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qualunque, fatte a caso nelle due serie, differiscano nel senso opposto al senso 

 in cui differiscono le mediane; la seconda, la probabilità che due osserva- 

 zioni qualunque fatte a caso nelle due serie, differiscano nel senso opposto 

 e con la stessa intensità con cui differiscono le medie aritmetiche. Quanto 

 più il valore di P Aft e di l }ìh sarà elevato (cioè prossimo a uno), tanto mi- 

 nore sarà il significato sessuale della differenza osservata fra le mediane o 

 fra le medie aritmetiche; e, reciprocamente, quanto più il loro valore sarà 

 basso (cioè prossimo a zero), tanto maggiore sarà il significato sessuale di 

 quella differenza. Graduando alcuni caratteri secondo i valori crescenti di P ft/i 

 oppure di l kh (il che è praticamente indifferente per le serie numerose, mentre 

 il secondo è preferibile per le serie più brevi), i caratteri stessi saranno anche 

 graduati secondo la rispettiva sessualità decrescente. Le costanti di transva- 

 riazione rispondono quindi approssimativamente al concetto di sessualità 

 precedentemente tracciato. Che esse poi abbiano valore generale e che si 

 possano confrontare fra loro quelle ricavate per caratteri di individui diffe- 

 renti, dipende essenzialmente dalla sufficienza delle osservazioni, la quale, 

 con le dovute cautele, dovremo solitamente ammettere. Per la tecnica del 

 calcolo rinviamo alla nostra Memoria precedentemente citata. 



3. Le costanti di transvariazione, come dicemmo già nella precedente 

 Memoria, tengono conto di tre elementi : delle medie, della variabilità delle 

 serie e della forma delle curve; e. quindi, rappresentano un progresso su 

 tutte le soluzioni precedentemente ideate per interpretare la tipicità della 

 differenza fra due medie, specialmente quando, come nel caso attuale, si 

 tratti di medie di pesi, che, come già il Quételet riconobbe ('), non rispon- 

 dono di solito alla curva normale degli errori, ma a curve oblique. Abbiamo 

 voluto controllare questa coustatazione. e, tenendo presente che la classificazione 

 dei poligoni di frequenza-fra i vari tipi di curve unimodali dipende dalla rispet- 

 tiva funzione critica secondo la formula del Pearson ( 2 ), abbiamo voluto deter- 

 minare tale funzione per alcune serie di pesi di organi e di individui ma- 

 schi. Abbiamo ottenuti i risultati seguenti, i quali provano che. ordinaria- 

 mente, si presentano curve oblique e non normali, e, per giunta, di tipi diversi. 

 Tener conto, quindi, della forma delle curve è indispensabile, quando si vo- 

 gliano correttamente studiare i caratteri sessuali. 



4. Il materiale statistico di cui possiamo disporre, per lo studio dei 

 caratteri sessuali nei pesi del corpo e degli organi umani, ha varia prove- 



fi Anthropométrir., Bruxelles, 1871, pag. 354. 



( 2 ) La funzione critica corrisponde alla formula, F = 131 



4(4^ — 3/3,1(2^— 30, -HJ 



dove 0, e p 3 sono i rapporti dei momenti, dai quali anche dipende la forma, della curva. 



Per il calcolo e per la classificazione delle curvo secondo i valori di F. fi, e (? a , vedasi 



C C. Davenport, Statistica!, methodi, New-York. 2* ed., s. a., pp. 21 se». 



Rendiconti. 1920. Voi. XXIX, 2° Sem. 10 



