METRON DIRETTORE PROPRIETARIO - DIRECTEUR ET PROPRIÉTAIRE EDITOR AND PROPRIETOR - HERAUSGEBER UND EIGENTHUMER

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1 METRON RIVISTIì INTERNIìZlONIìLE DI STf\TISTICIì REVlJE INTERNf\TIONf\LE DE STIìTISTIQUE INTERNIìTIONf\L REVIEW Of STf\TISTICS INTERNATIONIìLE STATISTISCHE RlJNDSCHAlJ DIRETTORE PROPRIETARIO - DIRECTEUR ET PROPRIÉTAIRE EDITOR AND PROPRIETOR - HERAUSGEBER UND EIGENTHUMER DotI. Corrado Gini, pro(. ol'd. di Statistira nella n. UniversitlÌ di Padova (Italia!. COMITATO DIRETTIVo - COMITÉ DE DIRECTION - EDITORIAL COMMITTEE - DIREKTIONS-KOMITEE Prot. A. Andréadès, dc Sdencc des /inan('es il l' Cnivel'sit,: d'. fthhws «(: l'f~ee). Prot. A. E. Bunge, ljirector general de k'stadistica de la Sacioi!. IIlIenos A!J1'es (,\rgentina). Dott. F. P. Cantelli, attuario alla Cassa deljositi e jjrestiti. JfinisleJ'o del 7'esol (J. noma (Italia). Dr. E. Czuber, P1'fJ(essor an dcl' Technisclten l!orhsc!tulc in VVicn (! )(>lit8,.1i Ot:-'ster\'t'jeh). Dr. F. von Fellner, o. (jl/~ Universil,(U Pro(essol' in Rltlll.pcst (lingal'll).. Prof. A. Flores de Lemus, lere de Estadistiea del lwinist{']'o de Ilarienda. Madrid (Espaiia). Dr. M. Greenwood, 1'eade1' in medicai Statistics in lite University o( London (Englal1<l). Mr. G. H. Knibbs, ljù'cct01' or tho COllllllonwealth lnstitlde. or 8('iencc anri Indllstry. Mclbou1'rle (Aust.ralia), Ing. L. March, ancien direcietl1' de la Statistiqlle Di'né/mle de la Fram'c. Pmù (Fra llcp), Dr. H. W. Methorst, dù'ecteul' de l' Olfìce penl/anent de l' Institllt Intema[innal de,""tatistiriug. et du HU1'cau centrai de Statistiijlle. Ltl. lfa!je (Hllllan(lr). Prof. A. Julin, secl'étairc généml du MinisliTe de l'industrie et tln Tmvail. ljl'/i,vijllcs (Bei,!.!iqup), Dr. R. Pearl, ])/'0(. or Bio1l1ctl'.I} anel l'ual Statistics in thc J. flopldns Universi/li, flaltimm'c (('.S,A.). SEGRETARIO DI REDAZIONE -- SECRÉTAIRE DE REDACTION EDITING SECRETARY - REDACTIONSSECRETAR Prof. Jacopo Tivaroni (mt. nell' Cnive/'sitù (li Fen (I/'(/, (I t'liia) VoI. II. N. 3. SOMMAIUO SOMMAIHE CONl'ENTS l - I I ~ H A L '1' A..A. TschuprolV - Un the mathematical e.vpectation or the I/W1Jlents of frequency dislrihutiojls in tlte case of co'l"j'elated obse} /Jations. A. L. Bowlcy - The 1JJ'N'islO]l o{1neasw'e1jlenls es/lj}wted {rojn swnples. 'V. Winkler - Die Bel'echnung del' Tauglichlwitsp}'ozente iu de}' Hee1'esel'!Jd'llZungssial islih. A. Mac })onald - A stud!/ of the United States Senale. M. Bohlrlni (~ A. Crosara - Sull' u:,ioile scleltiva della.r;ucrra f1'(t gli sludejtli universi/ad ilftlùtjli. A. De-Pietrl TOllelli - l,e {onli inte)'nflzionali della stalislicr( comrneì' cinle: Il. A1JleJ ir:a..m. Kovero - t AU(Ju:it lnel!. PufJ!Jlicazioni l'ù~emtle - Pa1Jlicalions 'l'pçues - PllNications l'eceived E'I'!Ulltene Vel'(j/fentlichztJl[Jen. FERRARA (ITALIA) CASA EDITH.ICE TADT)EI 45 Via de' Romei

2 ARTICOLI GIUNTI ALLA RIVISTA ARTIKEL DIE AN DIE RUNDSCHAU AN- CHE VERRANNO PUBBLICATI NEI PJWSSIMI NUMERI. (Secondo l'ordine d'arrivo) GELANGT SIND UND WELCHE IN DEN NACH- FOLGENDEN NUMMERN ERSCHEINEN WERDEN. (Nach del' Reihenfolge des Eingangs) All'l'ICLES REçUS PAR LA REVUE ARTICLES RECEIVED BY TRE REVIEW WHICH ET À PARAìTRE PROCHAINEME~T. WILL BE PUBLISHED IN FUTURE ISSUES. (D'après la date de réception) (According to date of recez'pt) A. Guldberg, Zw' Theode de'ì~ Korrelalion. A. MncDonald, Death Psycology or Historical Per'sonages. A Statistical Study. A. A. Tschuprow, On the mathernal'ical expectation of the rno- 1Jlents or fj'equency dtslj'ibutions in the case of correlated obsej'nations (eont.). :M. Boldrini, La d(lcroissance sénile chez l' h01nme et chez la ferritl~e. J. BOkalders, Lettlands AgJ'Ct1'Pl'oblem. G. Tagliacarne, Contributi e c01hpm'tamenti delle 'regioni d'italia in guel Ta, L. Columba, La statistica e le scienze naturali.. J. W. Bispham, An expe1'inzentaz'dete1'1nination of the distribution or the partial coj'relation coefficient in samples of thij'ty..r. Pearl, 'The InleJ'l'elation of the Biornetric and Expm'imental l\tlethods or acquidng Knowledge; with special reference to the Pr()blen~ ur the Duration of Life. A. Guldberg, Ueber Mal'koff's Ungleichung. H. Ziemann, BeitJ'ag ZUl" Bevolkel'ungsfrage del' farbigen Rassen. R. Pearl, and L. J. Reed, On the mathematical theory of population g} owth. M. Boldrini, Tables des l'eductions annuelles des contingents militaires. l'. v. Fellner, Das Volks1)errnogen und Volkseinkommen Rum,f Ungm'ns. F. Sarvognan, Nuzialità e fecondità delle Case Sonrane d'europa.

3 AL. A. TSCHUPROW 00 tbe matbematical expeetàtion or tbe molnents or frequeney distributions in tbe ease or eorrelated observations I ntl 'oduction Every stochastical (l) theory of statistics sees i n the. empirical statistica! llumber~ images of certain really significant quantities - reflected confuse images blurred more or less by the Chance. Behind the statistical fl'equellcy ol' an event it discerns the correspondil/g' mathematical probability or, as the eng-lish school does, the meta-empirical l'requency which would become established in an indefinitely long ruil, if the observations could be carried out ullder uualtered collditions. Behind tbe average of the observed data i~t perceives the corresponding mathematical expectation; behllld the empirical «frequellcycurve» - the law of distribution of the values of the variable (2); behilld the «correlation-table ~ -- the law of interdependellce of the variables. IIow to get from t.he data furnished by the experiellce the most accul'ate possible estimate of these theoretical quantities which are mosuy inaccessible to direct measuremellt ~ in what manner to strip the statistical numbers of the disturbing cover ol' chaflce ~ This pl'oblem is vita} to (l) J use the word Cl st.ochastical» as syllollimous to «based OH the theory 01 probability» - cf. J. BEHNOVLLI, Ars Conjeclandi. B»sileae, 1713, p. 213 Ars COlljectalldi sivp Stochastice liobis detillitur' ara n\(-~tielldi quam fieri potest exadissime probabilitates n'rum» aliti L v. BORTKIEWlC'Z, Dz'e Iterationen, Ber] in, 1917 p. 3 (<< Die ali del' Waht'scheilll ichkeitstheorie orientierte, somit auf «das Gesetz der Gr'oNsPII Z,,}!lPII» sich grulldellde Betrachtung empirischer Vielheitell m6ge als Stochast ik bezpìt:hllpt werdell»). (2) 'l'he exact. defillitiolls of thp. termilli «Iaw of distributioll of the Talues of a variable» alld «Iaw of ì IIterd"pPlldellce of two, or more, variables» see iii my paper 'ilber die T<orrelationsfliiche der arithmetischen Durchschnitte, l (Metroll VoI. I, N. 4).

4 462 any theol'y of statistics, wihch pretends 1,0 be more than a 100se sum~al'y ol' rules as to how to collect and how to arrange ~ the statistical data. Th is proljlein has i ts logical alld i ts. mathematical side. The mathematics of the proljlem ha ve on their turn a t wotold pul' pose: we must, first, devise i Il a jud icious mauller the quantitative theoretical characteristics which we wallt to luww and, then, we must show a pl'acticable way to the estimatioli of their values l'rom the data which can be actually l'urnished by the experiellce. The tirst purpose presellts Iittle <lifticulty III the simpler cases, but is much tryillg in the more colllplicated ones. The sil1lplest installce ìs just tbat of the mathematical prouability, as the ratio Ilai basis or t!l0, statistical frequellcy, - a conception which is C0mmon to the statisticialls as well as to the mathematiclans sillce the publicatioll or BEltNOULLI' s immortal A1'S Conjer.tandi. But much time has passed until tlte c(h'l'espondillg conceptioll of the relatiolls hetweell the statistical average alld the mathematical expectatioll has ueen fol'med. Aud the allalogous conceptiolls tor the cases of the fl'equency curves and oi' the correlation - tahles have ollly Ilowadays begu'1 to be systematically developed, whereby Prof'. K. PBARSON has leen the leadillg mano In the case of the fl'eq llellcy curve we n ':)ed a system of parameters that allo\\' to gl'asp the analytical torri.' oi' the theol'etical law or distl'ilmtioll with tlw desired accuracy lllld that call be themsalves estimé.ttf\d witil snftìcient accuracy l'rom the data fur Jlished by the obsel'\'atiolls. Tlw most usual system of such parametf~rs is that of the «moillallts» of the variable. Otlwr systems can he alld have ueen devist'd,,'hich may be of much US0 llnder certain collditiolls. Olle of my pupi Is, cando J. MORDrcn, has, for i IIstanCf', a paller i Il preparatioll based on a speciaì system of parameters wil ich allows to treat SOllle cases or corl'f' lated obsf'l'\'atioils in most el(lgallt alld handy mallllpl'. But the t l'aditional «molllents» are of most g('>nel'al USf~ aììd tlte papar below does ()perav~ exclllsively wi th t1w parametprs of that type. If the law of rlistrihution of tlle valnes of the variahle remai IlS the sallle for ali observatiolls, ali we \Vallt to kno\v is reduced to the series of the COllS(lcnti ve t1h'oretical momel\t.s com pu'ted ei ther from an arbi tl'ary fixed origi n - q llanti ties 'l'n belo\v - or t'rom tlla mathematical f~xpectatioll or the variable - qualltiti(lg t-l below. If the laws of distributioll do vary,

5 463 we can prosecute 011 two di:tferent ways: "'e call ai III at the estimation of the theoretical moments 01' ali siilgle laws 0(' distributioll; but this is mostly unattainable anel, theretore,.we must often let us be contellted with a more summary IOlOwledge of tlle a verage vall1es resp. of certa i Il otllel' funeti OIlS of these theoretical momellts. After the system of the theoretieal paran1aters has been elected, it must be shown ho'" to estimate the values of the selected parameters from tbe obsel'vatiolls. 1'0 this lmrpose such functiolls of the empirical qnalltities must be formed whose mathematical expectations are equal to the wanled theoretical parametprs. As tllis is not always possi bie, we must occasionally COlltf-~llt Hg with snch fullctioils of the empirical ditta ",hose mathematical expectatiolls harely tend to the wanled Lheoretieal quantities with illcl'easing Ilumber of the observations (l). For i nstanee, nei ther the coeffic.ient of eorrelatioll Ilor Peal'soll's «mean srluare contingeney» can hn empirically estimated 011 tbe former lines: thel'e exisl no such functions of purely empirical data \Vl!OSf mathematicai expectations are equal to the j theoretical vallles of the coeffìcient of corralation and of the mean sqnare collti/lgency ; the mathemalical expectations of the empirical coefticienls which are commollly nsed as approximate measul'es of both do coincide "Ti th them bal'ely, i f the ll11m ber' of the observatiolls is pnt equal to 00. 'l'he collstl'uction or fullctiolls which combine empirical as \VelI as theol'etical qualltities can he sometimes also of use. Some impol'tant questions of pure theo,.y call be solved ill this wayand~ on the otllpj' hand, the vailles or certain theoretical parameters can be occasionaily kno','11 beforehalld and the wallted values of unkllowll theol'f'tical parametel's can be then estimated by means of snch properly formed combillations of em- (1) It is i Il} port.allt to 110 te the d ifference betweell t.he t\yo cases: whereas iii the foi'mel' case the empil'ieal value is ali approxilllat.e meusure of the 'wallted theoretich I ql1i-llltity whatevelo.the llumbel' 01' I he obsel'vatiolls may ba alld the mnltiplicati011 of the observat.iolls has bareiy the advantage to dilllillish the standard errol' of ~he estimate, in the second erse not only the standard el'l'o!' of the estimate is rednced as the numbel' of the observatiolls illcreases, bnt simllitaneously the difference between the wanted thaoret.ical qnalltit.y and t.he true mathematical expectatioll of the empirical coefficient becollles smaller and we do, thlls J lileasure with augmelltillg precisioll a qlhu1tity,,-h ieh coll1es nearel' and lieal'er to the olle we wallt.

6 464 pirical and,theoretical data. 'l'he statistical study ol' the interdependence betweeu two, 01' more, val'iables has espeeially oftell to reeur to sue h proceedingb: the theoretical parameters which characterize the laws ol' distribution of the values. of the separate variables can be in many cases assumed as krlowll and the experience has ollly Lo furnish the data from which the vailles or the parameters describing the law ol' interdepelldence betweell the variables can be estimated. The oni,}' empirical data which are available in t11e case of the statistical study of olle variable are the values which the variable takes at the successi ve observations. From these resp. t'rom their sui table combi nations the values of the theoretical parameters have to be estimateci. 'l'he next purely empirical quantity which can be used is, of course, the average of all empirical values of the variable. 'fhe mathematical expectatioll of the avel'age is always equal to the average oc the mathematical expectations of the variabie at the successi ve observations. lf the observations are u/lcorrelated, the standard error of the estimation of the avel'ugc mathematical expectation on the basis of the average of the empirical values decreases indefinitely as the number of the observations increases, and the Jaw of distrilmtion of the average of the empirical values tends simultaneously to the GAuss-LAPLACE law (under limitations as to which cp, my paper On the 1"uathematical expectation or t!te lnoments or the frequency distributions, Part I (l) and Part II (2). If the obsel'vations are ullcorrelated, \Ve can thus rely upon the value of the empirical average as an approximate measure or the unknowll average mathl'matical expectation, and theprecision of our measurement can be augmented as much as is desil'ed, by mealls of the multiplication of the obsel'vations. On the other hand, if in the case of ullcorrelated observatiolls the avel'age mathematical expectation i8 known beforehand, we can easily estimate from the corl'f~sponding degrees of the deviation hetween the empirical average and this «a priori ~ (3) value the theoretical second average alld th i rd a verage moment,s O) «Biometrika '», voi XII, p (2) «Biometrika.. J vol. XIII, p (3) Under a priori I dot not mean bere the absolute II priori of the metaphysicians, but bal'ely the l'elative a priori in the sellse ol sometbing known indep{llldelltly of the observations which shall just be coiisidet'ed.

7 465 (oi the type l-l); monlents higher than the third are indeed not obtainable in this simple way even in the case of uncorrelated observations. If the avel'age mathematical exllectatioll of the val'iable is not knowll beforehalld, we mllst l'ecnr to the SUIUS or the va, rious df'grees of the deviatiolls of t.he single empirical values from their average - to the qualltities v' below - as to the empirical basis oi the estimatioll of the unknown values of the theoretical moments. If the observations are uncorrelated ami the law of distribution or the variable remains nnaltered, we obtaill in this way the approximate values of the second alld of the third theol'etical moments most easi ly; the computatioll of the higher momellts requires more complicateli calculations, but the problem is nllder these conditiolls always solvable \,~ith help ot the generai fòrmulae which are givell iii my pape!' On lhe math. expo Part I, chapters III alld IV (l). But i f we drop the assumptiofl that the law of distributioll does not vary from olle obsel'vatioll to allother, the problem becomes so intricate that i t comports 110 gelleral solntioll evetl in the case of ullcoltelated observatiolls. Barely, if we cali gl'oup the observatiolls ill sucll rnauller that it cali be assumed tor each separate group that the law of distl'ihutioll l' ls ullaltered, we call occasiona:!ly proceed to the estimatioii of the wanted theoretical values (se e my papel' ijbel' deu rnittle1'en Fehler de)' wesentlichen Schwankungskol/1,]JO" nente (2). The diffìculties of the estimatioll of t.he unknown theol'etical moment.s 011 the basis of the data furllìshed by UlA expel'ience become almost illsllperable, if the assumptioll tllat tlh~ obsel'vations are ullcorrelated be tiroped. Surely, the mathematical expectation of the empirical avel'age r ls even then equal to the average mathematical expectatioll. But the precisioll with (l) «Biollletl,jka», voi. XII, p. ] 85 ff. Observillg, foi' instance, that the mathematical expectatioll of the foul'th empirical momeut - VMN) - ~ol1ttlil1s two theoretical quftlltities and alld that the mathemaficftl expectatioll of the secolld degree of the secolld empirical momellt - E[v!' (1V}r~ - colltains the same two thèoretical quantities, we CRII calett Iate thelll both f.'om the two approximate eqllatiolls to which these relatiolls lead. III like manner we cali obtaill the approximate valne 01 J.L5 il we combine the two appl'oximate eql1atiolls to which the values of v~ and of EVa' '1./ do lead, And so 011. (2) «Skandinavisk Aktllarietidskl'jft,» 1919.

