Studien über die Variations- und Korrelationsverhältnisse bei Beta-Rüben. 277 



gehörigen Individuenzahl in Rechnung gesetzt werden) die Klassen mit 

 geringer Variantenzahl richtiger bewerten und so einen Gesamtwert 

 für die durchschnittlich bestehende Korrelation erhalten, würde dann 

 aber immer noch den störenden Einfluss stark abweichender Mittel- 

 werte (Zufälligkeiten durch zu geringe Zahl) in den extremen Klassen 

 haben. Weiter verlöre auch der so entstehende Begriff dadurch an 

 Bedeutung, dass wir nur mit sehr umständlichen Rechenoperationen 

 durch Bestimmungen eines mittleren Fehlers seinen Wert kritisch be- 

 leuchten könnten. 



Der hauptsächlichste, nicht zu vermeidende Mangel bleibt 

 schliesslich der, dass wir die Korrelation nicht in Verbindung mit der 

 Grösse der Variation zur Berechnung bringen können, und es erscheint 

 doch unbedingt notwendig, den Grad der Abweichung jeder Variante 

 in der einen oder andern Reihe mit Bezug auf das Maß der Variabilität 

 dieser Reihen zu bewerten. 



Eine neuere Methode, einen zahlenmässigen Ausdruck für den 

 Gesamtwert der Korrelationsintensität zu finden, stammt von r p h a 1 

 (8). Dieser teilt das Material nach demselben Prinzip, wie es bei 

 der sofort zu schildernden Korrelationsbereiehnung nach B r a v a i s 

 erfolgt, in vier Quadranten: a) die zwei einander gegenüberliegenden 

 „Korrelationsquadranten" (z. B. I und IV); b) die beiden übrigen, die 

 „Deklinationsquadranten" (II und III). Die Anzahl der in jedem der 

 Quadranten liegenden Varianten wird bestimmt (f i in a, fo in b), und 

 die Frequenz von f., in Prozenten von f, gibt den Korrelations- 

 koeffizienten (hier als r (0) bezeichnet) an. r(0)=:-^^ — . Ist fj = fa, 



so ist r (0) = 100, d. h. die Korrelation fehlt. Ist dagegen f^ = 0. dann 

 ist auch r (0) = 0, die Korrelation also vollständig. 



Diese Methode hat den Fehler, dass sie dem Abstand der Varianten 

 vom Mittelwert nicht Rechnung trägt, also bloss die Zahl berücksichtigt. 

 Auch fehlt die Möglichkeit zur Berechnung des Fehlers und die Bezug- 

 nahme auf die Variationsgrösse. Da die Methode aber recht einfach 

 ist, und in einer Zahl ein anschauliches Bild des Grades der Korre- 

 lation gibt, da sie weiter nach den Befunden von Roemer (10) auch 

 mit dem hier benutzten Bravais sehen Korrelationskoeffizienten 

 leidlich übereinstimmende Werte gibt, habe ich um umständlichere 

 Rechnungen (die sich in diesem Falle nicht lohnten) zu vermeiden, für 

 die Korrelation von Gewicht und Zuckergehalt den Korrelations- 

 koeffizienten nach Orphal berechnet, um damit ein ungefähres Bild 

 der in diesem Material auftretenden Korrelationen zu geben ^) (vgl. 

 Tafel II, letzte Spalte, s. Landw. Jahrbücher 48. Bd., 1915). 



1) Es ist hier darauf hinzuweisen, dass aus später zu erörternden Gründen (nicht 

 geradlinige Korrelation) die Korrelationsberechnung nach B r a v a i s für diese Tafel nicht 

 angebracht ist. 



