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— ae .. 
e (Methode der kleinsten). 
t l dda 
4-V+ • ■ • Z„_i * + (edV) 2 ) 
Ü j tZ/ 2 . . . iZA«—i 
1 —a i e i öa 2 
e 
nn man ganz ähnliche Aus- 
n: 
ir 1 
II t = ae 
H,= 
(1) (2) 
e e so aus e entstehen 
man in diesem Ausdrucke 
ater a mit a 2 u. s. w. ver- 
mmung der Grösse h hat- 
ddaddbddc. , ., 
tzt. Dieser Ausdruck aber 
tzt; 
* s (V+V + --+\ 3 l _ 1 +* i ) 
dl t . . . dl n _^dk 
den Ausdruck für e anbe- 
dt man, wenn man die Reihe 
e e e 
1, n-1 1 2,2 
e 
— 1,/t—t n-1 
Artikel Quadrat aufgestellten 
vergleicht, h n n — e, alsowie 
dieses Artikels dargethan 
A~ 
A t 
A(mc) ~(ntr) 
A(r) 1 J£(vw) 
2(yic) A(?r) 2 
s betreffende Unterdetermi- 
5 sich mit Weglassung aller 
eten Glieder ergibt, also; 
2 J(vw) . . . 
) 2{w) 2 . . . 
’ A ( 2 ) 
Diese Bemerkung erleichtert die Rechnung, wenn die Grössen A, i) ,A 2 K J 
reits bekannt sind. 
7) Es wurde im vorigen Abschnitt Werthe der Constanten, lEx 1 die Sum- 
die Präcision a der gegebenen Beob- men der Quadrate der wahren Beobach 
achtung immer als bekannt vorausgesetzt, tungsfehler ist. Die Wahrscheinlichkeit, 
Da die Bestimmung derselben aber im dass den beobachteten Werthen C t C 2 ... 
Allgemeinen unthunlich ist, so muss man Cn ein gegebenes a entsprochen habe, 
sich begnügen, den wahrscheinlichsten ist dann, wie früher erörtert wurde, 
Werth dieser Grösse zu ermitteln, und 
dies geschieht auf folgende Art. Der 
Ausdruck: 
'adx\n 
_ lilda 
zeigte die Wahrscheinlichkeit an, welche 
dafür stattfand, dass sich die Beobach- 
tungswerthe C\, C 2 . . . C„ für die zu zu setzen ist. 
bestimmende Function ergaben. Man Für den wahrscheinlichsten Werth der 
denke sich darin jetzt die Grössen ab c Präcision muss dieser Ausdruck ein 
constant, und a veränderlich; dies findet Maximum sein. Zu dem Ende ist also 
z. B. statt wenn a, b, c die wahren 
bS2 n~\ / d x \ n _