8 466 which snch measul'ement sllall be cl'ediledis most uncertain; i Il the gellel'al case it can Iìot even be assumed that the precisio/l does i'ilci'ease, as the Ilumber of the observations gl'ows; the correlatioll between the observatiolls can be such that the stalldard enor of tlle estimate does Ilot diminish resp. does noi, i Ildefìni tely d im i Ilish,vi th the i Ilcl'easing llumbel' of tlle observatiolls. As the statistical pi'axis relies steadily on the possibility Lo illcreash tlje Jll'ecisioll of the avel'age I)y means ot the IllUltiplicatioll of tlln ol>sel'vatiolls, il!jpcomes of the utmost impnrtallce Lo state nndel' what COlIci i Liolls th is collticlellce i Il the savillg "irtne of illcl't~asillg Ilnmbers holds good. It is 1'n1'l,l1er IllOrc Ilecessal',r Lo cleal' np ullder' what.:tssnmptiolls the la'" of distributioll of t1w value!ì of tlh' empirical average tends to the GAuss-LAPLACE Ja\v, as the Ilumbel' of the oìjservatiolls increasps; for ollly thnll we cali _ pl'actically rei)' UpOIl the stalldard (-'1'1'01' as a measlll'e of the prncisioll of OUI' estimate. A solutioll Ilf both pl'oblpllls 011 UlA lineh of the ciassicai investigatiolls of A. A. MARKOFF is exposeti below (sef~ Chaptel' I; cf. my papel' if1jm' den mitllm'en Fr>llleJ' des ljw'chschnittes 7''Un gegenseitig nicht nnahhtingigen (h'(jssen (l). As LO the ljig'he,. theoretica] momellts, the col'l'espondillg problems have Ilot yet beell, as Lo m} kllo\yleclge, systematically clealt with. III tllp chaptel's I - III below I have tried to d evelop fol' t1lp generai case of correlateli () bservations the syst.elll of the fol'tllulae allswering to t110 fol'mlllae fol' the case or ullcorrelated observatiom.; which I have tr8ated in my papel' On the math. e;rp., Part I aild Pal't, II. 'l'hese are the most ~!'eneral fonnulae whicll call be proposed as the mathematical basis of the statistical study of one varia bie; for they do Ilot mah:e ah", special assnmptions neither as Lo the lavi" of illtel' dependence betweell the observations nor as to the laws of (iislributioll of tllc values of the variable at the successive 01Jservations. 'l'hey assume harel," tilat WA have to do with chance values of a véu'iable. But UlA laws of distribution at the successive ohsel'vations alld the llature of t}w corl'elatioll b~twepl1 the observatiolls l'emain wholly indeterminate. Ali other formula9 call be ohtai Iled from them tlll'ough speci fìcation by means of suitable additiollal assnmptiolls, - P. g. the formulae of my (1) «Skalldinavisk Aktual'ietidskrift», 1918.

9 467 paper On tlte 'math. exp., Part II, through the additional assumption that the correlation uetween tbe ousel'vatiolls vanishes; the formulae of On the math. e:x:p.. Part I, throllgh olle additional assumption more, viz. that the law of distributioll of the values of the variable does Ilot val~.r; and the elegant formula of Prot'. BOHLMANN (l) by the assumptioll of a speci fied t'orm of the law of distri IHltioll of tlie values whereljy the CUIlstants ol' the law of distl'ibulion may va)'.\" arbitrarily t'rom Olle ObS81'Vatioll to anolller and tlle obsel'vatiolls may be arbitrarily correlated. The generai formulae t'or the case of correlated observatiohs are estaljlished below i Il tlw same manner as the col'l'espolld i llg formulae for the case ol' lllieorrelated oljservatiolls ill my pape1' O/l the 7Jwth. C',V]).: f'arts I and II. I use hereljy sllljstalli.ially the method 01' A. A. JIAH.l\.cYFF basetl thorollghly UpOIl the eompntacion of the matlleluatical expectatiolls. l'his rnethod llas the advantage Lo join tlie perfect generality ot Ule l'esults Lo the strictness of the lllathematicai reasoning allei 1,0 tbe elemelltal'y charaeter ol' tlte matlwmatics. It operates exelu:-.;i vely wi tll a IgelJraical notiolls; i ti-! l'eal matheulatical basis is the furmula fui' a who]e degree ol' Cl polyllome. The sa me pl'oblems cali he certain]y treated ljy ll1eéllls ol' tllo bigllel' Allalysis alld this mallnel' Lo tt'eat tltem can be oceasiollally of mnch use. But ali essplltial l'esults cali be obutilled withont tlw help ol' the higher Analysis. If we collsidel' the fol'mulae co/weeting' the wallted theoretical ql1antities witlj the data ful'nished by the experieuee in the ~ase of corl'(~lated obse l'v atiolls, we see that thpse fol'm nlae baseli special assumptions abont thl-~ laws of rlistl'ibut.ioll alld the Ilatnre or the i ntel'depelldellee between the obscl'vatiolls eò!ltai Il mol'h Wd\llOWIl qllalltities t1lall there are appl'oxi male equatiolls to wh ieh tllese tol'l1lulae lead. The problem of UlA estimation or the values ot the theoretical pal'anwtm's OH the hasis of the expert mental rlata is collseq uelltly i llsol valli?', i f \\"() ha Vè ilo add iti()llal knowledge at halld ali owi 1Ig' t () i ntrod uce reasollable assnmpti OIlS about the!latui'e of the corl'p lati Oll ljet- (1) G. BOHUIAN:"i. Die (irllj,dbe,fj}'l/t() da H"(tl!rseheinlichkeitsl'fCh-nun/J in ihrf!)' Allte/'Iullfl/!J (wl die Le1JenSversl:cherUtI.fj, Satz XIII", «Atti del IV Congresso IlIterllazionale dei Matelìlatici», voi. III, p. 262, Homa, 1909); cf. b+di)\'\ Cbaptel' V[ (l).

10 468 ween the observatiolls and the Jaws of distribution of the values of the yariable at the successive' observations. Only to the average mathematical expectation tltere is a straight way from the data furnìshed by the experience open under whatever COIIdi tiolls: the mathematical expectation of the a verage ol' the empirical values of the variable is always equal to the average mathematical expectatiolj. But what we gaill hereby is 1I0t much worth; for, as was already mentioned above, the precision of the esti mate remai IlS in the generai case whojly undeterminate; i f we know llothing about the nature oi' the interdependence betweeu the observations, we can Bot evell re]y UpOIl the popular rule: if You will add to the precision 'ol' the estimate, do multiply the observatiolls. There are certaill types of correlation betweell the observatious which make the mnltiplication of the observatiolls nseless or almost useless. We arrive thus to the utterly important conclusioll that ali endeavoul's to reduce the statistical proceedings to pure empiricism are hopelessly futile. From the data themselves, as they are fnl'llished by the experience, we cannot infer what we want to kllow. Cel'taill assumptions about the nature of the interdependence between the observations and about the Iaws of distributioll must bn made if ally inferences at ali shall foliow from the ol>servations. SUl'ely, these assumptiolls mllst not always be the ~implest olles: ullcol'related observatiolls alld ullaltered law of distriuutioll or the GAuss-LAPLACE formo l'hey may be almost unlimitedly complicated alld may dift'er substantially fl'om olle case to allother. But assumptiojls ljased 011 what is kllown besides the statistical data furnished by tlle obsel'vatiolls must be at hand in every olle case. AssumptlOn-free manipulation or the statistical dala leads to llothing'. Two fnrther questions arise thus: tirst, what sets oi' assumptiolls can suffice to render the problem solvable and, then, how to decide which of the various possi ble sets of asbumptions is to be elected in each sillgle case. I shall not investigate these questions in extenso in the present Illtroduction; I shall limit myself to emphasize barely some poillts which al'e intimely conlrected with what tollows in the paper below. The most importallt assumption as to the Jaws of distributioci which allows occasiollally to get the wanted values oc the theol'etical parameters in the case of varyillg' laws of distl'ibntion is that the observations can be gronped in such mallner that the

11 469 law of distribution remains the same for each separate grollp of observatioils. The formlliae dealillg with such grouped observatiolls are to be found in the chapter IV below. Workable assumptiolls ahout the nature of the interdependence between the observations may Lle inllumerable. The simplest one is the traditional assumptioll that the observatiolls are uncorrelated. The next simple olle is that the observations aloe liniformly correlated - i. e. that the Jaw of the interdependence between an arbitrary number of thero r ls the same for ah com Linations of ohservations taken i n that num ber. A special case of such uniformiy correlated observations ia that of the tickets drawn from a closed urn alld not repiaced illto the urn before the experiment is hrought to the end. For this case of uniformly correlated observations I give in the'chapter V helow the whole system of the formulae corresponding to the formulae commollly used iii the case of ullcorrelated observations. These formulae are of great practical use, as with that type of correlated oljservatiolls the statistician has ofteu to do wh~n he uses the method of sampling (die Stichprohenmethode) which becomes in our days more and more popular. The tormulae oi' the chapter V below contain ali \\'hat can be of ne ed for the study or one variable 011 the lines of sampling when the constructioll of «unreplaced t.ir.kets» is chosen. l'he question as to the usefnlness of the preliminary groupin~ of observatiolls is also discllsserl and the correspondillg formulae are deduced. Let us l'eturi} 1I0W to the fundamental problem as to how olle has to decide what assumptiolls are to be elected in each si Ilgle 'case. Can thè data furflished by the olservatiolls reveal us that? The famous theory of dispersion of LEXIS seems, t'or instance, to indicate an empirical criterion which allows 1,0 decide on the basis of the observatiolls how much the assumptiolls correspondillg' to the LEXIS' iall «normal dispersion» are actually fulfilled. The formulae which I give below lead to a startjillg consequence: the Lexis' ian empirical critel'ioll ol' the llormality ol' the dispersioll is found to be illusory to a lal'ge el:tent; its mathematical expectatioll e4ua1s l not only whell the assumptions of the Ilormal dispel'sion are fulfilled, but even whell they fail, namely, i f the observatiolls are ulliform ly correlated e. g. in the maililer of «ullreplaced tickets». Both cases canllot be discriminated; if we have no other data at hand than those which are furnished by the observations, - neither b,v

12 470 mealls ol' the LEXIS' iati criterioll Ilor, as I dernonstrate in a spi3cial study, (l) with the help of otller methods which can be devised to - tjlis purpose. We can occasionally retute our assumptions hy COllfl'Ollting' them,,,,ith the obsrrvatiolls ~ bnt we can lievei' demonstrate that we have the right to arlmit them by mealls of the appeal 1,0 tbe data fnl'llisljed by tlle observations alone.,y Ila ie thell? 1s evf)t')" collclllsioll {/'CJUl the statistical data e/inali)' arbitl':h): Oll whatever assumptiolls i t may be based? Of com'se, it is Ilot so. Such \yl!olnsale scepticism is as much in the WJ'()lJg as his eolltrary - the naive empil'icism which l'plies without suspicioll UpOll the conclusio/ls basell on the simplest assumptiolls UIWOllsciously admi tteci allli \vhich does not en~n questioll Ule righi, to procef~d to these collclusions t'rom his data. 'l'iw right lille goes, as oftell, midwa)" - throllgh a soulld cri ti cisrn. 'l'ile ahsulllpt i OIlS npol1 which the COIlClllSiom:l are basecl musi, IH~ carefully controlled in evfht case Li.lleI t11e lil0dalities of the colltroi mnst l)(' 011 theil' tul'1l carefully chosen. Oftell cali the commoil sense dncide what assnmptions éue the l'i g'}l t 0118S. SomAti mes a ci l'cnrnspect 'allalysis of ali circllrnstances of tlh~ «expal'i ll1e Il t» cali penn i t to prefer wi thout hesi tation a certaill sei, of assumptiolls to other concnrl'illg' sets which can eq nally stanti tlle COllfl'Ollt;\ ti Oll wi th the () bsol'v atiolls. Sometimes we have tlw collrlitiolls ill om' hallrls and wc cali quite qnietly rely npol} OUI' assnmptiolls: fol' illstall(~e, if we have to deal with a carefnlly prepared samplillg', we do kllow with ali desired exactiturle \vheth,'r the scheme or replaced tickf~ts or that of nnl'eplaced ticl\.ets sliall sel've as the basis of uui' compntatiolls. But utrnost care is ah"ays req Ili l'ed, be('ore we pass to the inferences from OHI' statistical data; tlle most careful and mallysiderl trial of ali what can be ot' importallce must be the l'ule, 'file first three chapters of the paper below foliow strictly along the lines or the corl'esponding cilapters of my paper On the mathpnutlicfll expectation or tlle JlUnnents or f}'equency dist1'ibutions, Parts I alld II (<< Biometrika», voi. XII and voi.' XIII); in snhstantially the sanw way the salile fol'mulae are ohtained (l) See my paper Est dii' )lm'i)wlf' 8t(/lnHtà/ f'j'lpirùf'l-j llf1('hweisbar' (Zur Kn'tik del' Le,n's' scllen Dispersionsthf()}'ip),,,,,hich ",iii he published shortly in «Nordisk Statistisk Tidskrift» - a IIf'W statistiea l Quart.er ly eriited in S,yedell by Dr, THOR ANDRRSSON.

13 471 in a notaljiy gelleralized formo Some of the formulae- are kllowiì; mally of them are Ilew, as to my kllo\\r]edge. T'he g'elleral formula for tlle slalldard error of the averag'e in tlje case of correlated oosel'vatiolls cteserves to be de.signated as Mal'kofrs f()i'ulllla. Hs statistical collsequellces ha ve been d iscussed i /I my paper Cbc}' den mittle1'en Pehle1' cles DlIJ'chschnittes von {/('genseltig nicht untib'wngi.9cn (]1'ùssen «<Skalldillavisk Aktual'Ìetidskrift», 1918j. In Ileal'ly tlle sallle,\<'ay lite proldem 01 the standard el'l'or of the average has been treated hy Prof. G. MII}(TAHA in his il1- stl'llctl ve Elementi di Statistica, Chapter X. 'l'ile sl,eci al formula fol' the standard error of tlle average iii I he case of «. 11nl'eplaced tickets» Itas been gi VPll almost si 1lI ultalleously by L. ISSEH.LlS, II) l'l'or. G. MORTARA alld hy myself wi thont that olle of us had klll)wii t.he iuvestigatiolls or (,he otllel's (l). Tllese coincidellces are Ilot wholly foi'wilolls. The proldem or the correlated observatiolls IJegins lo at.tire the atlelltioll or tlle learlled in val'ious fields or scientific reseal'ch - especially in statistical physics rhallks maìljly to M. V. SMOLUCHOWSKI' s illgenious illvestigatiolls (2). No wonder that it I)ecomes IlO\\' an oljject of special illterest Lo the theoreticialls or statisl ies. Tlle sketch of the generai theofy of correlatect observatiolls wllich foliows l1elo\', appeal's yet 1,0 be tlle fìl'st s,rstematical study of the proljlem as a whole. (1) L. ISSERLIS, (hl tlw co 1/(1 itiu w; HI/dcl' lcltich the PI'OUa{I!f' ej'7'01's ot fi'equency distri/jutions luwe real slgniflc((j1ce (<'<Pl'oc. R. Soc./>, A, vol. 92, Londoll, I9lG): L. ISSERLIS, Ort tlte vallie o{ a i1if'an ([s C(delfl({ll'rI /hnn a sample (<<.1. R. Stato Soc.», voi. 81, Loudoll, 1918): G. MORTAI{A, Elf'Jtll'ì/tidi datistica. Appunti sulle le:;ioni di statistlr(1 ijwtodolo.(jica di't irti!' ii!'1 R. Istituto,,,'upeciore di studi cu,ji}jlen:ù,li di Roma, (Roma, 191'7).., M,v l'esults have bt:\pll pnhlisht'd in «Skalldinavisk Akt.llal'ietidskrift ~ 1918, but Uwy }Iave bet>1i ill use pl'èvinusl.r to tht'il' pnldichtioll, - d. ;-;;t. KOHN, On the use o{ samplùtg l/t the eompilatz:on oj'the {//}ì'ù'ultu7'lll C('1/.'\/IS, Petrogl'ad, 1917 (iii russiall; st. l(ohn is OIIR of m,y pllpils alld has hnd to COI\ stl'uct a seheme for the eoll\pilat.ioll of the dath_ of 1he great ali - 1'lìsI<Ìan ngrienltural Cellsus of l D the basis of salii pl i Ilg). Cl) M. v. LAVE appeat's to be the first alllollg the Physicists lo bave grasped the impol'tallce to rt>clwll 'lì ith tbe consequellces of tbe dl'oipillgo of the assnlllptioll of tile mut.ual illd(jpelldellce of single evellts \. hicb IInd",'l ÌI'S the theorem of J. BERXOULLI; bui, bis illvest.igatiolls have beell altogl>ther special. M. v. S}IOLl~CHO\vskI Itas gr'ìppil the problem fio o 1\1 all other si de ami his collception of the TV(thrscheinlichkeilsnacluDirkun.rJ has iliade it popnlar all10llg the studellts of statistica l physies. 'l'h e problem of correlat,l'd observat iolls begins also to p!ay a 1'6ln in biolog'y - Ilamdy iii the statist.ieal study ol' the laws of Mellciel (:;;Pt>, for instance, the interesting data eollected by Pl'of. E. MARBE iii his Die Oleichformigkeit in de)' lvelt, Bd. H, MUIlChel1, IVI9).

