290 Fr. Heincke u. E. Ehrenl>auni, Die Bcstiiiimiing- der schwimnienclen Fi:.cheier iiiid die Methodik der Eiiuessungeii. 164 



jcdi'u Monat, jede Fangstation und jedes der \-cr\veiidetc'ii Netze ebenso genau angegeben, wie dies in den 

 A p s t e i n'schen Listen geschehen ist, so dass dieselben den Eindruck envecken müssen, als ob sie auf ganz 

 sicheren Bestinnuungen beruhten. Diesen ^^'ert haben jedoch nach W i 1 1 i a m s o n's eigener Angabe diese 

 Bestimnuuigen nicht, vielmehr ist nur ein Teil der in den Tabellen aufgeführten Eier individuell, d. h. Ei füi- 

 Ei nach morphologischen Merkmalen bestünmt worden. Es ist dem Autor vollkommen bekannt, dass viele 

 Eier iu jugendlichen Stadien nicht sicher bestinmibar sind, weder durch morphologische Merkmale, weil diese noch 

 nicht o-enüo-end entwickelt sind, noch durch ^Messung der Grössen des Eidurchmessers, weil diese bei den ver- 

 schiedenen Spccies erheblich übereüiander greifen. Das Letztere ist nach A\' i 1 1 i a m s o n z. B. im stärksten 

 Grade bei den Eiern von Kabeljau und Schellfisch der Fall, weniger bei anderen Gadiden wie Wittling, 

 Köhler, Zwergdorsch etc. Die individuelle Bestimmung aller solcher Eier scheint ihm daher unmöglich, wohl 

 aber o-laubt er mit Hülfe der Grösse des Eidurchmessers eine zahl e n m ä s s i g e Scheidung der einzelnen 

 Species derart zu erreichen, dass die M a j o r i t ä t der Eier jeder Specics richtig Ix'stinnnt ist. Er ist zur 

 Erreichung dieses Zieles folgendermassen \-erfahren. Aus den Maßen von 2277 im INIärz 181)8 im Loch 

 Fvne gefischten Eiern, die William so n nach Grösse und morphologischen Merkmalen (?) als eine Mischung 

 von Kabeljau und Schellfisch ansieht, und deren Extreme nach der Konservienmg mit 1 "/o Formalin zwischen 

 1,30 und l,öO mm lagen, konstruierte er eine Kurve und bestimmte in dieser einen Scheide wert in der 

 Grösse von l,!!!) mm derart, dass er alle unterhalb dieses Wertes gelegenen Eier der Kurvi', nämlich 1680 Stück, 

 dem Kabeljau, alle darüber liegenden, 597 Stück, dem Schellfisch zurechnete. William son thut also hiermit 

 dasselbe, was wir oben S. 200 ff. bei der Behandlung komplexer Reihen gemacht haben, d. h. er versucht 

 eine solche lleilie der Zahl nach in ilu'c Bestandteile zu zerlegen. Damit ist ein entschiedener Fortschritt gegen- 

 über dem A p ste in ' sehen Verfahren eingeleitet; leider aber giebt William son in keiner Weise weitere 

 Auskunft, nach welcher Methode er seinen Scheidewert Itestinimt hat, so dass wir nur Vermutungen darübei* 

 äussern können. Da es sich um Kabeljau und Schellfisch handelt, deren Ei-^littel relativ weit auseinander 

 liegen, so ist es höchst wahrscheinlich, dass eine Mischung beider, in welcher die einc^ Species die andere 

 nicht unverhältnismässig an Zahl überwiegt, eine komplexe Variationsreihe mit zwei deutlieh her\-ortretenden 

 Gipf(^ln ergiebt. Dies wü-d sicher zutreffen, wenn die liei der Konstruktion der Kur\-e benutzten Intervalle 

 klein und zahlreich smd; und das wird der Fall sein, wenn William son — was wir freilich nicht wissen 

 ki')nnen — nach seiner früheren, bereits oben besprochenen Methode geraessen hat, also ^■on 9 zu i) \i fort- 

 o-cschritten ist. ^^'il' vermuten nun, dass A^^ i 1 1 i a m s o n seinen Scheidewert in die Mitte zwischen den zwei 

 Gipfeln seiner Kur\-e geleg-t hat. Damit würde er dann allerdings die beiden Komponenten seiner Kurve der 

 Majorität nach einigcrmasscn richtig getrennt haben können, falls die wnklichen Zahlen derselben nicht allzu 

 verschieden \-on einander und falls die unvermeidlichen Messimgsfehler durch die AVahl eines richtigen Inter- 

 valls möglichst eliminiert waren. Das Letztere ist aber gerade bei dem \\' i 1 1 i a m s o n'schen A^erfahren in 

 keiner AVeise der Fall (vergl. S. 168). 



Wie wir im theoretischen Teil S. 201 f. gezeigt haben, lässt sich durch Interixilation in dem iji der 

 Mitte zwischen beiden Gipfeln gelegenen Intervall der Scheidewert noch genauer Ix'stinunen. AA'ir wissen 

 jedoch nicht, ob AA'illiamson dies oder vielleicht ein noch exakteres, auf die Untersuchungen von Pcarson 

 begründetes Verfahren angewandt hat. Nachdem \\' 11 1 i a m s o n auf chese AA>ise schien Seheidewert von 1 ,:)9 

 diu-ch Untersuchung der 2277 März-Eier gefunden hatte, seheint er für die Bestimmung der in allen anderen 

 Fängen enthaltenen Kabeljau- und Schellfiseli-Eier die Sortiermethode Apstein's unter Zugrundelegung 

 dieses Scheidewertes angewandt zu haben, imd damit unterliegt er allen Irrtümern, die diese Methode mit 

 sich bringen nuiss. Denn jener aus dem Einzelfalle des März bcstmnnte Scheidewert kann niemals für alle 

 anderen Fänge gebraucht werden. Einmal ist nämlich der Scheidewert auch bei un^-eränderlichen IMittelwerten 

 beider Komi)onenten abhängig von ihrem INIischungsverhältnis und den beiden Variations-Koeffizienten, und 

 zweitens sind jene Mittelwerte, wie wir nachgewiesen haben, selbst \-eränderliche Grössen, und z. B. \iin 

 der Phase der Laichzeiten abhängig. AVilliamson's Methode, die von den März-Eiern ausgehend bei diesen 

 zu einem befriedigenden Resultat geführt haben mag, wird z. B. bei den Eiern des Älais >md Junis sicher ganz 

 unzuvcrlässio-e Resultate ergeben haben. AA'ie bereits hervorgehoben wurde, könui'u solche Irrtümer nur da- 

 durch vermieden werden, dass jeder einzelne Fang für sich und ohne Beziehinig auf andere analysiert wird. 

 A\'älu-end AV^ i 1 1 i a m s o n seine Methode für die Scheidung von Kabeljau- und Schell risch-Eiern anscheinend 



