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G. Duncker, Die Methocle der Variationsstatistik. 



einpirischen (f) und der berechneten (y) Frequenzen der Variationsreihe er- 



giebt: 



Varianten: 01234567 (Rostralzahne) 



/ 2 18 123 372 349 50 1 (mdMduen). 



y 0,1 1,7 18,3 122,2 374,6 345,9 51,7 0,5 



Ferner lasst sich aus jenen vier Daten der wahrscheinliche Variations- 

 uinfang der Eigeuschaft fiir jede beliebig angenommene Individuenzahl be- 

 rechnen-, wie aus der Eigenschaft der Variationskurve als einer Wahrschein- 

 lichkeitskurve hervorgeht, ist derselbe direkt von der Anzahl der existieren- 



Die Variationskurven von Fig. 1 (a) und Fig. 2 P (fc), mit ihren Abscissen 

 und ihren Schwerpunktsordinaten zur Deckung gebracht. a ist asyrametrisch ; 

 ihr Gipfel liegt rechts von der Schwerpunktsordinate, der flacher abfallende 

 Ast links, der steiler abfallende rechts vom Gipfel. b ist urn die Schwer- 



punktsordinate symmetrisch. 

 Alle sechs Variationspolygone sowie die beiden Kurven enthalten die 



gleichen Area 



100 -10-2 mm 2 = 20 cm 2 . 



den Individuen abhiingig, so class wir z. B. eine Variante von der Wahrschein- 



lichkeit 



nicht wohl in einem Staniui von nur 10000 Individuen er- 



10000 000 



warten diirfen. Findet rnan umgekehrt bei einer irn iibrigen gut passenden 

 Variationskurve, dass eine einzelne extreme Variante einpirisch wesentlich 

 haufiger auftritt, als es ihrer Wahrscheinlichkeit nach zti erwarten ist, so 

 deutet dieser Befund darauf bin, dass die Variante nicht oder nicht ausschlieB- 

 lich durch noiniale Variation zu stande gekommen ist, sonclern dass patho- 

 logische Prozesse bei ihrer Entstehung mitwirkten; diese Annahme findet ihre 

 Kontrolle in der spiiter zu erwahnenden Korrelationsrechnung. Durch derartige 

 Variatiousbefunde wurde ich z. B. auf die bisher anscheinend unbckannte 