14 472 CHAPTER I I LeI, XI' X 2,, X N be N variables each folluwing its own law uf f'1'equency dist1"ibulion alld let N èxperiments be performed, - the first on the variable XI' the second on the variable X 2, and so forth, the last on the variable X N ; the N experimellts may be rwbitl'al'ily cor1"elated. Denoting by X; the chance-value taken by the variable Xi and by EU the mathematical expectatioll of the variable U, put --, l S 1:1 (" 111 l'li'", lj ') - N[-J] j ht,h2,...,hj - t1[h l,h 2,...,h j ;N] W!lere N[-i] = LV (N - l) (N - 2)... (N - j + l) anci S. denotes a j - fold sum which extends to all unequal J values 01' il) i, ) 2 ij' l'he values of }}l (iijz,,,,,l~i) and of t1(il, i2,...,ij) depend in hi1h2,...,hj hj,h'2"...,h j. thegenel'alcaseontheorderoftheindiceshl h... 2 h,' rn(h't'i' '/,h'2) is, for i Ilstance, different t'rom 1n (h il I h i2 ), 2, l,,, J' l, 2 On the contrary, the values

15 473 of m [hl, h 'l, h j ; N] allct or!l [hl I h'l'." h i ; N] are i ndependent of the order of the illdices; JJl [hl, h 2 ; NJ == ri~ [h 'l1 hl; N] alld so ono S n hs t i t II t i Ilg i Il f:1 (i l I i 2 I I ij) h ll h 21,h j Hence: E1[ 2; N] = rn[ 2; N]- [111 [I; Nl- ~ ~[,,<"_ 11lp; Nl (I) E1p,I;N]= m[i,1;n]-[11l P ;Nl + + N (~-l )~[11l~i)_ mp ;Nl and If the quantities mfi) are equal,

16 474 alld!1 [2;.N] ~ lt [1,1;.Nj = m f2;n] - In [1,I;N] IlIB;NI-- :~!1[2,I;N] + 2 #[I,I,I;NI = +- 2m[1, l, l', N] 1U[:1;Nj-- :3JJl[2,I;N] alld so Oll. If tha separate exparimellts are illdependellt of olle al1other, Jn ~ilji.2 ",i.i) = Jn (hil)n/ji2)... m(~.i) h ll h,!,..., hj l 1.2 Il}!1- (i\,i'l,...,zj) = ll(il)!1(i~)... ~(ij) h ll h 2,...,h j ~ hl il 2,h i bul nl[h l1 h?,...,hj,'n] is ill the gelleral case IlOt equal to For example, In[h\;NJ nyh 2 ;NI m [h j ;N] (2) m [h1,l1?;n] = 7)/[l11;N]m[h 2 ;N] - - N(l~~ t, [111 ii: - l1![h,;nj l [m~; - ""[h';nl] allll Ill'lh ph~; "v] cali hn t'q llal to 1J/[h 1 ;N]ii/[h 2 ;N] ollly, i f. "i ~:,lì)! }!) - lnrh 'N] l [III (i) - 1Jl.] = O. ~ I l' h~ [h 2 ;N], for installet~, il' ali qualltities mh 01" I all Ilnalltities nth2 are equa!. 111 the g'ellet'al case fl[hllh?,...,hj;n] is likewise not equal to U[h 'NJU[h. v] Hl,h'v]' Ii olle of illdices II il ~ 11 ' 2, '." J'" I, '2,..,.-; h. is eqnal to l anrl ali exw~rimellts are mutuctlly indappndellt, 1l(;'V~?,...,zl j~ = (); Il 1,t1.?,..., I) ill this case 1/,[7., l I,.. \T] is lil~ewise equal tn zero. (' 1"lJ/~,''''.l'~ Notillg that j};i',(~y) 0::= E II X1(~V) == --~r E [t Xi]7' 1\ i=l, we fìlld, i f }' L N: l " N-j '1 N-j +-2 iv r-)+t 1'-1'1-)+2 1nn(N)=-~~ ~ ~... ~ ~ ~... ~\ )=1 i l=l i~=ij+l ij=ij'1+1 1'1=1 1'2=1

17 475 + NHr-')J[ C~m [I,I,...,I,';N] + IOC~m[I,I,...,1,2,3;N] C:mp.I,...,1,2,2,2;Nl] l r-j+1 r-r1-j+2 r-rl-r s...,f'j-s-l r! + N[-j] -:-, ~ ~... ~ J. 1'1=1. rs=l rj-l=l rllr2/.. rj _I/[r-rl-r2-.. -rj _)]! m[rl!r!,...,rj-lir-r1-r2 rj~1' N] l f'-2 1'-1'1-1 r! Putting (**) + iv r- 3 J- 6 ~ ~ " " '[ ]' m[r l,r,2,1'-1'1-1',2;n] + rl=l rs=l , r r) r 2 l t'-l r!!* 2 ~.. '[ " ], V l', + N[-2J- ~ 'Jn[1' 1'-1' 'N] + Nm[r'N] r1=11). 1-r). j-l N[-jJ==~ (-l)f {J:hf Nj- f, f=o we find: m r, (N) = 1n [l,l''''!j;n] + ~ I C~ m[lji"",1,2;n] - (J r,l 1n[lll''''Il;N J I + + ~,2IC;m[1'1""'1I3;N] C~m[l 'b2'2;nj - fjr-1ii C ;m[l1l'''''h!;n] + + fjr'21ìlhw'''1;n]~ + C) Cf. On the mathemaucal expectauon of the moments of frequency distribuuons, Parto I, chapter I, (4)-(7), «Biometrika.., voi XII, p. ] C-) See On the math. expo Parto I, Introduction. «Biollletrika» VoI. XII, p. 142). Note that ~rn == C2r, ~r,~ == 3 C4r + 2 C3r, ~r,s == 15 C"r C5 r + 6 C4r == C/' C4,.. Mett'on - VoI. II. n. 3 31

18 .j I 476 l \ C4 + N'il,.1n[llll ' 'IJ4; N] + l O C~ 1n[11l""IlI?,g;N] + ( Ct'm[I'lI"'lll~I212;N] - (4 ~- - {l'-'.1 tc~ rn ["".u''',;n] C; rn[lh,---n",t;n] ] c 2 rll[. ] - f.1 1U[ ] (+,"-1,2 r ljl""il,2,n t-' rl3 liij''''l;n \ Hence: m 21 (N) = 1n[1Il;N] + ~ j 1'n[2;NJ - 1JZ[ln;N] f. 3 \. I m 31 (N) = ml,1>l;n] + N I Jn[2,1;N] - m[lllll;n] \ + l \ (5) + fb i m[3;n] - 3 1Jl[211;N] + 2 lil[lnll;n] Putting (see (1)) 1n[I,I;N] =!l[i,i;n] + [m[1;n]]2 - N(;-I) 1: [m/i) - rn [1;N]]2 i=1 N 1n[2;N] - 7ll[I,I;NJ = fl[2;n] - fl[1,1;n] + N~11:[m/i) - m [1;N]l! i=1 we filld: (*) (6) tn2,(n) == fl[l,l;n] + [nt[i;njy + ~ l fl[2;n] - fl['i,l;n] ~ Sirnilarly we find (*): iil3,(n) = tl [l,l,l;n] + 3 m [I;Nj fl [1,l;N] + [1'n[l;N]]3 + +! Ifl[2,1;N]-fl[I,I,1;N]+m[1;N] [fl[2;nj -fl[1,1;n]] ( + 1 \ I + N'l I fl[3;n]- 3 fl [2,I;N] + 2 fl [I,1,I;N]\ N C) See On the math expo Parto I, chapter I, «Biometrika», voi. XII, p. 151 and Parto II, chaptet' I, «Biometrika», voi. XIII, p. 285.

19 (7) rn 4 (N) = fl[l,l,l,i;n] + 4m(t;N]fl[l,l,1;NJ + 6 [m[1\n]]2p,[1,1;n] + + [m[1;n]]4 + + ~ ~fll'2, I,'I;NJ - fl [1,l,1,1;N] + 2 tn Il ;N][fl [2,'l;N] -11 [l,t,l;n]] + + [n~[l;nj]2[fl[2;n] - fl[l,i;n]] ~+ 'I ~ + N2/ 3 fl[2,2;n] + 4[l[3,I;Nl- 1811['2,1,t;N] + Ilfl[I,I,1,I;NJ+ + 4m[I;Nj[I1[3;Nl - 311[2,I;N] + 211[1,1,I;N]]( + + ;3~!ll4;N] - 3fl['2,'2;N] - 4fl[3,I;N]+ 12flf2,1,1;N] - 6fl[1,I,1,1;NJt 477 III Replacing in the formulae of II the quantities rn by the corresponding quanti ties Il and noting that fl/ i ) = fl[1 ;N] = 0, but that JJ.(i l,i 2 ) l/(il>i 2,i 3 ) an so 01}.'1[1 'l','\t] 1/[1 I 'l'n] and so on are in r 1,1,, rl,l, l., r "lt, r ", the generai case di fferellt from 0, we find for r L.N: (8) = JJ N[-r]. + N[-~r-l)] e 2 + fl1,,(n) Nr~ 1l[1,1,... I;N] r 1l[1,1",,11,'2;N] + N[-(r-2)][e 3/1.. N] + 1 3e.4/1. ') ') 'N]] + r,v[1,1,...,1,3,. 1 r[i,t,...,i,~,~, + NI- 1 r-3lj[ C/,uII,I,...,I,t,;Nj + lo Cr 5,u[l,t...,t,2,3;N] e/ II.[ 1 '1 'l') ') 2.N]]+... +,"" "...,,...,",,

20 478 - {J1>-I,t Cr2fl(l,I,...,t,2;N] + (Jr,2,u1,l,,,.,I;N] ~ +, ) ~s i Or fl[1,t,,,.,i,4;n] + l OCr,u[I,t,...,1,2,3;N] Cr 6 #[I,I,,,.,I,?,?,2;N] - - {J"-2,1 [ Cr',u[1,1,...,1.3;N] + 1.3C/,u[1,1,,,.'1,2,2;N]] + + {J,'-l,2 C/,u[1,1,...,1,2;N] - (Jr,3#[1,1,...,1;N] ~+... HeIlce or from (6) and (7) we find: l N_l _ 'l ) t #2, (N)==/{,u[2;NJ +JT #[I,t;N]-,u[l,t;N]+/{t,#[2;N] - #[l,i;nh 1 3(N-t ) (N-l) (N - 2) #?" (N) == N2,u[3;N]+~,u[ 2,1 ;N] +~--,up,'!,1 ;N] = (9) = #[l,l,l;nj+ ~v~#[2,i;n]-,u[i,i,i;nj~+ + ;2 ~,u[ 3;N] - 3 f:l[2,t:n] + 2,u[ l, l,1;n] } t 3 IN-t) 4 (N-l),u4,(N)==N3",u[4;N] + ~ #[2,'2;N]+~ #[3,1;NJ+ 6 (!{-I)(N-2) + N3,u[2,1,1;N]+, + (N-1)(N-2)(N-3). _ N3 #[I,l,t,I;N] - = #[t,t,i,i;n]+ ~l,u[2),1;nj-,u[i,!,1,'i;n]~+ l ~ I + F 13 #[2,2;Nl + 4,u[3,1;N] - 18 #[ 2,t,I;N] + Il #[ 1,1,1,1;N], + +;3 ~,u[4,nj - 3 #[2,2;N] - 4,u[3,l;N] + 12,u[ 2,1,1;N] - 6,u[l,LIJ;N]~ If we compare these formulae with the corresponding formulae ot my paper Onthe math. expo Part I, Chapter I, III and Part II, Chapter I, III, we see that the correlation between the experiments introòuces much more changes into the law of distribution of the values of X(N) than are introduced ljy the differences between the laws of distri bution of the values of the separate variables: if the observations are correlated, not only l terms of the order N Ent.r;l and higher are conserved in the formula for flr,(n), but al so terrns of inferior orders inc1. the term whioh is independent from N. Consequently, [12, (N) does not in the generai case tend to zero with increasing N and the

21 479 relation f!lr, (N}}: tenda with increaaing N to a limit which de-!l2, (li) pends on the nature of the correlatioll between the observations. 'l'he correlation between- the observations must tulfil certain conditions, if the uncertainty of the estimation of the value of 1iì[1;N] from fhe value of the average of the separate variables shall be capable of an indefinite reduction by means of the multiplicatioll of the observations and the law of distribution of the values of X(N) shall telld to the GAuss-LAPLACE Jaw, as the nnmber of the observatiolls increases. IV If the standard error of the average shall tend to zero, 8S the number of the observations increases, the correlation between the observations must he such as to fulfil the condition: P(1.1;N) vanishes for iv = 00. I have considered in my paper Uber den mittleren Fehle)' des Dlwchschnitles von gegenseitig nicht 'ltnabhtingigen Grossen (*) some cases where this condition is fulfilled. For instance, P2, (N) tends to zero with illcreasing N: l) if ml,ii,i 2 ) L.. m(t 1 ) Hì(i 2 ) for all values of il and it; 2) if the diffel'ence mtt+ j ) - m~) ln~+j) doesnotdepend from i and decreases in geometrical progression with incl'easing j; 3) if p(t:~+j) doeb not depend from i and becomes equal to zero for all values of j which are greater than a not infini te and independent from.lv number 1. It is not difficult to demonstrate that, if the condi tion «the correlati OlI between the i-th and the i+j-th' observation depends exclusi vely on the value of the interval j and the observations become uncorrelated when j is greater than a not infinite and independent from N nnmber I» is fulfilled, not only P2,(N) tends to zero with increasing 1V, but also the relation L U 3,(N)f tends to zero the relation P4, (N) tends to the limit 3 Lu" (N)]9 ' [P2, (N)]2 and so on and, collseqnently, the law of distribution of the values of X(N) tends to the GAuss-LAPLACE law. (*) A. TSCHUPROW, Zur Theol'ie del' Stabilitéit statistz'scher Reilten, Erste Abhandlung, pp , «Skandinavisk Aktuarietidskrift, 1918».

22 li, 480 Supposing that the law of distribution of tlìe valùes of the variable remains the same for ab variables and noting that under above conditions 1-4\i+l+1) == pii) p/t+ l + 1 ) = 0, we find: N l l N.. 2 i=l N-i ", -=-ft[11'n]= - ~ ~ fl(t l,l2) == -.,.- ~ ~ p(f,l+j) = N" N2 ~ ~ l,l N'l ~ ~ 1,1 =~! t;'.j:,:i:::~)+ ~ '~flinn~~:;_l+h+j) I. N'l ~ ~ 1,1 ~ ~ 1,1 \ i=1 j=1 h=l j=1, N-l We see thus that ---w-,u[t;inj tends with increasing N to l zero, but (N-l) ft[i,l;-"'] tends tothe limi t2 ~ fl~:~+j). COIlj=l sequently, P2,(N) tends to zero and N P2,(N) tends to the limit z ~ li.(i,i+j) 1-',. + 2 ~ '11. j=1 ' Similarly we find: [ (iv - l ) fl ]. == 2 ~ p(i,i+j ). [2,l;N] N-oo ~ 2, l - j=l [(N -1 l - ~ (i,z'+j) ) P[3,l;N) _ - 2 ~ 1"3 l N oo j=l ' [(N-l)(1V-2) II. t'v[l,l,l,n] N-... t'v l,l l _00 j=l h=l ' On the other hand, noting that we find: Noting that.] ==6~ ~ nu,z'+j,i+;'+h) fl~i~'+l+l) == p(z') fl~'+l+l) N,~ 2_ (_N-_l) l'' ] == 2 [ N [2,2;N] N 00 fl2. but p,(i,i+l+1,i+l+2) =fl(i) p,(i+l+l,i+l+2) t,t,1. 2 '1,1, and that fl{i,i+1.i+l+2,i+l+3) =fl(i,i+l) fl(i+l+2,i+l+3), ' t,t,l,i '1, t 1,1 we find further: (N-I)(N-2) ] ~ (' '+') [ N fl[2,1,1;n] N 00 =2fl2~!l;:; J

23 [ (N-I)(N-2)(N-3) ] =12[~pJi,i+J)]2. N,u[l,t,t,l;N] N 00.=. l,l 481 [,u3,( N)]2 d h. h. Substituting in (9), we see that N 3 [,u3/n)]2 tends with increasing N to zero, whereas N 3 LU2,(N) r tends to a limit difti eren t f rom zero; th e re latloil [ ]3 ten s t US Wl t lllcrea-!l2,(n) sing N likewise to zero. On tite other halld, N 2 1l4,(N) tends to the Iimit 3 )fl~+ 4". [t,,u~:l+j)] +4lt,u~r) n and the relation r,u4,in) ]2 tellds to the Iimit 3. 1l2,(N) In a slmilar way we find that NC-21'] ] [ (21')! (l... )" N N-hl [ ~ IlCl,l,...,l;N] N=oo = fi:- ~,u~':t}) ~1 ~1""... N1-h(;~~:=-;2_'"..-h r _ l )] hr-1 =1. N=OO =[(~~!(±,u~:t+jl)r N~~?']] = (21'-1) 2r[t,u~:f+il]r j=l ). N=oo J=l, Nr-(21'-l] 21"(21"-1) Il ] [1,l,---,1,2;N] = 1.: [ Nr 2 N=oo '[ l ] r-l,u2... (21'-1),. 2"-1 ~,u ~y+j) and so ono We --See thus that Nr f'-2r, (N) tends \vith increasing N to the hm i t (21"-1) [!l'l + t ii'f+ j)] r and the rela tion t 2,., (N]~ j=l ' f,1-2,(n) tends to the limit (21"-1). On the other hand the re]ation [,u2r+l,(n)], [] 2r+1,u2,(N). 2 tends with iucre- asing N to zero. The law of distribution of the values of X (N) tenda, consequently, ullder the above conditions to the GAUSS LAPLACE law, as the number of the observatiolls increas6s.

