Ao = + 0,083333 B, = + 0,0120239 
A, = + 0,0040399 B 2 = — 0,0058033 
A 2 — - 0,0075450 B 3 = + 0,0013842 
A 3 = + 0,0023449 B 4 = + 0,0025859 
A 4 = — 0,0022367 B ä = + 0,0049169 
A 5 = — 0,0006458 
linier Zugrundlegung obiger Gleichung mit den eben vor- 
anstehenden Constanten berechnet sich die Monatscurve der Mor- 
talität, die Mortalität des ganzen Jahres = 1 gesetzt: wie folgt: 
u 0 Dec. 0,0837985 0,084182 
u, Jan. 0,0896009 0,091296 
u 2 Febr. 0,0783621 0,087893 
u 3 März 0,1087061 0,107765 
n+ Apttl 0,0900921 0,098372 
u 5 Mai 0,0957257 0,088773 
Tagescurve 
u 6 Juni 0,0829371 0,072245 
u 7 Juli 0,0672347 0,063293 
u 8 Aug. 0,0893735 0,071536 
% Sept. 0,0580295 0,077671 
u 10 Oct. 0,0766445 0,079507 
u„ Nov. 0,0710199 0,077128 
der Mortalität. 
Ich gehe vorerst ohne weitere Erörterung sogleich über zur 
Tagescurve der Mortalität , wie sich dieselbe aus den hieher 
gehörigen Beobachtungen ergibt. Auch hier kommt am besten 
die gleiche , oben hingestellte Form der Fourier’schen Reihen in 
Anwendung. Die Data, welche hier zur Berechnung zu Grund 
liegen, sind die 24 Werthe der stündlichen Oscillationen der Mor- 
talität, wie sie sich aus der oben erwähnten tabellarischen Uebersicht 
des Anhangs ergeben. Die Anzahl der bekannten Werthe— n = 24, 
die Anzahl der zu berechnenden Constanten = n — 1 == 23. 
Bezugs der Auswertung und numerischen Zusammensetzung 
der Constanten verweise ich auch hier wieder jmf die Tabelle 
des Anhangs und stelle blos hier die gewonnenen Resultate hin. 
Ae = + 0,0416666 B 0 0 
A, = — 0,0029706 B, = -j- 0,0055293 
A 2 = — 0,0035143 
A 3 = + 0,0032844 
A* = — 0,0029745 
A 5 = — 0,0015536 
Ag = — 0,0007145 
A 7 = + 0,0023602 
A* == — 0,0011645 
A, = - 0,0009284 
A,o = - 0,0000227 
Ajj ss _ 0,0006777 
B 2 = — 0,0032595 
B^ = — 0,0003315 
B 4 = — 0,0008906 
B 5 = — 0,0004719 
B g = — 0,0009197 
B, — — 0,0033408 
B„ = -f 0,0006408 
B* = - 0,0003232 
»10= - 0,0007412 
B u = _ 0,0000947 
