116 L. MATTSSON MÅRN 
relationskoefficient av t. ex. + 0,35 betyder i detta fall, att 35 25 av:varia- 
tionen i formklass bestämmes av variationen i formpunkt sålunda, att i 35 fall 
på 100 följer med en positiv avvikelse ifrån medelformpunkten även en posi- 
tiv avvikelse från medelformklassen.> I en not påpekas dessutom: »Då man 
härvidlag räknar, som om varje avvikelse hade medelstorlek, får man i själva 
verket ett maximivärde på det antal fall, då samvariation äger rum» 
Men nu inträffar det underliga, att, om den positiva korrelationen + 90,35 
anger förekomsten" av 35 & i fråga om tecken samvarierande avvikelsepar, 
måste den samtidigt även angiva 65 & »divergerande» avvikelsepar, d. v. s. 
sådana, inom vilka de enskilda avvikelserna äro försedda med olika tecken. I över- 
vägande antalet fall förekomma således divergerande tecken. Detta betyder, att 
värden under medeltalet ur den ena serien sammanträffa i övervägande antalet 
fall med värden över medeltalet ur den andra. Men sådan korrelation brukar 
betecknas som negativ ej positiv. Den givna förklaringen måste alltså anses 
absolut ohållbar. Den skildrar en positiv korrelation som negativ och omvänt. 
Där finnes emellertid i denna tankegång något, som på följande sätt kan 
vidare utföras. Samtliga avvikelser antagas i överensstämmelse med yttrandet 
1 noten sid. 614 (250) vara lika med medelavvikelsen. (Det av PETRINI be- 
gagnade uttrycket »av medelstorlek» är ej fullt lämpligt. Det för tanken när- 
mast på den numeriska medelavvikelsen). Täljaren i formeln för korrelations- 
EXV E aA 
faktorn 7= / blir då exy=2a : 0x . öv och alltså 7==- eller 2="n. 
N 
NOM ON n 
Detta a betecknar skillnaden mellan antalet samvarierande och diverge- 
rande värdepar, d. v. s. de samvarierande värdeparens antal kan beräknas 
till 67,; och de divergerandes följaktligen till 32,; på 100. Vill man såle- 
des uttöra beräkningen efter den tankegång författaren framlagt, skulle resul- 
tatet bli, att c:a 67 å 68 2 i stället för 35 2 av värdeparen samvariera vid 
en korrelationsfaktor av + 90,35. 
Sedan den förberedande redogörelsen för korrelationsräkningen avslutats, 
övergår författaren (9, sid. 622, 258 och följande) till diskussion av samban- 
det mellan stammarnas formkvot och deras brösthöjdsdiameter samt möjlig- 
heterna att fastställa detsamma. Diskussionen får närmast formen av en gransk- 
ning av mina undersökningar över detta samband inom lärkbestånd (7), och 
utmynnar i ett förslag till omläggning av undersökningsmetoden vid eventuellt 
fortsatt studium av hithörande frågor. 
Författaren påvisar genom försöksräkningar å provstamsserien från en av 
Försöksanstaltens försöksytor, att man genom korrelationsräkningens utförande 
på grundval av medeltalsvärden för dimensionsklasser kan erhålla helt andra 
korrelationsfaktorer, än då beräkningen utföres för värden, gällande enskilda 
stammar. i 
Som han anser sig förut ha visat (jmfr denna uppsats sid. 110), att de 
stam för stam utförda korrelationsräkningarna ej lämnat säkra resultat angå- 
ende sambandet i fråga, föreslår han med anledning av den påvisade större 
korrelationsfaktorn för medeltalsvärden, att den påbörjade undersökningen 
fortsättes, men hädanefter drives med korrelationsberäkningar grundade på 
