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Bezeichnet man die Frequenz einer einzelnen dieser Ge- 

 schlechtskombinationen unter n Fällen i^-facher Mehrlinggeburten 

 mit /, so ist offenbar 



/ro+/r-i, I + •••+/!, r— i+/or=^ (0 



und die Summe der cf resp. q in ihnen Geborenen 



(cf ) = m = vfro + (»■-l)/,,_i, 1+ . . . +/:, ,.-i = 



) = tv= fv—i, 1+ ... + (^'— i)/i,r— I +^^/oi/ = 



sowie deren Summe 



;;^ -\- tu = vn. 

 Für das Verhältnis m : ^^ setzen wir zur rechnerischen Be- 

 quemlichkeit eine als »Geschlechtsdifferenz« bezeichnete positive 

 oder negative Maßzahl 



in — 7a 



in + 7u 



mit dem wahrscheinlichen Fehler 0.67449 / - 



2vn 



dann sind unter n Fällen r-facher Mehrlinggeburten 



m = — ( I -^ d) cf und ^^ = — ( i — d) 9 . 



Bei den als Regel vorkommenden Einlinggeburten ist 

 r = I und die Geschlechtsverteilung derselben daher stets wie 

 (i ^ d)\[i — d). An den Mehrling-, vor allem an den Zwilling- 

 geburten, scheinen die 9 in etwas höherem Maße als die cf be- 

 teiligt zu sein. Daher ist die Geschlechtsdifferenz der einzelnen 

 Geburtenklassen etwas ungleichartig, ohne daß sich ein bestimmtes 

 Gesetz dabei erkennen ließe. Jedenfalls ist in zwei vollständigen, 

 d. h. sämtliche Geburtenklassen umfassenden Beobachtungsreihen 

 (Preußen, Hamburg) die Geschlechtsdifferenz der Einlinge etwas 

 größer als die der Gesamtheit der Geborenen. 

 V cf %o 9 7oo cf 9 d vn 



1 97^.78 974-39 502.29 472.31 0.03077 38013636 



2 24.81 25.20 12.78 12.21 0.02281 975030 

 3—5 0.41 0.41 0.21 0.20 0.03151 16025 



2' 1000.00 1000,00 515.28 484.72 0.03057 39004691 