24 482 1) Let us put CHAPTER Il I 1 {,[Xr, (tj]r_ r --~ i - Ht} -1l[1';N] N i=l 1l[~;N]. _l_t [X~ -nl[hn]]r N i=l We find without difficulty that all formu]ae of my paper «On the math. expo», Part II, chapter II, 1* hold good even in the case when the observations are correlated. On the other hand, noting that ll~r;n] is an average ofcorrela ted q uantiti es [x;- m\lf [ r X~ - m\2l chapter I (3)-05»): m N [-m] [ ] N [-(m-l)] and so on, we find (see E ll~r;n] = Nm ll[r,r,...,1 ;NJ + Nm C~fl[1.,1,...,',2' ;N] +.. (1) and hence E[ r N(-2] m-l.. + Nm ~ C~1Il[ml1',(m-ml)1')'N] + ml=l N + Nm ll[m1')'n]= - 1\2 (J l -1l[1,1,...,1\'N] + N ~ C';;Jl[1,",...,r,21 )'N]- m,}il[1',1',,:,,1')'n]f +... ]2 1 N-l 1 \ l ll[r;n] = N 1l[21')'N]+ N 1l[1',1')'Nl = 1l[1',1')'N] + li ~1l[21';Nrll(""';N]! E [,u(rinl r ~. ft[3";n l + 3~~1),ul2''''';N I + (N -I ~~N-2),u[r,r,r;N) = (2) =,u[",'''';n)+! 1,u[2r,r;Nl-,u[,,,,r;Nl!+ + ~21,u[3r;NI-3,u[2,.,r;N)+ 2,ulr, r, r; N II (.) «Biometrika», voi. XIII, p

25 ' l 3(N-I) 4{N-I) E [ l'~r;n] ] = N3 P[41';N] + ~ p[2r,21','nl'+ ~ P[31',1';N] + 6(N-I)(N-2) (N-l)(N-2)(N-3) + - N-B --P[21',1',1';N] + NB P[l',1',1',1'J'N] = 6 \ ì = p[r,1',r,1'>jv] + N tp [21',","J'N] - P[r"',1,,1"'Nl\ ~213 1'[2,21' ; N l + 4 1'[3", '.N l -18 1'[2,, ", 1';N l + l I 1'[", ''''',,';N ~. 11'[4r;N ]-31'[21', 2";N r- 4 1'[ 31', ",N]+ l 21'[21', ", ";N ]-6 1'[ ",1',1', r;n J I 2) Putting z. =_1_. S.ZOh~2,... :,z"j) [k1r,k,r... kjr, N] N[-J] J (k 1 1 lk 2 1,...,kjr), where S. denotes a j - J fold suro extended to ali unequal values of il' i 2,, ij, we find: ", ]m N[-m) N[-Cm-l)] 2 E l-l [r;n] = m Z[r r M'~T] + m C m Z[r M [ N "...,"'" - l\t.',...,,-, N[-2] m-l N r' 9r N]+ + (3) +-- ~ Cm1Z +-Z = N m ~ m [mtr,(m--ml)r;n] N m [mr;n] ml=l l ì.- = Z + - ~ C 2 Z - f.l Z ~ [r.r,... r;n] N ( m [r,r,...,2r;n] V m,l [r.r,...,r;n] \ and hence (4)

26 484 II l) From (2) and (4) we ftnd: a 2, [, ]2 []2 l \ ì fj<[r;n]= E,u[1';N]-,u[,,; N] = fl[r,1'> N]- fl[1';n] + N lfl[21\ N] -,u[1'11';1v]f (6) U2.u[;';Nl = E[.ur'r; Nj-E.ui; ; N lf-

27 and hence 485 (7) + ~ ~o (_I)h C::' [l'['':n] n -{J ~l m--h ( f +... m-h,l [1',1',...,1';Nl) C"m_h. 1'::~~:2\';N]- U where the indp.x in l! in ~ )m-h( and ft lm-h-1 ( denotes [ 1',1',,,1';Nl [1',1',...,1"21';N] the number of indices in [ ]. For 1n = 2, 3, 4 we find. E [l'i ";N] - l'[t;n] r r = 1'[ r, ";N] - [1'[";N] + ~ l 1'[2r;N] - 1'[ ".";N]

28 486 E[,u[";N] -,u[";n]]" =,u[",r"';n] - 3,u[";N],u[r,r;N] + 2 ~[r;n] r (12) +! l,u[2r"';n] -,u[ f,''''';n] -,u[,~n] [,u[2r;n] -,u[,., r;n]] I + + ~t I E ~'[";N] -,u[ ";N] r + 6 [,u[''n] r,u[3";n] - 3,u[2r.r;N] + 2,u[r""";N] I =,u[ ",r,r,";n ] - 4,u[ ';N],u[,.".,r;N] +,u[r,";n] - 3 [,u[";n]r +. +! l,u[ 2, ".. r;n] -,u[ r".,,,,'n] - 2,u[ ":N] [,u[2r.r;n] -,u[ """";N] ] + + r[r;n] r r[2";nl-,u[f"';n]] 1+ + ~213 ft[21',21';n] + 4 ft(31',r;n] - 18 ft(2r,1',1';n] -I- Il P(1,,1',1',1';N]- - 4,u[";N] [,u[3";nj-3,u2,.,r;n]+ 2,u['''''''';N]] 1+ + and + ~31,u[ 4";N]- 3,u[2r,2r;N] -- 4,u[3r,r;N] + 12,u[2r""";N] - - 6,u(1',1',1',1';N] l The generai formulae for EH~'N]-E,u[~;N]r may be obtained in a similar way, ùut they are so unwieidy, that I do not reproduce them here.

29 487 CHAPTER III l We find without difficulty that even in the case of correlated observations and we find 2) Noting that V['I;N]=O V[I;N] = O. X'-X =[X'-nl(i)]+[,m(i)-n~[1 ]] 1 {,[x'-m(j)] i (N) i 1 1 ' ;N N ~ j 1, j=l' ~J X',-X(N)r ~J x;-mi')]~ ~Jmi<Lm[l;N1F- ~ )~[ x~-m[i)] (~ +2 ~J x;-mi')] [mi')-m[i;n l] and hence (I) V[2;Nl= ~~,[ mi')-n![t;nl]~ NN I [f'[2;nl-f'[i,t;nl]. Comparing (l) with the corresponding formula in the case of uncorrelated observations(**), we see that the correlation bet- C) Cf. my papers On the math. expo Parto II, chapter III (<< Biometrika"l voi. XIII, p. 292), and Uber den mittleren Fehler der wesentlichen Schwankungskomponente, p «Skandinavisk Aktuarietidskrift», 1919». r") Cf. On the math. exp., Parto II, chapter. III (2), «Biometrika», voi. XlII, p. 294.

30 488 ween the observations reduces the value of V[2;N], if #[l,l;n] >0,and increases it, il' # [l,l;nl < O. If # [l,l;n] = O, V[2;N] has the same value, as in the case of uncorrelated observations. Similarly we find: 12(N - 2) N.. [ ] - N 3 ~ ~~ #~S2) 1n~i1)-m[1;N] + 1,1=1 1,2+1,1 + ~~:f.~ /"\i: 2 ;,) [rn~i1) -- m[l;nl] + i 1=1 1,2+1,1 + ~t.~ ~. p.\i:ò,i,) [m~i1) -m [1 ;N]] ti = 1 t2+ il i a::j:t2::j:t1 If the mathematical expectations of all variables have the same value and m~i) = m[l;n], we obtain: N-l [ ] V[2;N]=N #[2;N]-#U,1;N]

31 (3) (N-l) (N-2)[ v 2 ft -3.u +2ft [3;N] N [3;NJ [2,1;NJ [1,1,1;N] l 489 (N-l) (N-2) (N-3) [ ] v ==.u -4.u, +6.u -3 + [4;N] N3 [4;N) [3,I;N] [2,1,1;N] [t,1,t,t;n] (N-l) (2N-3) [. l + N3 f t [ 4;N] - 4.u[3,I;N]+ 3 [2,2;N) Supposing that the )aws of distribution of the values of all variables are identical and that the observations are uncorrelated,' we get again the formulae of my paper On the math. expo Part I, chapter III. (*) 3) Noting that N-l [ l ~ ] X~-X(N)=-- X~---~X~, N N-l j+i (4) ~= + C;-- l [ ]}I + (N~2) 1J/ ] - N-l ["-:?,2;N] [l'-'2,l,l;n] C) See «Biometrika,» XlI, p. 18A.

32 490 -O; l 2m, [ + (N-l) [r-3,3;n]. + 3(N-2)rn + (lv-2)(n-3) 'fn ]+ [r-3,2,1;n] [?'-3,l,l,1,N] + C:_l~[ Ut +4(N-2) 'fn +3(N-2) 1n. + (N-l) [r-4,4;n] (1'-4,3,I;N] [1'-4,2,2;N) + 6 (N-2) (2V-3) m + [r-4,2,1,1;n] + (N-2)(N-3)(N-4) 11l. ]._ ( [1'- 4,1,1,1,1; N) \ For ')' == 2, 3, 4 we obtai n (see above (l) and (2)): N-l [ ] V[2;NJ=~ m[2;n]_m[i,'i;n] (5) V[3;Nl = (N-j~~N-2) [m[3;nl- 3 m[2,i;nl + 2 1n[I,I,I;Nl] V[4;Nl = (N-l) (~~) (N-3) [11l[4;Nl- 4 m[3,i;nl l[2,1,I;Nl-:- - 3 m[i,i,i,i;nl] + + (N-I)~;N-3) [m[4;nl- 4 m[3,i;nl+ 3 1JI[2'2:Nl] lf m~l) = 1ni 2 ) =... = mi N ) = ml) we have: X; - X(N) = (N-l) j [x~ -mi] 1_ ~[X~-ml] ì N ( N-l i:ti f and hence: ( N_1)r V[1';N1 == N! fl[1';n] - " 11(1'-1,1 ;N] + + C~ N ~ l [,u[,.-2,2;nl + (N - 2),u[,~2,1.1;Nl J - (13) _O~_l_ [11[1'o3.3;N] + 3 (N-2) ft[1'-3,2,1;n] + (N-2)(N-3)fl(1,o3,1,1,1;NJ] + (N-1)2 + C: _1_ [11[1'-4,4;N] + 4. (N-2) fl[1'-4,3,1;n] + 3 (N-2) fl[1'-4,2,2;n] + (N-I)3.

33 491 + () (N-2) (N -3 )1'[,' 4, ~,l,l;n] + (N -2) (N-3) (N -4) 1'[ r.,l,l,l,l:n]] _...! Putting r = 2" 3, 4, we get again the formulae (3). 1) Noting that II I ~ X; -X(N! \ = i ~ X;-mi" \ + I ~ mi'l - m[l;n] \ + \ N [ ] 2 ' 2.~ N [ ] 2 2 \ iv [ ]2 t + ~ ~ t [x~ - mii)] ( + 4 ~ t [X; - 7Ji ii)] [mii) _ 1}l(l;N]] ~2 + iv (i=l ) r i=l ', r + 2 ) ~ [mi'l-m[l;n] ~ )~ [x;-ml"r (~ - ~) t, [x; - t, r ml'lt () [x; - miil] ) ~ [x; - 1i!['T ( )t. [x; - l1/1tl] [mlil - m[l;n)] ( -! ) ~ [ml'l - 7II[1;N] n ) t, [x; -miil] r + 4 ) ~ [n~ii) --lu[l;n]]' ~ ) ~ [x~ --- mii)] [ml'l - 1n[l;N]] (- t-l I t_l I we ftnd : -! ) t. [x; - 11I1il] [mlil - m[l;n]] ( ) t. + [x; - m lil ] \' ' Metron - \'01. IL ll

34 492 (N_1)2 [ _ ] =N1 lt[4;n] - 4 Ill3,1;N] + 3 P'[2;?;N] + (N-l) (N-2) (N-3) [ '. "), ' ] + N 3 fl[?,~;n] -,.., fll2,1.1;n] + IlLl,l,l,l;N]. - (lv _1)2 [ ]2 4 N. [. ]2 - ~ 1l[?;N] -1l[l,l;N] -t- N2 ~ Il~t) 11l~t).-:... m[l;n] + [m li,) - m[l;n] ] + ji l'.~ 1l~:l2)[m~')-m[1;N]]- t2~tl

35 493 (9) (N-l)2 [. ]2 - N2 P[2;N] - P[l,l;N] 2) With help of methods similar to those used in 1,3) the values of Ev['. 'N] v['.. ;\Tl can be Ev['. 'N] v['. 'N' ] v{'. 'N] and so on 11> '!,l'j' 'l' '%' 1 3, ohtained; hence the values of E [ l'[,.,;nl- Vh;Nll.[ v[,.,;nl- V[r,;Nl] and so on can be oltailled and of E[V[";Nl - v[";nl r, E [v' [";Nl- Vt";NJr and so ono But these formulae are so unwieldy in the generai case (*) that I dono't repl'oduce them here. (~) The lllethod which has been invented by W. F. SHEPPARD and used by myself in the investigation of uncorrelated observations and by L. IssERLIs in the investigation of the special case of correlated observations analyzed below in the chapter V is in the generai case of correlated observations like1\ ise of no use. (Cf. my papet' Òn the math. expo Parto 1. Chapter IV, «Biometrika~, voi. XII, alld Part II, Chapter III, pp. 295, note, ~ Biometrika», voi. XIII); L. ISSERLIS, On the conditions under which the 'I. Probable Ert'ors» of Frequency Distribu#ons have a real significance (R. Soc. Proc., A. voi. 92); cf. EDITORIAL, Peccavimus l, p , «Biollietdka», voi. XII.

