где
важнейшая матрица, между прочим, многократно встречающаяся в регрессионных исследованиях.) Поскольку
и матрица дисперсий-ковариаций вектора
определяется выражением
Теперь
если
как мы обычно предполагаем, и если используется невзвешенный (обычный) метод наименьших квадратов. Кроме того,
Следовательно, матрица
симметрична и
так как
что легко проверить
Значит, дисперсия
представляет собой
диагональный элемент,
задается
-злементом матрицы
Коэффициент корреляции между
равен:
Таким образом, значения этих коэффициентов полностью определяются элементами матрицы X, поскольку
исключается.
Возникает вопрос, не обесценивают ли эти корреляции графики остатков? Замечания по этому поводу см. в работе: Ancombe F. J., Тukeу J. W. The examination and analysis of residuals.- Technometrics, 1963, 5, p. 144. При обсуждении дисперсионного анализа двусторонних классификаций (где имеется несколько ограничений, накладываемых на остатки) Ф. Энскамби и Дж. Тьюки отмечают, что хотя корреляции и ограничения влияют на функции распределения от остатков,
соответствующим влиянием их на графические процедуры можно обычно пренебречь
Это связано, главным образом, со способом, лежащим в основе получения графика остатков, но отчасти и с отсутствием точно определенных уровней значимости. (Это верно также для большинства других сбалансированных планов.)» В заключение Ф. Энскамби и Дж. Тьюки говорят, что в таблице сопряженности (таблице с двумя входами) при четырех или более строках и четырех или более столбцах
влияние корреляции на графические процедуры обычно пренебрежимо мало
По-видимому, в общей регрессионной ситуации, когда строятся графики
остатков, нет необходимости учитывать эффект корреляции между остатками, за исключением того случая, когда отношение числа степеней свободы для остатков к общему числу остатков,
весьма мало.