)(٢
0 Y x Y , X ,
1 Y X
2 12 2y (1 2 ) .
وﻋﻠ ﻰ ذﻟ ك ،اﻟﺗوزﯾ ﻊ اﻟﺷ رطﻲ ﻟﻠﻣﺗﻐﯾ ر Yإذا ﻋﻠ م xطﺑﯾﻌ ﻲ ﺑﻣﺗوﺳ ط 2 . 12وﯾﺟب أن ﻧﻌﻠم أن ﻣﺗوﺳ ط اﻟﺗوزﯾ ﻊ اﻟﺷ رطﻲ E(Y|x)= 0 1xوﺗﺑﺎﯾن ﻟﻠﻣﺗﻐﯾر Yإذا ﻋﻠم xھو ﻧﻣوذج ﺧط ﻣﺳﺗﻘﯾم .وأﻛﺛر ﻣن ذﻟك ﯾوﺟد ﻋﻼﻗﮫ ﺑﯾن ﻣﻌﺎﻣل اﻻرﺗﺑﺎط واﻟﻣﯾل . 1ﻣ ن) (٢ﻧﺟ د أﻧ ﮫ ﻋﻧ دﻣﺎ =0ﻓ ﺎن 1 0واﻟﺗ ﻲ ﺗﻌﻧ ﻲ ﻋ دم وﺟ ود ﻋﻼﻗ ﮫ ﺧطﯾ ﮫ ﺑ ﯾن ، X,Yأي أن اﻟﻣﻌﻠوﻣ ﺎت ﻋ ن xﻻ ﺗﺳ ﺎﻋد ﻓ ﻲ اﻟﺗﻧﺑ ﺄ ﻋن . Yﯾﻣﻛن اﺳﺗﺧدام طرﯾﻘﺔ اﻻﻣﻛﺎن اﻷﻋظم ﻟﺗﻘدﯾر اﻟﻣﻌﺎﻟم 0 , 1ﺣﯾث ﻣﻘ درات اﻻﻣﻛﺎن اﻷﻋظم ﻟﻠﻣﻌﺎﻟم 0 ,1ﻋﻠﻰ اﻟﺗواﻟﻲ : )(٣ )(٤
b 0 y b1x , SXY SXX
) x 2
yi (x i
) x
(xi
b1
اﻟﺗﻘ دﯾرات ﻓ ﻲ ) (٣و) (٤ھ ﻲ ﻧﻔﺳ ﮭﺎ اﻟﺗ ﻲ ﺗ م اﻟﺣﺻ ول ﻋﻠﯾ ﮫ ﺑطرﯾﻘ ﺔ اﻟﻣرﺑﻌ ﺎت اﻟﺻﻐرى ﻓﻲ ﺣﺎﻟﺔ اﻓﺗراض أن xﻣﺗﻐﯾر ﺗﺣت اﻟﺗﺣﻛم . ﻋﻣوﻣ ﺎ ﻓ ﺈن ﻧﻣ وذج اﻻﻧﺣ دار ﻋﻧ دﻣﺎ X,Yﻣﺗﻐﯾ رﯾن ﻋﺷ واﺋﯾن ﯾﺗﺑﻌ ﺎن اﻟﺗوزﯾ ﻊ اﻟطﺑﯾﻌﻲ اﻟﺛﻧﺎﺋﻲ ﯾﻣﻛن ﺗﺣﻠﯾﻠﮫ ﺑ ﺎﻟطرق اﻟﺳ ﺎﺑﻘﮫ اﻟﺗ ﻲ اﺳ ﺗﺧدﻣﻧﺎھﺎ ﻋﻧ دﻣﺎ ﻛ ﺎن xﻣﺗﻐﯾ ر ﺗﺣت اﻟﺗﺣﻛم .وذﻟ ك ﯾرﺟ ﻊ إﻟ ﻲ أن اﻟﻣﺗﻐﯾ ر اﻟﻌﺷ واﺋﻲ Yإذا ﻋﻠ م xﻣﺳ ﺗﻘل وﯾﺗﺑ ﻊ 2 . 12ھذه اﻟﻧﺗﺎﺋﺞ أﯾﺿﺎ ﺗﺗﺣﻘق اﻟﺗوزﯾﻊ اﻟطﺑﯾﻌﻲ ﺑﻣﺗوﺳط 0 1xوﺗﺑﺎﯾن ﺛﺎﺑت ﻷي داﻟﺔ اﺣﺗﻣﺎل ﻣﺷﺗرﻛﮫ ﻟﻠﻣﺗﻐﯾرﯾن X,Yﺑﺣﯾث أن اﻟداﻟﺔ اﻟﺷرطﯾﺔ ﻟﻠﻣﺗﻐﯾ ر Yإذا ﻋﻠم xﺗﻛون طﺑﯾﻌﯾﺔ . ﯾﻣﻛن إﺟراء اﺳﺗدﻻﻻت ﻋن ﻣﻌﺎﻣل اﻻرﺗﺑﺎط ﻓﻲ ھذا اﻟﻧﻣوذج .اﻟﺗﻘدﯾر ﻟﻠﻣﻌﻠﻣﮫ ھو ﻣﻌﺎﻣل اﻻرﺗﺑﺎط اﻟﺑﺳﯾط rﺣﯾث :
٤