člen třetí menší než čtvrtý.


    III. Prvky 217 šestičlenných stébla Leutzscher péče po primární panelu.


                   Lata         1 Gl.   2 Gl.    3 Gl.     4 Gl.         5 Gl.         6 Gl.    Stonek

        1          16.2         86.5    71.8     44.9      32.5          18.4          4.9      275.2
        G1         15.8         85.5    71.0     44.2      31.9          17.4          4.0      272.8
        E,         7.5          42.9    38.9     19.1      15.0          6.0           0.6      147,9
        E'         27.9         112.2 99.8       61.9      48.0          34.0          19.0     352.6
        U          -5           + 25    + 10     10        -3            - 15          - 33     + 13
        U "- U , + 3.0          - 17.9 - 4.9     - 8.8     - 2.0         + 3.2         + 9.8 - 49,9


            IV prvky 138 pětičlenných stébla Leutzscher péče po základní desce.
                          Lata      1 Gl.   2 Gl.     3 G1.        4 Gl.        5.Gl.        Stonek

              1           16.9      92.4    74.4      41.8         26.7         8.9          261.1
              G1          16.3      91.5    73.4      41.2         25.8         7.6          258,8
              E,          7.0       53.5    34.1      19.5         6.3          1.6          158,7
              E'          33.4      119,4 96.4        62.4         41.8         22.0         330.9
              u           -2        + 14    +8        +8           +4           - 14         + 10
              U "- U ,    + 6.6 - 11.9 - 18.3 - 1.7                - 5.3        + 5.8 - 32.6


