« legge medesima con un errore medio dato da 
(16) \/ 0Rsi£ 2 = ]/ 01&X 2 4- 01 & r 2 • 
in cui 0TCk> rappresenta il simbolo di valore medio. 
Una tale dimostrazione va soggetta alla principale obbiezione che le variabili 
p—Pi e Pi — w&i,a/s non sono indipendenti, poiché la probabilità che pi — m^/s 
assuma un determinato valore è diversa a seconda dei valori che può assumere p — pt. 
5. Nei numeri seguenti provo di evitare la precedente obbiezione pur cercando 
di usufruire, nella giustificazione della proposizione c ), del teorema sulla conserva¬ 
zione della legge normale degli errori sopra, ricordato. 
A tanto si ' riesce, come si vedrà, se può giustificarsi la sostituzione della 
variabile 
(17) = + 
alla variabile, che effettivamente dovrebbe essere considerata, 
(18) 
X % = {p — p^ + (pt — . 
La (17) può ovviamente scriversi 
(19) 
A, = A 2 -{- 
e si ha, come è facile vedere, 
( 20 ) 
01^*1,a Aj — 01fef,a A 2 — 01 &i,a (A 2 — Aj) = 0 
Ora, agli effetti pratici, può giustificarsi la sostituzione della variabile A, alla 
variabile A 2 se il rapporto 
( 21 ) 
è sufficientemente piccolo. In altri termini si può dire che, nei limiti di approssima¬ 
zione di cui possiamo contentarci, l'insieme dei valori che può assumere la seconda 
variabile del secondo membro della (19) ha influenza trascurabile sull’insieme dei 
valori che può assumere la variabile A 2 , quante volte ciò sia giustificato dalla pic¬ 
colezza del rapporto (21). 
6. Basta valutare un confine superiore del rapporto (21). A tale scopo comin¬ 
ciamo dal valutare un confine superiore del primo termine del rapporto stesso. 
