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Spielraum (nämlich mit Spielraum gleicher Standardwerte) ein- 

 teilen, und dann eine Korrelationstabelle ordnen. 



Sagen wir, es seien etwa 500 Individualfälle untersucht und für 

 beide Charaktere gäbe die gewählte Einteilung diese Varianten- 

 verteilung: 



-^5 -Hf -^5 -^5 -^i M -\-l +2 -f5 -H +5 

 1 9 29 60 95 112 95 60 29 9 1 



SO können wir damit die Rahmen einer Korrelationstabelle aufstellen. 

 Um nun die Korrelation vollständig, also r = 1 zu haben, wird das 

 gesamte Material so in der Korrelationstabelle zu verteilen sein, wie 

 es die vorhergehende Tabelle zeigt. 



Man findet aus der Tabelle r = -}- 1. Jede wenn auch ganz 

 kleine Abweichung von dieser Anordnung wird r verkleinern; r = 1 

 sagt eben aus, daß in der Korrelation keine Variation sich findet. 



Dasselbe gilt, wenn r = -f- 1. Man prüfe nur, ob es tuulich 

 ist, durch irgend welche Manöver höhere Werte für r als 1 zu er- 

 halten, — das Resultat wii'd nur verneinend ausfallen! Man sieht, 

 wie stark die S. 262 gegebene Tabelle (betreffend die Rotkleeblätter) 

 sich der Verteilung bei vollkommener Korrelation nähert. 



Die folgende Tabelle aber zeigt eine Anordnung ohne Korrelation. 



Schematische Korrelationstabelle bei vöUig fehlender 



Korrelation. 

 Y-Klassen 



X-Klassen , 



Aus dieser Tabelle, welche, ganz wie die Tabelle vollkommener Korre 

 lation, ffx = tfy = 1/ 



1530 



pr^ , und sodann w • <rx • oy = 1530 ergibt, erhalten wir 



aber ^ax aj = 0, somit auch r = 0- Der Leser prüfe das nur selbst. Damit 

 stimmt es auch, daß für jede X-Klasse derselbe Y-Wert (Mj) gefunden, 

 wird. X und y sind gegenseitig ganz unabhängig. 



