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ciiio \\'('it('rt'ülirun<r dioscr Bozi('liiin<i<'ii liis zu den vierten .MoiiKMitfiuo- 

 tienten aber wird ei'st möcj'licli. wenn nicht nur der eiste Kerrelations- 

 koefiizient [qh) bekannt ist, sondern auch noch die höheren 



?3i — "ZTrsTT"' 



und öo 



Dann ist ß^ " ^' 



2" ^ /^4I ^1^ + /(?4II V^ + 6g22 ti^t'2^±4 (Q31 ^'l^ ^'2 + gl3 ^1 W 



und /^4 / — /.. 2 



Über die Berechnung- des ersten Korrelationskoefiizienten und seines 

 wahrscheinlichen Fehlers s. meine Arbeit [()4| p. 553 — 554 und 550. 



4b. Zur Messung' der Korrelationsintensität nicht numerischer Merk- 

 male mit nur zwei Varianten, wie eine solche in Kap. YII, 4 einmal in 

 Betracht kommt, benutzen wir ein von PEARSOX [00] ausgearbeitetes 

 Verfahren. 



Ausgehend von d(Mn Kombinationsschema der beiden ]\rerkmale 



Vi 1 V 



Viii /i, 



Vii, /;. 



U Sil 



U fii^- 



^ ./ii /iL' n 



ermittelt man zunächst die Differenzen - '^ ^ ~-^' ' und •''^" -"^^^^^ ; setzt 



n n 



man diese für den Wert « in SHEPPARDs Tabellen I und II ([03] p. 1S2— ISS) 

 <'in. so findet man, den Werten ,r derselben Tabellen (Mitsi)rech(Mid. die 

 ^\'el•te h und /,•, sowie den \\'erten z jener TabelhMi entsprecluMui. die 



"W erte H =^ -y== ß ^ und K = n r-- e 2' F(>rner sei der soüvn. 

 1/ 27T V 2rr 



Exzeß der KombinationsfrcMiucMizen /, = ' ^^ ' — ^^^--". Dann ist 

 ;^^ = ? + ^ AA- + ^^ (/r-1) {/r-\) + 5| /'Ä- (/r-:\) {lr-'^) + . . 



= !J + Y^/.- + -^-{h'k'-h'-lr) + ^J>mrlr-}\ {/r + Jr) + 5] + . . 



