Das Heiratsalter in Schweden 



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teiluiigsfunktion hat. In vorliegendem Falle haben wir ja dieses und sowohl das 

 typische Alter als auch das Zentralalter lässt sich mit grosser Leichtigkeit berechnen. 

 Bezeichnen wir das typische Alter mit T und das Zentralalter mit Z hat ujan für 

 deren Berechnung folgende einfachen P^ormeln. 



\og{T—a)^l — /^-,, 

 ' Mod 



log [Z-a] = l. 



Tabelle B. 

 Die logarithmischen Charakterisfiken. 





1891 1900 



1901—19101 





1891—1900 



1901-1910 





1891—1900 



1901—1910 





12.18 



I3.3Ö 





0.1623 



0.1766 



P 



+ 0.3375 



+ 0.4840 



«2 



16.43 



16.88 





0.1990 



0.2049 





h 



1.1153 



1.0595 



T21 



— 0.1393 



— 0.1550 



•Il 



0.3883 



Q.mi 





1.0403 



1 .0172 i 



T 12 



— 0.1132 



— 01192 



■^2 



0.4834 



0.4990 



Setzen wir in diese Formeln die in Tabelle B gegebenen Werte der logarith- 

 mischen Charakteristiken ein, erhalten wir folgendes Resultat, zu welchem wir die 

 zuerst abgeleiteten arithmetischen Durchsuittsalter fügen. 



Frauen . Männer 



1891—1900 1901—1910 1891—1900 1901—1910 



Typische Alter T . ■ 23.51 23.07 25.32 25.20 



Zentralalter Z 25.22 24.83 2 7.40 2 7.28 



Durchschnittsalter Wl 26.17 25.82 28.61 28.61 



Aus Obigem geht nun hervor, dass das typische Alter bedeutend niedriger liegt 

 als wie das Durchschnittsalter (für das Frauengeschlecht zirka 2.7 Jahre und für 

 das Männergesehlecht zirka 3.3 Jahre). Das Zentralalter wieder liegt immer zwischen 

 dem Durchschnittsalter und dem typischen Alter, ein Faktum, das mathematisch 

 bewiesen werden kaini. In der Regel liegt stets der Zentralwert ungeiähr ein Drittel 

 auf dem Wege zwischen dem Medium und dem typischen Werte. So ist es auch 

 hier der Fall. 



Aus zugänglichem Material eine direkte Kontrolle über diese 'Werte, die theo- 

 retisch abgeleitet sind, zu erhalten ist niclit möglich. Unsere Werte sind nämlicht 

 gewissermassen als interpoliert zu betrachten, auf Grund des in tünfjährige Alters- 

 klassen eingeteilten Materials und um eine Kontrolle zu gewinnen, erfordert es Ver- 

 gleichung mit Material (für jedes Geschlecht besonders), wo die Ehen in wenigstens 

 einjährige Altersklassen eingeteilt sind. Auf diese Weise eingeteiltes Material ist 

 jedoch aus der publizierten Statistik nicht zu gewinnen, weil sich dort die einjäh- 

 rige Altersgruppierung der neuen Ehen auf solche bezieht, wo nur der eine, nicht 

 beide Kontrahenten vorher unverheiratet war. Angenommen, dass die Wiederver- 

 heiratung des entgegengesetzten Kontrahenten eine untergeordnete Rolle spielt, 

 könnte man doch vielleicht einen Vergleich betreffs des typischen Wertes wagen. 