36 A. L. BOWLEY The precision of measurements estimated from sample~. One of the inverse problems of statistics, that of estimating the value oi' frequencies, averages etc. in a ulliverse from similar quantities measured in a sample, has again Lecome prominent in recent work _ by Professo l' KARL PEARSON, M r J. M. KEYNES and others. It must Le freely admilted that no gelleral solutioll is possible, that ifwe know Ilothing at ali about the universe except what we learn t'rom the sample tllell 110 «principle of inditference» call lead us to valiti kllowledge. 'l'he object of this note is to define ce.rtain condi tioils of prel i minary kllowledge under which inference can be made fl'om t.he known to the relativity unkllowll. 'l'be method is that illdicated by Professo l' EDGEWORTH in the «Journal of the Royal Statistical Society», 1908 drca p lf we are concerned, to take an example, with the correlation coefficient and obtaill r ==. 5 in a sample of 1000 instances, we can readily calculate the chance that this value would lje obtailled if in the universe r ==. 4 or r ==. 5 or any other assigned value, but we call1lot add together these chances or proceed to any statement as to the chance that in the universe l' was (e. g.) between. 4 or. 6, \vithout some hypothesis about the distribution of universes with respect to r; the hypothesis that every value from O to l is equally prolalle is not onjy baseless, Lut also inconsistent with au e<fually plausible hypothesis that ali values ot a1"csin r from O to l are equally probable. As i8 shown iii the seqnel, however, we are only in fact concerned wi th a smali l'ange of pohsi Lle values of r (the smaller as n, the number of cases, increases), for values outside this range give negligible chances of obtaining the value of the sample. AlI we have to assume is that in a certain small range

37 495 there is a continuous function representing the a priori chance of the occurrence of assiglled values of r in the universe; then it is shown that the exact form of the function is indifferent and that it need not even be symmetrical. If F (?» is thè function in question and the second and higher deri ved functions carry coefficients+, the first deri ved function disappears on integration, and the functioll itself appeal's in numerator and in denominatot' and is cancelled. I ha ve not considered here the problem «i f in a sequellce In things ha ve and n ha ve not a certaill attri bute then what is the chance that in a further sequence of r +s events r shall ha ve this attribute» for that involves logical questions and further definitions of some complexity; but I hare had in view 'simply the ordillal'y and practical problem of the precision with \vhich the characteristics of a group of considerable size cal1 be ascertained by examination of a sample chosen from it. The allalysis which follows is on]y i n outline, some considerations of secondary -importance being omitted. If n is not very large, the question whether llv'n is eliminated in the work alld only terms involving as small a factor as lln neglected may becorne important. In Parts I alld II it is shown that IIV'n is eliminated, in Part III further investi5'ation is needed to distinguish the cases. l. Attributes From an infinite uuiverse n things are taken independently and at random, and of them pn are found to possess a certaill attri bnte. Let p' be the unknown proportion in the universe fromwhich selection was made that possess this attribute, and let F (p') be the a prio?~i probability that in a universe the' proportioll should be p'. Suppose F (p') to be expansible by Taylor's Theorem, and integrable, and that the de?~ivatives or F (p') are finite. Suppose that n is so great that l/h may be neglected in comparison with unity. Write q== l-p and q' == l-p'. 1'hen the double chance that p' is the proportion in the nniverse and that pn successes appeal' in the sample is

38 496 Write p' = p +x J P F /. ') - nl,, x - I P. (p ) pn "'q) qn (pn)1 (qn)1 I ~ and use Stirling's formula for the factorials. p 3J = F (p + x) (l + ~ )Fn (l _ ~) qn V' '1npqn p q 1 log P x = log F (p + x) - 2' log (2Jlpqn) + +pn (~_~.X!!~... )_qn( ~ +~.x't+.:.) p 2 p2 q 2 q2 Write x = z ",/ (pq/n). t 2 3 _ l._-z( 'IZ(q~P)) V pqn Px = F (p + Z V (pq/nj). V--' e , '2npqn when ~. is neglected. The whole chance that the propol'tion in the ullivel'se was within. the limits p -t- x is [ al ex =. -x Px' dx+j_p Px.dx. Write k for (q.- p) / (v pqn). Expand F by Taylor's Theorem. l - i Z2 ( I ".3) ( F (p) + ---:=. v pq. F (p) +... ~. ~. e-l + 3' h 11 d z I " ~ ~ Z l /-, ~ Cx =',-\Jn;! 'In z. /_.'! v~n -}z' ( 1 Z3) Y - F(p)+--=-V pq.f (p)+... ~.e l +3 k dz np Vn V 2lC '- - q =I-: l -- e v' 2n when terms involvillg h/vn, i. e. involving ~, are neglected, and also the part of the integrai in the denominator that lies be- ~ /-;;;- ~ /7iP. yond V p or beyolld - V q, WhlCh can be shown to Le of 1 order as low as 11: Hellce, OH the above named hypotheses, the chance that the proportion in the universe was within the limits p -t- x is 1q dz,

39 f ' al " -te whatever the fol'm oi F. Vn V 2:71pq. e 2 pq/n.dx II. Va riables From an illfinite ulli~erse n magnitudes are taken ijldependelltly and at ralldom and the average magnitude is foulld to Le x. Let x' be the average or the magllitudes iii the ulliverse from which selection was made, and Jet F1 (x') be the a priori prolability that in a ulliverse the average should be x'. Suppose F (i') to be expansible by Taylor'-'s Them'en~ and integ1'able and that ils derinalives w'e finite, and suppose lerms 'involving l/n lo be negligible. 1 -'I) [ 'l'hen the doulle challce that x' is the average in the ullivel'se and x is foulld in the sample is e) ( -'f Px=F (X').~[l--~~; -x' -2. (x - X')3 l].e- x? s~ s \' 2:71 '( ~ s 3 s, where s yrn is the stalldar<l deviatiorl (a) or t.he magllitudes in 'the lllliverse, alld h vln ==!13/a3, where!l3 is the third momellt about the qvcl'age i Il the lini vel'se. Write x - x' = vs = va/-vn = x 'l'hell the chance that the averag-e in the ulliversewas withill the limits x + va/vn is ex ~ f x px. dx-;.-j"'" 00 Px. d:x; -{C - 00 tl (l ) l ( 1 ( l 3) ì -!vt, F (~) - -. va F' (-) +.., ~.- J l - - h v - --:- v l e 2 dv ~ x Yn. x ~ \/~:71 ~ 2 3,, ex i l ) l ( l ( l 3) l --'!v 2 _oclf(x)- Vn na.f' (X)+"'~'v2:7111--;k v-'3 v e 2 dv j' v 1 e ~ v2 '\12:71 dv, - t' 1-1 neglecting ;; and h/v n whieh is or ordel' ~. (1) BOWLEY1 Etements or Statistics, p. 295.

40 498 Hence the chance that the average in the universe was within the limits x -+ x is x J -v'n. e -x a V2n where a is the standard deviation of the magnitudes in the universe. a, however, is not genera]]y known. lf we compute the standard deviation from the sample, say al' thell the difference between a and ai' is of the order ':-n and the limits for the average ( ra vaa,) to which the integrai in v applies are x ± ~ \In n, where et is an unkllown small number very ulllikely to be greater than, say, 2.5 e). Thus if in the measurement of the heights of 100 selected men their average is 68 inches and stalldard deviation 3", the chance that the average in the group from 'Yhich they \Vere selected is withiu the limits 68 -{-. 5 inches is as great as that obtaiued by takillg a == 2.5, v = 5)3, and G x =. 915; supposingajways that the a prim'i chance oi ally average height was continuous ami i ts val'iatiou in the neighbourhood of 68" not i nfini te. I I I. J.l1ore general state11lent. In a frequency distribution P 1 N, P2N... thitlgs are of magnitudes Xl X 2 respecti ve]y, where P, + P2 +." == l. Xl X 2 are known, P" P2'" not known. From this group n things are selected independently and at random and the proportions found at XI' x 2... are P 1 + e), P2 + e 2... V', a linear fuuction of the p' s, = al P I + a 2 P ,. where al' a 2... are gi ven constants. Write V = V' + v == al (P 1 + e l ) + Cl 2 (p 2 + e 2 ) +..., so that v = al e 1 + a 2 e ('I) Il is well lmown that the standal'd deviation or a standal'd deviation is Cl V 2n.H a is taken as 2.5, we l'each the region i n the normal cui've l>eyond times ils unit of abscissa. 2

41 499 Then, if terms involving l/v'n are neglected, the frequency distri bu tion of 1) is normal whh standard deviation (J' v, whel'e 2 l \ ( 2 2 ),2 l (J' v = - l al P 1 + a 2 P V l' n and (J' v is consequently of order l / Vn ( 1 ). The conditions for normality are, in. brief, that' the a's are fini te and that in the uni verse from which the selection was made the ratio of the sth moment to the sth powe.r of the standard deviation differs onjy finitely from the corresponding ratio in the norma l curve (s being any integer). Now Jet F (V') be the a priori chance that the value V' obtaiils in the universe, with the same hypotheses for F as before. The double chance that V' is the value in the universe and V in the sample is l P v == F (V') _ e (J' v \/2 n 1hen the chance that, V ljeillg found from the sample, the value in the ulliverse was \vithin the limits V 1- v is.[ I F (V) - " ]i" (v) +... I r: I F (V) - v F' (,,) + 1 i v 1 a v V2n l - ~ = /_ e 2 o; dv, _ v a v '\ 2;rr l e v v whe1l?l, which is of the order a/, that is of the order neglected. 1 is n, 1 lerms of the order -;=- have already, however, been neglected, \in and further allalysis is needed to determine nnc1er what cirumstances the last result is valic1 if v~ is not negiigille, while ~ is. (1) BOWLIW, Elements or Statistics, 1920, pp. 418 seq. ami 450 seq, follow:ng SHEPPAIID,«Transactions of the Royal Society,» VoI. 192, 1898, A. 229, pp

42 o When 500 a v can be computed from the observatiolls if /1_ is lleglected. \ n The above analysis is applicable to estimates of the moments of the. uni verse. lf al = xi' a 2 == x..., 2 V' is the ave l'age, and the result of secton II is obtained. 2 lf al = x T, a 2 == X 2..., v' is the second momellt about the origi Il, ami so ono the disti'ibutioll is two dimensionai alld Pt is the freqnency at ({Et Yt), V' becomes 'J', the correlatioll coefficieut, Ly wl'il.illg llt == x t Yt/al a 2 whel'e al' a2~ are the stalldard deviatlolls of the lillivel'se i Il X and y. 'l'he lise or the oljserved values or the average, standard deviations etc. for the valnes in the universe is in these cases justifiable i f ~ is neglected, si nce the standard deviatiolls of vn and the pl'illciple of in these estimates illvolve the factor~, v"n verse probabi li ty here used applies.

43 Die Bereell0uog der Tauglichkeitsprozeote in der Heeresergaozllngsstatistik 1. Dei' Umkreis dt'r vorliegf'nllen Betrachtung Algebraische Untersuchung del' Wil'kungsweise des Tauglicllkeitsprozentes nach El'schienpnell und desjenigen nach Ahgefertigten Beleuchturig dif'sel' ~'il'kun~sweise an 8chematisrhen ZahlenbeispiPle"U Systematillche Bl'stimmung del' heiden Prozente im Idf'alfall und in del' "Vil'klicl\t'it, Ahleitung del' theol'etisch voli entspl'echenden Bel'.echnungsweise. - Anlage 1. Praktische Veranschaulichung des Tauglichkeitskoeffizienten - Alllage 2. Pl'akt.ische Veranschaulichung des Abgpfel'tigtenpl'ozentes und del' Tafelwahrscheinlichkeit. I. - Die Tauglichkeitsstatistik eilles Staates mit allgemeiner \Vehrpflichi besi tzt eine ti bel' die militarische wei t hinausragende allgemeine Bedeutung. Gibt sie doch in l'ichtiger Bearbeitung ein Bild von del' korpel'lichen Beschaffenheit eines Volkes und ihrel' En twicldung im Laufe del' Zeit. Freilich han'en zahlreiche Schwierigkeiten al11 Wege del'zahlengewinnung ulld del' Bearbeiter ist melll' als bei einer anderen Stat.istik del' Gefahr von Il'rWmern ausgesetzt (l). Eine del' vielen Fehlel'quellen mag hiel' einel' naheren Betrachtung unterzogejl werden: die Berechnungsweise del' Taugl ich kei tsprozen te. Einfach ware die Frage, wellll jedes Jahr nur eill Geburtsjahrgang durchgemustel't und endgultig ahgefertig't wurde. Dallll hatten wil' auf der einen Seite die Masse der ihl'e Dienste Allbietenden, auf del' anderen die g~troffelle Auswahl und es wlil'de sich die zu berechnende Verhaltniszahl als eine einfache Aenderungswahrschein- (1) V gl. hiezll Nàhel'es iii des VeIfassers Aufsatz Der R~'ickgang de,' k6rpel'[ichen Tilchtigkeit Ùl OstetTeich in den Jaht'en , im ~ Archiv fur soziale Hygiene und Demographie,» Bd. 14, Heft 3 lllld 4.

44 502 lichkeit (<<genetische» Wahrscheinlichkeit-Lexis) ergeben. Anders ist das, wo sich die Stellung del' Stellungspflichtigen in eine auf mehrere Jahre verteilte Durchsiebung derselben Geburtsjahrgange zerlegt, wo also nebell den jeweils zum erstenmal ZUl' StelluI)g Gelangenden auch solche vorkommen, die bei fl'tiheren Stellungen zeitweilig znrtickgestellt wurden; hie1' taucht die Fl'age aur, von welcher Masse die Tauglichkeitsprozente richtig Zll berechnen sind. Die heeresstatistische Praxis unterscheidet da hàuptsachlich zwei B~ziehungsarten: die Beziehung auf alle zllr Musterung Erschienenell und die Reziehung auf die endgultig Abgefertigten (1) \Vir konnen uns die Entstehung der beiden Tauglickeitsprozente recht deutlich durch eille algebl'aische Darstellung vor Angen ftihren. Bezeichllen wil' unter einstweiliger Annahme stationarer Bévolkenmgs- und Tauglichkeitsverhaltnisse und unter Ausschaltung des Einflusses von Stel'blichkeit und Wanderungen mit e die als konstant angenommene Zahl del' Erschienenen des ersten Jahrganges (also hier gleich den endghltig Abgefedigten), mit t', t" und t'" die Tauglichen del' jeweiligen Jahrgange, mit ~t die Summe del' Tauglichen allei' drei Jahrgange, mit z' = (e - t') die ZurUckgestellten des ersten Jahrganges, mit z" = e - (t' + t") die Zuriickgestellten des zweiteu Jahrgallges, mit z = z' + z" die Zurtickge~tellten tiberhaupt, mit T die relative Tauglichkeit nach endgiiltig ~Abgefertigten, mit 7: die relative Tauglichkeit nach Erschienenell, (1) Alldere Beziehungen, die das gleiche Zie], aber in weniger geeig, neter Weis \ oder ein anderes Ziel anstl'ebèn, sollen hier Russer Betracht bleiben. Es gehort hiehel' von del' erstm'en Art die Beziehung der Ausgehobenen auf die in den Stellungslisten Ve1'zeichneten (gleichiiltig, ob sie erschiellen silld oder nicht); hier tritt die Frage des Nichterscheilleus zur Stellung als bastimmende UrsRche mit ins Spie! und es wird ein so berechnetes Tauglichkoitsprozent bei Auswanderllngsgegenden zu niedrig, bei Zuwanderungsgegenden unter Umstànden ZII hoch sein. ' Ferller ist hier zu erwahnen die Beziehung der Ausgehobenen auf die E?'schienenen des ersten Jahrganges, die nur in einer stational'en Bevolkerung ein richtiges Bild lieferll konnte, in einer zunehmenden Bevolkerullg zu kleille, in eiller abnehlllellden?,u grosse 'l'auglichkeitsprozente bewirkt. Diese Beziehungsweise hat ENGEL fiii' diepreussische Aushebungsstatistik der Jahl'e 1855 bis 1862 verwendet. (Vgl.dariiber H. SCHWIENING, jlfilitiirsanitiitsstatistik, V. Bd. des Lehrbuches de?' Militiirhygiene, Berlin 1913, S. 47 u.ff.) Weiter anzufiihi'en ist hier die Beziehung der Ausgehobenen auf die ganze Bev6lkerung oder auf die miinnliche Bev6lke1'ung gewisser Altersjahrgange usw.

45 so ergibt sich aus dem Begriff der relativen Tauglichkeiten und T=100 ~t _1,. e 503 <=100 ~t. e+z\z"= 1001::1. 3e-(;r +t") Aus diesen beiden Formeln geht VOI' allem liervol', dass T unter del' gemachten Annahme stationarel' Vel'haltnisse ein geeignetes Tauglichkei tsmass isl Denn da die Zahl der Abgefel'tigten gleich ist del' zur ersten Stellung EI'schienenen, so unterlegt die Berechllungsweise die Anschauung, als ob nur eine Stellung stattgefunden hatte, ljei det' die Tauglichen von den El'schienenen ljèrechnet worden waren, wot'aus al so eine Tauglichkeitswahrseheinlichkeit wie oben entstanden wal'e. Aus den beiden Formelll fii t' T und r ergibt sich ferner, dass r 'immer kleiner seill wi t'd als T. Denn del' Bruch, ùm den die beiden unterschieden sind, hat bei r einen gl'osseren Nennet' als bei T. Es geht aljer weiter daraus hervol', dass die Grosse r abhangig ist von del' Zahl del' in 1. und 2. Altersklasse ZUl'iickgestellten z' + :,". Je grosset' diese Zahl, desto kleinel' r. In ullserem verèinfachten Beispiele ist das gleichljedeutend mit der Formulienlllg: Je kleinel' die Zahl del' in den ersten beiden AHersklassen Ausgehobenen, umso kleiner r. Die Grosse von r steht also in funktionellem Zusammenhange mi t dem zeitlich und ortlich schwankenden -Brauche, das Hauptgewicht del' Aushebung mehr auf die erste oder auf die spiheren Stellungell zu verlegen (l). (1) Eine wie grosse Bedeutung diesen Schwallkllngen zukomll1 t nnd wie sehr die Richtigkeit.des 'l'auglichkeitsprozentes nach ErschieneHen unter diesel' Abhangigkeit 1eiden muss, geht aus folgenden Zahlen hervor. Es entfielen von je 100 Ausgehobenen der el'sten drei Alterskl assen in Osterreich aut die I I Altersklasse R im Jahre »» ] ),>» ]8.9 ]8.3»» )}» ]9] Die ~ngefuhl'ten Zahlen sind Marksteine in einer wellenformig verlaufenden Ent,,'icklung. Gegeniiber del' im.jabre 1871 herrschenden Verteilullg'