  § 166 Výsledky většiny obecného zájmu, který lze vyvodit z výše uvedených
tabulek, zdá se mi, že po dvou.
  1) Že existují určité zákonné poměry zařazení do žita tak, že se mohou vztahovat
na žita jako charakteristické a mohou dát nesporně příležitost zkoumat nejen různé
druhy obilovin a obecně Gramineae po zájmu svých komparativních vlastnosti, ale
také vliv studovat vnější okolnosti, jako jsou vlastnosti půdy a roční počasí to.
  2) Skutečnost, že to vede k určující důkazy o existenci významné asymetrie a
základna pro testování svých zákonů.
  Nejprve půjdeme po bývalém zájmu vyšetřování.
  Najdete je diskutabilní, zda změny, které ukazují jednotlivé žitné slámy ve vztahu k
jejich délce a struktuře vztahů, spíše o náhodné různých semen nebo povaze půdy, z
nichž každý je individuální přeskupuje závisí, pravděpodobně ze dvou příčin, aniž by
to tak daleko může být rozhodnuto empiricky o tom. V každém případě, tato
kolektivní vztahy konat.
   1) I přesto, že průměrná délka 1 z celých nožů se liší v závislosti na místech, 344,7-
222,1, přes který jsou data vypadat do tabulky I, ale podíl prvků (v závislosti na jejich
aritmetický průměr) k celkové délce jsou nezávisle na sobě jejich, a je třeba
považovat pouze s počtem členů, je proměnná, v krátké, že lze považovat za
konstantní, a proto charakteristické pro žita s daným počtem vazeb. Tabulka I k
dokumentům, za předpokladu, že se všichni členové, a latě na poměru slámy
(rovnající se 100), jsou sníženy. Vzhledem k tomu, s výjimkou Leutzsch s = m 217 a
138 dalších lokalit pouze m = 10, 18 a 20 mají, nebyl bych věřil, že v tomto
nízkou m související souladu nejistoty relativních délek odkaz na daný počet členů by
tak daleko, že může jít , což je případ. Pouze v Schönefeld (s m = 18) ukazují některé
významné odlišnosti od ostatních lokalit pro šestičlenných stébla, ale na druhou
stranu jsme se porovnat sechsgliedr. Stopky překvapující náhoda končetin vztahů
mezi L. (217) a St (20) s velmi odlišnými celkových délkách 275,2 a 344,7, stejně
jako neméně pozoruhodný pro fünfgliedr. Brčka mezi L. (138) a TBCH. (20) v
různých celkové délce 261,1 a 222,1. Ano, Sch. fünfgliedr. s m = 4, je pravda, tak
divné společně, a to pouze TBCH. sechsgliedr. s m = 4 a L. viergliedr. s m = 6
ukazují, existují významné odchylky, ale srovnání s tak malým m nemůže být
autoritativní a proto jsou ignorovány v předchozí tabulce. Mimochodem, to by mohlo
být ještě vhodné zvážit jednotlivé členy v poměru k součtu podmínek pro di stébla
bez latě než lata, jak se tady stalo v úvahu.
  2) Porovnání sloupce pro sedm-šest-a fünfgliedr. Stonky tabulce I, zjistíme, obecně,
že s původem v této řadě, pokud jde vzít první tři podmínky odpovídající délky, ale
poslední pokles. Ve zkratce: v případě, že počet termínů klesá, pak prodloužení horní
končetiny a kratší nižší v poměru k celkové délce. Pro latě žádné specifické pravidlo
v tomto ohledu je viditelný.
  3) S ohledem na otázku, zda požadavek stanovený ZEISING a opakovaně přijal
tvrzení potvrzují poměry struktura žita je, že v přírodě iracionální poměr zlatého řezu,
di znatelně přesně 100 : 162, hraje vynikající roli je to nelze potvrdit v tabulce I,
protože poměr po sobě jdoucích podmínek, které se navzájem, je stále velmi
variabilní. Jak málo se zdá, že existuje tendence k jednoduché racionální poměry.
  4) Prostý průměr chyby nebo aritmetický průměr kolísání η = Α∆ : m . rel vezme
absolutní hodnoty z vrcholu dolů na nejnižší končetiny, u které jsem přiložené
tabulce. Ale protože hodnota klesá v tomto směru, tak se divil, jak je to s
přiměřenými hodnotami η : = Α∆ : m A , nebo relativní změna v tomto ohledu se
chová, jaké má být hodnoceny podle tabulky II.Zde se ukazuje nejvíce pozoruhodné,
že η : A dvě až tři vrchní členy ani podle atomového čísla těchto prvků (ať již jako
první, druhý člen, atd.), ani na druhu lopatek (ať už sedm-, šesti-nebo pěti-členný) ani
konečně, po místech ve značné míře liší, kromě toho, že v sedmi-a šestičlenných
stonky pozoruhodné stálosti na tři 3) , se týká pěti-členný pouze na prvních dvou
končetinách. Podle však, když sestupuje do dolních končetin, pěstování
nejen η : obecné s hloubkou členů v případě rovnosti umístění a počet odkazů, ale
také změny v rovnosti atomového čísla těchto dvou okamžiků. Η : lata je všude
hodně větší, v průměru asi dvakrát tak velká jako u prvního funkčního období,
nicméně, η : Celá kulmy méně než jednom oddělení, který je snadno srozumitelný.
 3)hodnoty 0,168 na třetí člen Stünz je bez spoléhání se na výpočtu chyby, rozpoznat
abnormální, protože se jedná o menší 0,094 následuje čtvrtou generaci.
  Vzhledem k tomu, že hodnoty η : A tabulky II η je nekorigované, tak uplatněním
korekce by              (viz § 44), hodnoty uvedené v následující hodnoty vlastně
stále jsemnásledující podmínky v bude zvyšovat:
                                           m    10, 20, 138, 217
                                           v   1.054, 1.026, 1.004, 1.002.
  Nicméně, to je snadno vidět, že by to nic nemění na tažené.
  § 167 Poté, co jsem přišel k té části vyšetřování, které má poměr asymetrie s
ohledem, proč právě obdržel od míst, Leutzsch dat s 217 sechsgliedr. a 138
fünfgliedr. Stopky dostatečnou m grant. Také, i m = 217 rozhodně není dost velký pro
vliv. nevyvážené eventuality do požadovaného studia Sešlápněte 4) , ale ukáže se, že
se požadované snížení a prudkému manipulaci, výsledky výkazu se sadami kolektivní
asymetrie, nalezený ve velmi dobré utkání, a to bez jakéhokoli snížení, ale dávají již
hodnoty u = µ '- µ , a U ′ - U , (z nichž U ′ = E '- A , U , = A - E , ) v tabulce III
a IV důkaz, že významná asymetrie je k dispozici zde.

 4)   [ve skutečnosti pravděpodobně hodnota V rozdílu u = µ "- µ , březen 1. V
základním předpokladem symetrie podle § 98 na základě vzorce V = ± 0,6745
rovné ± 10]

  . Pokud by totiž zásadní symetrie odchylek BEZ A probíhají, takže rozdíl
by u odchylka mezi dvěma čísly µ ', µ , a na rozdíl U "- U , není mezi těmito dvěma
extrémními odchylkami, i když v tabulce III a IV uvedeno, ale jako u ' =
E ′ - A a U , E - = A , závisí na tom jsou snadno k nalezení, pouze nevyvážené
eventuality a přepínat mezi členy brčka na velikosti a podepsat náhodné. Ale budeme
sledovat rozdíl u dolů přes řadu prvků, vidíme pozitivní v prvním termínu hodnotě
stejné neustále snižovat ve velikosti, a určité končetiny na (pro sechsgliedr vyplývá
ze čtvrtého až - .. pro fünfgliedr pouze na Pátý končetiny sám) bude
negativní. Děláme stejně jako u rozdílů U "- U , , n