46 50! Das Tauglichkeilsprozellt. nach El'schiellenen l T == 100 ~t 3 e - (2t' + t") ist also in seinel' Hohe mi t abhallgig von dem Vel'haltnis t': t": t'" bei gleichem ~t. Ftir den hochst moglichen Wert VOH t' == e (woraus nat.tirlich t" und t'" gleich O fojgen wul'de) ware T unter den gegebenen Tnuglichkeitsvél'haltnissen eìn Maximum und kame T. 1 gleich. Ftit' t' ~lfid t" = O wtil'de T = 100 ~t ~ein Minimum. Der erstere Fall hatte die Bedeutung, dass gleich hei del' el'sten Stellung alte El'sehienenen als tauglich uehalten wtil'den, del' zweite die, dass bei del' ersten tillti zweiten Stellung alle El'schienenen zul'tick,;. gestellt wtirden ùnd eine Aushebung erst in del' dl'itten Altersktasse zustande kame. In del' Wil'k1ichkeit wenien diese Grenzfalle nichl, det' Tauglichell aut die dl'ei Altérklassen ist. eine VOti Jah!' zu Jahr verfolgbare Vet'schiebulIg zu Ungllllsten del' ersten Altersklasse einget.reten, dia im Jaht'e 1887 ihl' stàrkstes Mass el'l'eichte, Von da gewann die erste AItersklasse wiedel' schritt.weise RaulIl bis zum Jahre 1903, in welehemwiederum diese ElltwicklulIg ihr Hochstmass Imd ihren Wendepunkt fand. 1m Jahre 1909 sinkt die Welle ZUl'iick, et'hebt sich aber wieder und steht i m Jaht'e 1912, dem letzlell bearbeiteten Jahre, liiittell iii einel' anfsteigenden Bewegung. Es mus'ste 't gegelliiber dem Durchschnitte del' gauzen Zeit, wo das Pl'ozent dei' ersten Altersklasse iiberdurchscllittlich gross war, ZII gross, wo das PI'OZellt del' et'stell Altersklllsse unterdurchscbnittlich kleill war, Zll kleill allsfallell. ~inen lioch grosseren Einflllss miissen die ortlichen Vet'schiedenheiten im Rahmell des ehemaligell Osterl'eich auf das Tllugliehkeitsprozent nach Erschienenen gellommen haben, da es si~h.hier um Vòlker und Gebiete mit verschiedeuem Tempo del' Entwicklullg handelte, z-wis~hen de'lien somit del' Anteil der allf die er'ste Altersklasse elltfallenden 'l'anglichell ein stark abweichender sein mussté. In del' Tat betrug dieser Anteil, um liur einige Beispiele herauszuheben: im Ergàllzllllgsbezi['k Illl1sbrnck. 74,5 %»» PrHg, 67.1 % 'j>» K lagellfut,t %»» \Viell, 55.8 %» Pisek 44.8 /0»» '1'at'llow 37.0 %»» Sambor 35.5 % Bei kl'afl.igell Bevolkerungen sind auf die erste AI tersklasse mehr l'augliche ent.fallell als bei schwachen, bei hochgewachsenen mehr als bei solchen mit zuriickgebliebenem WlIchse I1SW, Gebiete der ersteren Art werden daher ein iiber Gebiihr hohes Tallglichkeitsprozeut aufweisen, Gegenden d~r letzt.eren Art -ein zu Iliedriges.

47 505 vorkommen, weil ja dàl'an das ganze Stelltwgssystern nach Altersklassen zllschanden wiil'de. Illlluet'hin ist del' Spiell'aum l'echt weit, wie die vol'kommelhlen Schwallkl1ngen nach.ol't und Zeit beweisen. Haben wir bis nun dell Fall gleiche1' Taugl ichkeit bei ve1'schiedener Verteilullg del' Au.shebullg auf die Altel'sklassell behandelt, so wollen wil' jetz L Iloch den Fall ve1'schiede?lel' Tauglichkei I. -bèi gleicher' Vedeilullg ulltersuchen: Es sei also ~tn+l =k ~tn worin k ~ 1 se'iii kann, was ~ tn+1 ~ ~ t n zut' Voraussetzung hat. Es wird demgemass auch 1' n + 1 = k 1' n und (2 t' n+1 + t" n+1) = k (2 t' n + t" n) seill. Dalill wird. gegenliijer 'T l1 +J = l 00 ~t. :3e _ li ('~~'n + l/ln) Ulld Il r: n = l O O h 1:t. -3-e--(-~-~-, n-o -+-.-t-:-" n-) Es ist daraus el'sichtlieh, dass beim Wachsen des Tauglichkeitsprozentes nach Abgefedigl.en Tn um den Faktol' k das Tauglichkeitspl'ozent Ilach El'schienenen T n nicht. aueh um k wachst. Denn Tn+l:t:kTn ulld zwal' wirò, da hie.. k als Subtl'aktiollsfaktor im Nenller ein gl'ossel'es Gewicht ha!' denn als eint~tcher Faktor im Zahlel', 100 ~t. 1 < 100 k ~t. 1, 3 e - k (2 t'n +t"n) > 3 e - (2 t'n + t/ln) je nachdem k ~ l. 1st also k < 1, dann ist Tn + 1 < kt n ist k > 1, so gilt T n + 1 > k-r n. Es ergibt sich dal'aus: Aendel't- sich die Tauglichkeit und damit' das Tauglichkeitspl'ozent nach Abgefel'tigten, so andert sich das Tauglichkeitsprozent nach Ersehienenen um ein noch sttirke1'es Mass, und zwar lasst das Tauglichkeitspl'ozent nach Erschienenen die grosse re Taugl ichkei t als noch grosser, die kleinere Tauglichkei t als noch kleinel' ei'scheinen. Es el'gibt sich' also, dass das Taugliehkeitspl'ozent nach El' schienenen gegentiber demjenigen naeh Abgefel'tigten 'eine doppelte Verzerrung aufweist; sowohl die Verschiedenheiten in del' Altersgliederullg del' Ausgehobenen als aueh in del' Hohe del' Aushebung bewil'ken eine Entstellung des Bildes. Dabei werden in del' Wirklichkeit bei de Fehlel'q uellen gleichzei tig nebeneinandel' wirken. Sie

48 506 werden sich, wenn entgegengesètzt gerichtet, gegen~eitigabschwachen oder aufheben, wenn aber gleichgel'ichtet, in ihren Wirkungen nocil. steigel'll Wi,' wollen nun die Wil'kung,del' am Tauglichkeits -prozellte nach El'schienenen ermittelten Vel'zerrungell - immel' unter BeilJehaltung del' Annahme stational'el' Bevolkel'ungs- und Taugliehkeitsv l'haltnisse - an einem Zahlenbeispiel betl'achten, in dem wil' wie oben den Einfluss von Stel'hIichkeit und Wandel'ung ausschalten und der Einfachheit halhe,' annèhmen, dass samuiche Ilicht als tauglich Befundenezurtic~gestellt und erst bei del' letz Len Stellung endgiiltig abgeferligt werden. Hiebei kann sich hei gleichzeitigel' Stellung VOIl dl'ei Altel'sklassen folgendes Bild el'geben : BEISPIEL l. l. Altersklasse, erschienen 100, davoll tauglich 40, IzuriiCkgestellt 60 2.»»60,»» lo,» 50 3.»»50,»» lo, untauglich 40 Die verschiedene Berechnullgsweise cles Taugl ichkei tsprozen tes el'gibt nuil endgultig abgefertigt davon tauglich 60 >, untauglich. 100 ZUI' Stellung erschienen. 60 % dàvon tauglich % nicht tauglich u. zw. zurtickgestellt. untauglich % 71 % 52 % 19 % Das Tallglichkeitspl'ozent betragt somit fui' unseren Fall 60 % del' endgui tig Abgefel'tigten, abe,' nur 29 % allei' El'schienenen. Die NichUauglichen belaufen sich nach del' el'sten Berechnungsweise (== Untaugliche) auf 40 %, nach del' zweiten allf 71 0/0' WOVOIl nui' 19% auf die Ulltauglichen entfallen. Wenn wir an obigem Beispiel bei gleichbleibender endgiiltiger Tallglichkeitsergiebigkeit eine andel'e Vedeilung auf die Altel'sklassen vornehmen, so erhalten wii' etwa: BEISPIEL Altersklasse, erschienen 100, davon tauglich 20, zuf'iickgestellt ))»80,»» l'o,») 70 3.»»70,})>> 30,» 40 Daraus ergibt sich nun: endgiiltig abgefertigt 100 ZII!' Stellung erschiellen 250 davon tauglich % davon taugiich %

49 507 Wir erhalten also hier nieht nur, wie bel'eits oben, eill hedeutend kleineres Taugliehkeitsprozent naeh Ersehienenen gegentiber dem naeh Abgefertigten, solldern aueh tl'otz gleiehel' Tauglichkeitsausbeute ein geringeres Pl'ozent (24) gegentibel' dem obigen (29) infolge geallcterter Aushebungsverteilung. In ahn]ieher Weise konnen wir aueh den EiJlfluss der versehiedenen Hohe del' Taugliehkei tsausbeute. auf das Prozent nt\.eh Ersehienenen beobaeh ten. 1. Altersklasse, erschienen 100, 2.».» 52, 3.»»40, AIso: endgiiltig abgefertigt davon tauglich 72 davon tauglich 48,»»12,»»12, BEISPIEL 3. zuriickgestellt 52» 40» zur Stellung erschienen o/n davon tauglich 72., 37.5% Die Verteilung auf die Altersklassen ist hier ganz gleich wie in Beispiel l; dagegen ist del' Taugliehenertrag von 60 auf 72 v. H. gestiegen. Diesel' Steigerung hatte eine solehe des Ersehienenenprozentes von 29 auf 34.8 entsprochen. Wir sehen aber das Ersehienenenprozent auf 37.5, also starker gestiegen. In ahnlichel' Weise konnten wir eine HerabdrUckung unter das erwartungsmassige Ausmass bei Annahme geringeret' Tauglichkeit sowie ein Siehabschwachen oder Sichsteigern dieser VerzelTungserfolge im Falle des Zusammelltreffens beider Fehlerquellen darstellen, wenn wir nieht ftirchten mtissten, die Geduld de'3 Lesers zu missbrauehen, indem wir das dureh das Vorausgehende klar unct selbstverstandlieh Gewordene noch weiter ausftihrten Wenn wir uns die Gestalt eines der vorangegangenen Idealbeispiele in das Gedaehtnis zurtickrufen, so ergibt sich ohne Zweifel, dass wir es hier mit Abgangstafeln zu tun haben, ahnlich jenen Tafeln, in denen wir den allmahliehen Abgang einer Masse Nulljahrigel' dureh 'l'od, in das heiratsiahige Alter Eintretender durch Heirat u. dgl. darzustellen pflegen. Das Tauglichkeitsprozent nach Abgefedigten entspricht dann det, auf den Ausgangspunkt stetig bezogenen Austl'ittswahl'scheinliehkeit, das Taugliehkeitsprozent nach El'sehienenen dagegen dem Tafelkoeffiizienten (wobei die Summe der Erschienenen die von diesen verlebte Zeit darstellt, den Stellungsvorgang gedanklieh jeweils ans Ende des Jahres verlegt). Es entsfeht nun die Frage, ob sich an der so festgestellten NatUI' der Tauglichkeitsprozente etwas Wesentliches andert, wenn wil'.ili'et1'on - VoI. II. n. 3.

50 508 von der idealen Fassllng unseres Falles al>geben und die Verhalt Disse so seid lassen, wie Wil' sie in der Wirklichkeit vol'finden ~ _ Leicht ist die Beantwortung beim Tauglichkeitsprozent nach El'schienenen. Dieses rnacht dabei den Schritt vom reinen (Tafel-) Koeffizienten zurn rohen Koeffizienter~ del' Praxis dul'ch,ahnlich dem der reinen (Tafel-) Sterbeziffel' ZUI' l'ohen (allgerneinen) Ster.. beiiffer. Die Tauglichkeitsziffer naeh Ersehienenen - die wir nun auch ktirzel' den Tauglichkeitskoeffizienten nennen konnen - bleibt damit in ihrern inneren Wesen, ihren Eigensehaften - besonders aueh den oben festgestellten schlechten - linbeeinflusst und erfahrt nur jene aussedichen Wandlungen, die mit diesern Ubergang verbunden sind (l). Die Natur des Tal1g1ichkeitspl'ozentes nach Abgefel'tigten - also die TaugliehkeitswahrseheinliehkeiL - unterliegt dalln einel' gewissen Wandlung, wenn dllrch ZlÌ-oder Abwandel'ung - del' Sterblichkeitseinfiuss ist in diesen Altern so gering, dass er kaum in Frage komrnt, -- die Abgangsfolge ciel' Tauglichkeit in einer solchen Weise unterbrochen wird, dass wir in del' Zahl del' in spateren Jahrgangen Erschienenen Abnahmen oder Zunahmen vorfinden, die in den blossen Entnahmen del' Taugliehen nicht b~grtindet sinò oder mit ihnen in Widersprueh stehen. Wir wollen wieder zur leichteren Veransehauliehung ein einfaches Zahlenbeispiel anwenden. BEISPIEL 4. Im ersten Jahr erschienen 100, davon tauglich 40%=40, zuriickgest zweiten»» 70 (60+ 10),»») 10%= 7,» 63»dritten»» 72(63+ 9),»»83.33 jo=24,untauglich48 endgiiltig abgefertigt 119, davoll taugiich 71 == % Diese von 119 (T) sinc1 zusammengeset,zt aus den Teilen T l + T 2 + T 3 = /0' Wenn wi!' dagegen fui' diesen Fall eine Abgangstafel auf-;tellen, so erhalten wir folgenòe Zahlen. 1m ersten Jahr erschienen 100, davon tauglich 40 %==40, zuriickgestellt60 :. zweiten»» 60,»» lo % ==6,» 54» drittell» 54,»» % = 18, ulltauglich 36 endgiiltig abgefertigt also 100, davon tauglich 64, untauglich 36 (1) V gl. hiel'zll des Verfassers Abhandl ung Statistiche Vahdltniszahlen in Der «Zeitschrift fiir Volkswirtschaft und Sozialpolit,ik». Wiell 1921, N. F. Bd. 1. Heft

51 509 Die stetig bezogene Tafelwahrscheinlichkeit betragt also 64 %, zusammengesetzt aus den Teilen Wl + ly2 + W 3 = /t/ o, Es ergibt sich somit nach den beiden Berechnungsweisen (nach Abgefel'tigten une] nach Taf~lwahrscheilllichkeiten) in unserem Beispiele eille recht betrachtliehe Abweiehung. Es unterliegt keinem Zweifel, dass diese nur durch die Wanderungstatsaehen begrundet ist. Sie erklad sieh aus dem Anschauungsuntersehied del' beiden Bereehnungsmethoden. Die stetig bezogenen Wahrscheinliehkeiten nehmen die Ersterschienenen zum Allsgangspunkt, auf denen sie dann vermoge der unstetig bezogenen Wahrscheinlichkei ten eine ideale Abgangsordnung aufr'ichten, die unbertihrt ist von etwaigen nachherigen Wanderungsversehiebungell. Die andere Anschauungsweise nach Abgefertigten wahlt als Ausgangspunkt nicht die Erstel'schienenen, sondern diese, vel'mehrt um alle spater Zugewachsenen und ebenso vermindel't um etwaige nicht im Muste1'l1t1gswege Abgegangene; auf diese Grundlage bezogen, erscheillen die Abgefertigtenprozente gleichfalls als stetig bezogene Abgangswahrscheilllichkeiten. Vorbehaltlich del' nachfolgenden genaueren Erfol'schung des VOl'ganges konnen wit' den grossten Teil del' Abweichung von del' ersteren Berechnungsweise schon bei erstam Zusehen erklal'en, Dadurch, dass die. spateren Zuwachse rtickbezogen weròen, als ob sie beim Beginne òes ganzes Musterungsverganges schon vorhanden gewesen waren, und dass von diesel' vermehrten Masse die Prozente del' Ausgehobenen auch des ersten Altersjahrganges bel'echnetwerden, obzwal'diese einel' kleinel'en Gl'unrlmasse entstammen, wil'd unleugbar die auf diesem Wege berechnete Verhal tniszahl der, el'sten Al tersjahrganges und damit nattirlich auch die Summe allei' dl'ei Jahrgange gegentiber del' anderell Bel'echnugsweise herabgedruckt. "'ie sieh die Beziehungen det' beiden Berechnungsarten zu einander gestalten, und welchen Einfluss sie auf die Tauglichkeitsergebnisse nehmen, werden wir uns wiederum am besten auf algebraischem Wege klarmaehen. Das Tauglichkeitsprozent nach Abgefertigten ist offenbar T = ( t l + t 'l + t? ). 100 a + k l + k'l a + k I + k 2 a + k I + k'l wenn '\Vir wie oben mi t ti, t 2, und t 3 die absoluten Tauglichen-. zahlen del' einzelnen Jahrgange, ferner mit a den Anfangsstand, die Erschienénen des el'sten Jahres, unò mit hl und k 2 den Wanderungszusehuss (Wanderungsabgang, wenn h negativ ist) im zweiten uud dritten J~hrgang bezeichnen.

52 510 Dagegen ist die stetig bezogene Abgangswahrscheinlichkeit. definitionsgemass,. Werrlen hl un~ h 2 gleich Null, so fliessen die Ausdl'ticke fui' W und T zusammen. Es ergibt sich dann jener Fa li, mit dem wii' unsere Betrachtung begonnen haben. Tl'ifft dies jedoch nicht zu, so werden die beiden AllSdl'licke von einander abweichen. Wenn wir die einander entspl'echenden Glieder vergleichen, so ergibt sich vor allem offensichtlich und wie bel"eits erwahllt, oder TI < TV} iii del' hier gemachten Voraussetzung, dass k l k'l > O, also positive Zahlen sind. Das zweite zusammengehol'ige vvertepaar ist und T t = a + hl + k'l Multiplizieren wir im el'steren Bl'uche Zahler und Nenner mit a - ti, so el'geben sich bei gleichell Zahlern die Nenner und N I = a'l + ak l + ak'/, - at l - klt l -- k 2 t 2 N'l = a 2 - at l + ak, Es ist also der linke Nenner um ah 2 - ti (k l + k 2 ) gl'ossei'. Sie werden beide gleich sein, wenn 1st ah2 > ti (k l + k 2), dann wird auch N I > N'l' somit T'l < W 2 Andel'seits wird im Falle sornit

53 511 Die Frage, ob hier die eine Teilwahl'scheinlichkeit grosser oder kleiner wird als die andere, ist von nichf weniger als vier Grossen, a, ti, k l und k z abhangig. Es ergeben sich hier nach den vel'schiedenen moglichen Verbindungen, insbesondere wenn im weiteren dann von del' Bedingung k l > O oder k z > O abgegangen wird, so viele Abstufungen, dass eine allgemeine Voraussage tiber gewisse Falle kaum gegeben werden kann. Wir konnen hier nur feststellen, dass bei positiven k l und k 2 (also Zuwanderungsvermehrung) del' Fall ak'l < ti (k l + h'l) und daraus folgendem T 2 > W'l! das ist del' Fall einer hohen Tauglichenquote im ersten Jahrgang und starker Zuwanderung im zweiten gegentiber schwacher im dritten, insofern ein Interesse beanspruchen kann, als durch ihn die Abweichung im ersten Teile der Wahrscheinlichkeiten, TI < Wl! Lis zu einem gewissen Grade ausgeglichen, das Ergebnis del' Methode nach Abgefertigten also wenigstens in del' Endsumme an das der Methode der Abgangstafel angenahert wird. Das dritte zusammengehorige Wertpaar ist T== 3 t~. 100 und Auch dieses wird vergleichbar, wenn wir Z&hlel' und Nenner in T 3 mit (a - ti - t'l) multiplizieren. Bei gleichell Zahlern erhalten wir dann und Wenn wir die gleichen Glieder aufeinallder aufdecken, so finden wir auch hier N I :j:: N,. und zwar unterscljeiden sich die beiden Nenner um d~n Ausdruck - (k l+k 2 ) (t 1 +t 2 ) in N 2 Es ist somit, positives k vorausgesetzt, immer N I < N'l, somìt Tg > TV a und zwar wird del' Unterschied mit del' Grosse der Zuwallderungsteile. k ulld del' Grosse del' in der ersten und in del'

54 512 zweiten Altersklasse Abgefertigten wachsen. Hat sich oben bei T 2 die M6glichkeit eiuer solchen Verbindung ergeben, dass durch ihr Ergebnis in der Elldsumme ein gewisser Ausgleich des Abstandes TI und Wl herbeigeftihrt wird, so ist diesel' im Zuwanderungsfalle bei T 3 ullbedingt vorhanden, da del' Unterschied T 3 - lv 3 demjenigen von TI - Wl immel' entgegellgesetzt ìst. Wiè sich die oljigen Feststellungen an umsel'em Beispiele ljewahrheiten, sehen wir aus folgender Gegelltibel'stellullg del' Wahrscheinlichkeiten llach Abgefertigten und nach del' Abgangstafel T ' = % W == == 64 % Es ist somit TI kleinel' als Wl un<l zwar im Verhal tbis von 84.1 : 100. T 2 ist hier kl~iner als W2, denn ak! (== 100 X 9) > ti (kl + k 2) (== 40 X 19). Dagegen liberwiegt erwartungsgemass T 3 liber W 3, wodurch das Verha!tnis T: W aue. 93.2,: 100 abgeschwacht wird. Wie' sich das Vel'haltnis der beiden Pl'ozente in Fallen dal'stellt, die del' Wil'klichkeit entnommen sind, wird unten ìn Anhang 2 gezeigt werden. Die Annahme von positiven k's (Zuwanderung in die hoheren Altel'sstufen) kann dul'ch eine solche von negativen odel' mit entgegengesetzten VOl'zeichen vel'sehenen k's el'setzt werden. Die naheliegenden Folgerungen daraus zu ziehen, liberlassen wi r dem Interesse fles Lesers. VOI' dem Eingehen auf weitere ljemerkenswel'te Zusammenhange, die sich besonders bei del' Untel'suchung zeitlic'h aufeinan-' derfolgende1"' und gleichzeitig nebeneinander vorhandener Rekl'utenmassen ergeben, soll hier vorerst noch die in del' Wirklichkeit nicht zutl'effende, oben zur ErleichteJ'ung del' Uhersicht gemachte Annahme, da~'s in den ersten beiden Al tersklassen endgliltige Abfèrtigung nui' dul'ch Tauglichkeitsel'klal'ung erfolge, aufgegeben, die ebenfalls dufch Untauglichkeit:serklitl'ung el'folg~nde Abfertigung mit in,rechnung gezogen und die Wil'kung diesel' El'weitel'ung des Betrachtungsfehlers auf unsere obigen Ergebnisse festgestellt werden. Was zunachst die Formelel'gebnisse anlangt, so werden offenkundig liberall fui' ti und t 2 die Zahlenwerte flir die Abgefel'tigten, etwa f l und f 2 einzusetzen sein, eine Aenderung, die auf das Wesen unserer Feststellungen ohne EinfIuss bleibt. Dagegen wil'd sich selbstverstandlich die Form. del' Abgangstafel dahin andern, das~ sie jetzt nicht mehr eine solche, der

55 513 Tauglichen, sondern eine solehe der Abgefertigten wird. Die Geltung der daraus wie im vorausgehenden stetig zu berechnenden Tauglichkeitswahrseheinlieh keiten erfahrt aber dadureh keinen ",,-ranòel. Bis hieher haben wir den Fall des «Nacheinander», d.,i. die folgeweise Durehmusterung eines und desselben Jahrganges, im Auge gehabt ulld die Einwirkung von Wanderungen auf die verschiedenen Bereehnungsweisen festgestellt. Der UlJel'gang zum «Nebeneinander», dell gleiehzeitig gemusterten verschiedenaltrigen. Jahrgangell eines Musterungsjahres, wil'd ebensowellig Sehwierigkeiten ljereiten a]s etwa del' Ubergang von dem tatsaehlieh bèobaehtetell GenerationsalJlauf zu einer aus der gleichzeitig lehenden Bevolkerung und ihrer altersgruppenweisen SterlJlichkeit errichteten Sterbetafel. Nurwerden ljeim Neueneillander ausser den soeben ftir's Nacheinander behandeltell Wandel'ungen aueh noch die verschieden starken Einwil'kllngen del' Bewegullgsverhaltnisse (Geburten - ulld Sterbefalle) sowie der Wechsel in den Aushebullgsverhaltnissell in den einzelnen Geburtsjahrgangen auftreten. Sie werden in Erscheinullg ubd Wil'kung den echten Wanderungen gleichen und fur die rechnerische BehandIung wie diese angesehen werden konnen. Dagegen heltscht unter òen «Wanderungen» in diesem erweiterten Sinne ein grundlegender, tiefeillschneidender Unterschied: ob die zugewande1~te Masse der Zielrnasse hinsichtlich der Tauglichkeit gleichwe1,tig ist oder nicht. Das erstere wird der Fall sein, wenn die Zuwanderungsmasse (k) VOl' del' Zuwandet'ung einer Siebung unter gleichen 1?edingungen untel'worfen war, wie die Ziehnasse. "\Vanderungen innerhalb des gleichen Staatsgebietes e:;. bellso wie die g]eièh Wanderungen zu ljehandelnden Vel'schiedenheiten òurch Bevolkerungsbewegullg u.dgl. werden dieser Bedingung entsprechell. Dagegen widerspl'icht ihr der haufìge Fall der Naehholung der innerhalb oder ausserhalb der Landesgrenzen versaumten El'fullung der Stellungspflicht in einer hoheren Altersklasse. ~n dièsem Falle geht die bei del' oljigen Betrachtung festgehaltene Voraussetzung gleicher Tauglichkeit von Zielmasse und Zuwanderungsmasse vei'loren, denn die etwa im zweiten Altersjahrgang nachgestellten Stellungspfliehtigen sind noch tiberhaupt nicht durchgemustert wol'den, wahrend del' Stamm dieses Altersjahrganges bereits dl1rch eine Entnahme in der Starke von 100 ti a geschwacht worden ist und nun scholl die zweite Abgabe in del'

56 t 2 SUirke von --t maeht. Da wir bel den Nachgestellten im ~ a- l aljgemeinen gleiehe (wenn nicht, da es sieh meistens um Auswanderèr handeln wird, bessere) Taugliehkeitsverhaltnisse werden voraussetzen konnen, so werden wir von dem naehgestellten 'reil (k) " Al I, ri' l" h "P t l ""lt. 100 ti eme )gaue von J.aug le en 1m rozen ver la ms von --+--t 100 t! a a- l zu erwarten haben. Nun kann es ftir die Rohe des Prozentes naeh del' Abgangsordnung nieht gleiehgtiltig sein, ob die von del' jeweiligen l{estmasse (unstetig) berechnete Wahrseheinliehkeit am zugehorigen oder am teilweise verschobenen Platze berechnet wird; denn diese Restmasse ist in Abnahme begriffen llnd es wird die je spatel'e Inreehnungsetzullg einer lind derselben Taugliehenzahi diese als desto grosser erseheinen lassen, womit eine Verzerrung del' Masszahi herbeigefùhrt wirò, die in den wahren Tauglichkeitsverhaltnissen nieht begrlindet isl Wir wollen uns aueh diesen Fall an einern ljesonderen ZahlenlJeispiele veransehauliehen. Es waren 100 Stellungspfliehtige zur el'sten Stellung ersehienen, wovon 50 /0 als tauglieh behalten, 50 /0 zurtiekgestellt wurden. Zu diesen ZUl'tiekgestellten kamen bei der zweiten Stellung noeh lo Naehztigler, die noch tiberhaupt nieht durehgemustert sind usw. Wir erhaltell darllaeh folgendes Zahlenbild: Erschiençne des 1. Jahrganges 100, davo taugl. 50 % d. i. 50 %»») 2.» 60, (= 50 + lo), d. t. lo % (bezw. 50 % + 10% v. Rest) d. i (= )»»3.» 58.5, (== ), d. t. 10 % (bezw. 50 % + 10 /0 v.r. + 10%v.R.) d. i (== ) Abgefertigt 120, davo tauglich 71.4 == 59.5 % (== T). Es sinò hier somit die verspiitet Erschienenen jeweils unter Nachholung del' fl'tiher versaumten Aushebung gemustert. worden. So haben die in del' zweiten Altersklasse NaehgestelIten (k l = lo) eine Entnahme von 50 / /0 vom Rest == 5.5 Taugliehen erlitten, die Nachztigler in der dritten Altersklasse (k2 == lo) eine solche von 5.95 Taugliehen. Wenn wir nun ohne Berlieksichtigung der Ungleichartigkeit der zusammengefassten Massen aus den Endergebnissen des Musterungsvorganges eine 1'augliehkeitstafel aufstellen, so ergibt sieh folgende Reihe:

57 , \ Erschienen 100, davon ab 50 % 50 Verblieben 50,»» 17.5 % ,2»» 18.6 % 7.7 Stetig bezogene Tafelwahrscheinlichkeit (W) 66.5 % 515 Die stetig bezogene Tafelwahl'scheinlichkeit betragt also 66.5% von Hundert gegentiber 59.5 nach endgtiltig Abgefertigten. Wenn wir dagegen den Abbauvol'gang an der reinen, gleichartigen Masse, etwa durch blosse Verfolgung der El'sterschienenen und Ausschaltung del' ungleichal'tigen Zuwachse, verfolgen, so gelangen wir zu folgender Tauglichkeitstafel:. Erschienen 100, davon 50% 50» 50,» 10% 5 45, 1> 10% % Die stetig bezogene, r'eine AlJgangswahrscheinlichkeit stimmt also hier vollstandig mit der Berechnung nach endgtiltig Abgefertigten tiberein. Daran ist gal' nichts 'Ùberraschendes, wie sich aus folgender Erwagung ergibt: Bezieht die Berechnungsweise nach Abgefel'tigten alle spater Hinzugekommenen ~uf den Anfangsstand so, als ob sie gleich bei der ersten Stellung erschienen waren, so verwandelt. sich das, was wir bei gleichw tiger Zuwanderung als Fehlerquelle feststellen musst.en, hier in eine Berichtigung des Hun wieder fehlerhaften Vorganges nach der Abgangstafel. DurcIl die Rtickbeziehung der Abgefel'tigtenberechnung wird del' ge:wissermassen zusammengepresste Musterungsprozess del' Nachztigler auf seine normalen Ausdehnungen und Beziehungsverhaltnisse zuruckgefùht't und so das gleiche Ergebnis erreicht, als ob von dem nun a + hl + h2 lautendell Anfangsstand die Abgangsordnung berechnet worden ware. Wir konnen das auch algebraisch darstellen. Bezeichnen wi r die Anteile del' Tauglichen mit Anzeigern nach ihi'en Herkunftsmassen, so ist ti == tf tre == t~ + t~1 + t:~ t 3 = t~ + t;1 + 1: t k!

58 516 Nun ist t l + t 2 + t 3 tr' + t~ + t:l + t:1 +- t~ t- t:l + ~tk2 a + hl + h 2 a) + h) + k 2 was nichts anderes ist, als rlie au"fden Anfangsstand (j, + hl + h 2 stetig bezogene Wahrseheinliehkeit. \Venll wil' dagegell die auf den uneigentliehen in sehe, baren Anfangsstand a stettg bezogene W~hrseheilllichkeit ins Aug~ fassen~ so besa!!e '--' uns VOl' allem die Identitat {h. tk -k-=k' -- dass die Url- stetig' bezogene Taugliehkeitswahrscheinlickeit im voraus als gleich gegeben erscheint, mag die Musterung in welchem Jahrgange immer stattfinden. Wenn wii' Ilun abel' die Zuwanderungsmasse mit del' Zielmasse (Anfangsrnasse) verbinden, so ergeben sich die Beziehungen t R tlri 1 <. --- u. s. W., a + hl a - t~ + k l I in denen die oben vorausgesetzte Identi tat spurlos verloren gegangen ist. Es ergiht sich somit aus diesel' Betl'aehtung eine bemerkenswerte Einschrankung des oben gegen die Tauglichkeitszahl nach Abgefel'tigten vorgebrachten Einwandes. 1m Falle del' Nachztigler Hiuft die Berechnung nach Abgefel'tigten hinaus auf die reine, nur die gleichal'tigen Bestaudteile bel'ticksichtigende Berechnungsweise nach der Abgangstafel, wahrend die rohe Berechnungsweise nach dieser zu einem zu hohen Tauglichkeitspl'ozent ftihl't. Es kann also, wenn wi1~ nun das ganze Untersuchungsgebiet uberblicken, das Abgefertigtenprozent richtig und unrichtig sein :' Richtig ist es im, Falle unol~icha'j'tiger Wanderung (Nachstellungen, wie sie besonders beim «Nacheinander» und in Auswanderungsgebieten vor- 'komme~), un'richtig dagegen bei gleichartiger lfanderung (hauptsachlich dargestellt dm'ch die Geburtenverschiedenheiten im «Nebeneinander»). In diesent Falle istdie Tafelwah'rscheinlichkeit das 1"ichtige Tauglichkeitsmass.

59 517 Da die beiden Arten von Wanderung einander nicht ausschliessell, sollrlern im Gegenteile in den verschiedensten Mischungsverhaltnissen miteinandel' auftl'eten, so wird sich daraus, dass sie beide in gleicher Richtung wirken, eine Vergrossel'ung des Abstandes zwischen Tafelpt'ozent und Abgefel'tigtenpi'ozent ergeben. Dabei werden wir uns zwisehen del' roh ber~ehneten Pl'ozentzahl der Abgangstafel und del' ndt allen Vorzugen und Fehlern bereehneten Pl'ozèntzahl nach Abgefertigten in einem dem Anteile del' Fehlerquellen entsprechenden Abstande das l~eine Tafelprozent zu denken haben. Mangels der deutlièhen, gesolldel'ten Herausarbeitung der 'Vandenmgsbestand teile in del' heu tigen Taugliehkeitsstatistik werden wir hier aut' Sehatzungen ange\viesen sein, die der Wirkliehkeit umso llahel' kommen werden, j~ kleiller der zwischen beiden Masszahlen liegende Spielraum ist. Das al'ithmetisehe Mittel der beiden Berechnungsweisen et ~ W) wird jedenfalls zu einer fiil' praktische Zwecke genugenden.annaherllng der Tauglichkeitsinasszahl an die Wil'kliehkeit ftihren. Ais Forderung det~ sl1'engen The01~ie ist aber jedenfalls das reine, steug bezogene Tafelp}'ozent anzustr'eben. Eine kunftiqe Tauglichkeitsstatistik Wi7'd solche Unterlagen zu schatfen haben, dass dw'aus dieses Prozent unverfalscht dul'ch alle Star'ungen Wi1~d berechnet we}'dert kannen. ANLAGE L Praktische Vel'anschaulichung der lvil'kung des Tauglichkeitskoeffizienten. Die Berechnungsweise naeh Ersehienenen ist in del' Statistik des Heereserganzungsgeschaftesdes fi,tiheren Oster'reich eifrig gehandhabt worden und man erinnet't sieh vielleicht des A ufsehens, welches das in die osterreiehisehe Wehrgesetzvorlage von 1912 aufgenorn mene niedrige Taugliehkeitsprozent von 29 % in del' Offentlichkeit el'l'egte. Wir wollen uns nun im folgenden von del' Tragweite del' dureh den Tauglichkeitskoeffizienten hel'vorgerufenen Verzerrungen an del' Hand der osterl'eiehischen Statistik eine Vorstellung maehen. woljei wir in Ermanglung eines besseren die im Tauglichkeitspl'ozente naeh Abgefertigten gegebene Annaherung an das 1'eine Tafelprozent als Vergleichsgrundlage benti tzen..

60 518 PJ"Ozéate del' Tauglichen im iistt1tewh t'm Jah1'e 1912, Kronland Unterlchied Taugliohkeits. Tauglichkeits Durchschnitt,Durchschmtt. I d dm Ab... _ h.. prozent nach prozente nach = 100 _ 100 er welc ung Abgefcrtigten Erschienenen - (Reihe 2 - Reihe 4) Dalmatien Oberosterreich 65.7 I Tirol u, Vorarlb Kustenland 61.8 I Schlesien 60.3 ] I Galizien 60.2 I Miihren..' Kamten Salzbnrg 57.3 ] Bukowina , Steiermark 55.3 I ,- 0.1 K'rain I 5:~ Niederostel'reich ~~ B6hmen. I" i Dllrchschllitt fui' Oestel'rdeh 56.8 ] Durchschnittliche Abweichung I 4.5= 3.:~= 7.9% I 11,6% I I I In dieser Uuersich t., in der wir die Kronlander des ehemaligen Osterreich, geordnet nach der Grosse der Tauglichkeitsprozente nach endgtiltig Abgefertigten, vorftihren, treten uns zunachst zwei auffallende El'scheinungen entgegen: 1.) Die dul'chschnittliche Abweichung del'- Tauglichkeitspl'ozente vom Mittel ist verhaltnismassig grosser nach Erschienenen als nach endgtiltig Abgefertigten (11.6 % gegentiuer 7.9 %), woraus sich entnehmen lasst, dass die beiden Reihen nicht verhaltnismassig parallel gehen, sondel'n eine verschiedene Streuung um den Dul'chschnitt besitzen.2.) In del' Reihe der Kl'onlander tritt nach der zweiten Berechnungsart eine Umstellung ein. Wir finden Oberosterreich ( / 0 ) tiberfltigelt von Tirol und Voradberg ( / 0) und von Ktistenland (32.9 %), die beiòe nach del' der Wirklichkeit mehr entsprechenden ersteren Tauglichkeitsberechnung ihm nachstanden; ebenso tritt Salzburg (28.9%) hinter rlie Bukowina (29.2%) zurlick. Dies sind nur die rohen, schon auf den ersten Blick wahrnehmbaren Abweichungen. Wenn wir den Abweichungen im einzelnen nachgehen, so entnehmen wir den Reihen 2, 4' und 5, dass rlie gl'assere durchschnittliche Abweichung der Reihe nach Erschienenen sich nicht

61 519 auf alle Glieder gleichmassig verteil t, sondern in den dem DUl'chschnitte zunachst gelegenen am schwachsten, in den Endgliedern der Reihe am starksten herv~:>rtritt. Es ljilden die absoluten Werte der Unterschiede del' Abweichungsprozente (Reihe 5) in ausgeglichener Darstellung eine Kurve, die in del' Nahe des Durchschnittes annaherndihren Minde&twert (Karnten 0.3), an den Endpunkten ihre Hochstwerte findet (Dalmatien 17.4, Bohmen 7.3); Es e1' scheint somit die Grosse des Fehlers als abhangig von del' Stellung des Postens zum DUl'chschni tte, mittelbar also von del' Grosse des Tauglichkeitsprozentes. Diese Regelmassigkeit findet Unterbrechungen durch die bel'eits erwahnten Storungen, die sich aber, wie del' Verlauf del' Reihe 5 in del' obigen Ubersicht zeigt, nicht auf die besonders hervorstechenden zwei Falle OlJerosterreich und Salzburg be,sch1'auken sondern einen auch dem Umfange nach erheblichen Einfluss auf den Vel'lauf del' Reihe 3 und 5 ausiiljen. In dem Wachsen del' Abweichungmit der Entfernung vom Durchschnitte erkennen wir die oben nachgewiesene Verzerrung aus dem Gl'unde del' verschiedenen Tauglichkeitsstarke,in den Storungen dagegen den Einfluss der verschiedenen Verteilung, wie folgende Zahlen! die sich auf die auff'allendsten Storungen beschranken, zeigen: Die ZurUckgestellten betrugen Pl'ozente der Erschienenen in Oberoslerreich.. Tirol u. VOl'al'lbel'g Kiistenland. Salzburg.... Bukowina % von den Erschieneilen 45.0%»»». 46.7%»»» 49.5%»»?) 49. l % }»)» Es isl. jew~ils die Zahl del' ZurUckgestellten -dort grosse l', wo \Vir eille Herabdl'tickullg des Taugl ichkeitskoeff'izienten festsfellen konnten, was vollkommen del' auf <iie vol'ausgehenden BetrachtUllgen gegrundeten Erwal'tung entspl'icht. ANLAGE 2. Praktische Veranschaulichung des Abgefertigtenp1~ozents und de'/" Tafelwahrscheinlichkeit. Zur Beurteilung der Tragweite del' obell' festgestellten Abweichungen des Abgefertigtenpl'ozentes von der Tafelwahrscheinlichkeit mogen die Zahlen del' ostelteichischen Tauglichkeitsstatistik i~ den Jahren 1910 bis 1912 herangezogen 'werden (1). (1) Nach Tabelle l der jeweiligen Militiirstatislischen Jahrbucher der oster:-ungar. Monarchie.

62 520 Die Tauglichkeitsve1'haltnisse in Oeste'r}'eich nach Kronlandel~n in den Jahren 1910 bis A.) Die nacheiuander folgenden Durchmusterungen des Geburtsjahl'gallges 1889 (Stellungsjaltre 1910, 1911, 1912).,- (Mehr 1.) Gl'undzahlen I_ff_"~ I ~wug od. wetaugl. niger (±,) al.. die unabgeiahig lich. Summe d. unabgefererschienen Ab gefer- tigt gebliebenen r.rti", der ""... vo- 1 tigten. ben. rausgehenden befunden Alterskl). l I N. Òst.1. Altel'skl ).» '2.» 14.1 /, (+ 3(7) ')') -' Il.695»» ~~.» 12.()20 (+ 325) ,-, SunHlle I ' Ob.Ost.l. Altel'skl ]() »» 2.» (+ 184) »» 8.» (- 32) { Summe e Salzb. 1. Alterskl. 1';) » 2.»' 8U;) (+ 2) » 3.» 797 (+ 30) SUll'ime Steierm. l. A.kl. ] » 2.» (+ 330) 1.] ] » 3.» (+ 2) Summe Kàrntell 1. A.kl. :~ )»» 2.:i66 (+ 32) lo ] 7» 3.» I.VOI (+ 84) Summe \

63 A). l.). Grundzahlen IM""'... _ I taugl. /Wd_=-/ ' 521 niger (±) als fiihig lich. die unabgefer- Summe d. unabgefererachienen tigt Gebliebe A bgefer. tigt geblienen de.r vo- tigten. ben. rausgehenden befunden AlterskI). l. : Kl'aill 1. Altel'skl ] » 2.» (+ 58) 395 g » 3.» (+ 133) Summe Kiistenl. 1..Akl » 2.» (+ 25~) » 3.» (+ 177) Summe Tirol ) L A.kl ulld :!..» (+ 213) Voralb. :~.» (+ 42) :-t414 - Summe B6hmen l. A.kl » 2.» ( ) U » 3.» (+ 855) Summe Màhren 1. A.kl » 2.» (+ 833) » 3.» (+ 352) Summe Schlesien 1. A.kl. 6.] » ~» (+ 293) » 3.».0937 c+ 13) 686 " Summe

64 A.) l.) G1'undzahlen (Mehr od. we "waffenun-i untaug. niger (±) al8 taugi., tiihig IliCh die unahgefer. Summe d. unahgefer er8chienen tigt Gebliebe A hgefer. tigt geblie nen der vo tigten. ben. Iftu8gehenden be unden A.lter8kI) Galizien 1. A.kl » 2.» ( ) ~ » 3.» (+4.900) U , - Summe Bukowina 1. A.k ;3» 2.» (- 40) » 3.» (+ 338) Sllmme ' Dalmatien 1. A.kl ~n » 2.» (+ 147) » ~~.» 2101 (+200) t Summe ~-{ Osterreich l. A.lk }) 2.» (+6.430) » 3.» (+7.419) Summe

65 A.) 2.) Verhiiltniszahlen. '523 nach Ahgefertigten nach der Ahgangs. tafel. I Wenn dss Prozent nach Ahgefertigten = 100. so jst d.. Prozent nach der Abgangstafel. L N. Oest. 1. Altersklasse »» 2.» »» 3. ~ Summe Ob. Oest. 1. Altersklasse »." 2. ~ »» 3.» Summe Salzburg 1. Altersklasse )} 2.» » 3.» Summe Steiermark 1. Al tersklasse 29, » 2.» 'il 3.» Summe Karnten 1. Alterskl » 2.» » 3.» Summe Krain 1. Al t'3rskl » 2. ~ » 3.» SUlllme Metron - VoI. II. n. 3

66 524 A.) 2.) Ve1'hiiltniszahlen. nach Abgefertigten nach der.a.bgang.- tafel. W.na da. Prozent Dach Abgefertigt.n = 100, IO iat d Prollent nach lier AJtgang.tafel, I Kilstenland 1. Alterskl » );) 3.» Summe Tirol u. Vorarlb. 1. Alterskl »»» 2.» » ~» 3.» Summe Bohmen 1. Alterskl » 2.» » 3.» Summe Màhren 1. Alterskl » 2. )) «3.» Summe Schlesien l. Al terskl » 2.» ) 3.» Summe Galizien 1. Alterskl » 2.» » 3.» Summe I

67 A.) 2.) Vel'hiiltnis-zahlen. 525 Wenn d.. P"zent nach Ahgelertigten n.ch der Abg8nt!,- n.ch Abgefertigten = 100. IO ilt da. talel. Prozent nach der Abgangatafel Bukowina 1. Alterskl » 2.» ].26» 3.» Summe Dalmatien l. Alterskl » 2.» ] » 3.» Summe \ Osterreich 1. Altel'skl » » 3.» " Summe

68 526 B.) Die im Jahre 1912 nebeneinande1' stattgefulldenen Durchmustel'ungen der Geburtsjahrgange 1889 (dritte Altersklasse), 1890 (z weite Altersklasse) und 1891 (el'ste Al tersklasse). 1.) Grundzahlen, I w un-i ~"ug. (Mehr od. wetaugl. niger (±) ala I fiihig lich die unabgefer- Summe d. unabgefererschienen tigt GebIiehe- Ahgefer. tigt geblienen der vo- tigten. hen. rausgehenden hefunden Alterskl.) l N. Ò. Geb. J »»»» (- 25) »»»» (+ 972) Summe Ob. Ò. Geb.J »»»» 1890 i (- 25) »»»» (- 314) ~I Summe Salzb. Geb.J »»» (- 5) »»» (+ 114) Summe Sto Geb. J »»» (. ) »»» (+ 657) Summe Kiirnten Geb.J })» (+ 154) "»,.» (+ 186) Summe

69 B.)' 1.) Grundzahlen I wd u.- untaug- (Mehr od. weniger (±) als taugl. fiihig lich. Summe d. unahgefererschienen tigt Gebli",be- A bgefe r- tigtgeblie- die unabgeter. nen der vo- tigten. ben. rausgehenden befunden Alterskl.) l I Krain Geb.J »»» /(- 291) »»» (+ 281) Summe I Kilst. Geb. J »»» (+ 235) 940 I }}»» (+ 376) I Summe Tirol jg. J I IInd»» (+ 77) 950 i Voralb.,»» (+ 372) 709 i I Summe Bohmen G. J J) »»» (-L912) »»» (+1.632) Summe Màhren G. J »»» (+ 321) »» }) (+ 267) Summe I SchlesienG. J »»» (+ 235) »»» (+ 99) Summe

70 528 B.) 1.) G1'und~ahlen W"'M~-I un"ug- (Mehr od. we niger (±) als taugl. fahig lich. die unabgefer. Summe d. unabgefer. erschienen tigt Gebliebe. Abgefer. tigt geblie. nen der vo tigten ben. rauegehenden befunden Alterskl,) Galiz. Geb. J »»» (+3.177) »»» (+5.114) Summe Buk. Geb. J »»» (+ 265) »»» (+ 925) Summe Dalma.Geb.J »»» (+ 270) »»» (+ 337) Summe Oster. Geb. J i(»»» ( ) gS2»»» ( ) Summe

71 B.) 2.) Verhiiltniszahlen. 529 WenD daa PI'02òent nach Abgefertigten Nach del' Abgang Naeh Abgefertigten = 100. IO i,t da,- tafel jenige nacb der J Abgangatafel N. O. Geb. J » li, » ~ Summe Ob. Ost. Geb. J. ] » »»»» Summe l 97.2 Salzb. Geb. J a )..» » J)» Summe Karnten Geb. J »» » " 1889 Il , Summe Kl'ain Geb. J » ~» » Summe Kiistenl. Geb. J ]»..» I »»» l I Summe Tirol n. Vorarlb. Geb. J » )»»» »..» 1J» Summe

72 030 B.) 2.) Verh.iiltniszahlen Wenn dae Prozent nach Abgefertigten Nach der Abgangs. Nach AbgeCertigten = 100, 80 ist das tacei jenige n ac h d er Abgangstafei Bohmen Geb. J »»» »» " Summe I I Miihren Geb. J »»» »»"» Summe Schlesien Geb. J »»» »»» Sutnll1E:' Galizien Geb. J »» »"»» Summe Bukowina Geb. J :.»» »»» ]3.52 Summe Dalmatien Geb. J »»» »»» Summe Osterreich Geb. J ')»» » > Summe I 103.3

73 531 Bevor wir auf eine nahere Besprechung del' voranstehenden Zahlen eingehen, mag zum besseren Verstandnis eine kurze Bemerkung Uber die Art des Stellungsveefahrens im ehemaligen Osterreich eingeschaltet werden. Die Stellung erfolgte in drei naeheinandel' folgenden Musterungen eines Geburtsjahrganges vom 21. bis 23. Altersjahr, also jedes Jahl' drei Altersktassen nebeneinander. Das Stellungssystem bel'uhte auf dem Grundsatz der Heirnatzugehò'- 1'igk e it. Die milital'isehen A ufsiehtsbehtjrden fuhl'ten Verzeichnisse cler heimatbel'echtigten Stellungspflieh tigen und vermel'k ten in diesen die Stellungsergebnisse, wo immel' (in del' Heimatsgemeinde oder einer andel'en Gemeinde (jsterreichs oder im Allslalld) die Stellullg' erfo1gt sein moehta. In del' Za.hl der zur Stellllng Erschienenen sind also diese Heimatsangehol'igell begriffell, soweit sie tlberhaupt und irgen(lwo vom Stellungsvel~fahren el'fasst wlll'den. Darnaeh ist auch del' Zu\vaehs eines Jahl'ganges von einem zum l1nderen Stellungsjahl' zu verstehen. ":"enn wii' oben von 'Vallderung spl'achen, so ist dies also nicht ortlieh aufzufassen, sondel'l1 entweder als Ubertritt von einer Masse zu einer anderen (z. B. Erwerbung der StaatsbUrgerschaft) oder aber unò z\var haupts~lchlich in noch weniger eigentlichem Sinne als Naehholung del' versfiumtell Stellungspftieht, wobei wiedel' die tats[.tehliche Alnvesenheit von der Heimat del' gewohnliche FalI ge\yesen ist. So finden,vii' dellll aueh in Tabelle A l die Zuwachse (Sp. 2.) annbiherlld in Ubereinstimmung mit dem Wanderungseharaktel' del' Kronlandel'; die deutschosterreichischen Lander sind hieran \yenig beteiligt, mehl' die Sudetenlànder, ganz besonders abar die ost-und Ri1rl~Jawiscllen Gebiete. 'ViI' haben aueh hierin einen Hinweis darauf, dass die als Zuwùehse ausgewiesenen Ersehienenen vornehtnlieh Nachzugle?' \Varen. Allerdings kommt deren Zahl damit nieht l'ein ZUl11 Ausdrucke, da del' ausgewiesene Zuwachs nur eine Bilanz aus dell sta ttgefundenen Zugangs-und Al>ga ngsbewegullgen darstell t, Vorgangell, deren genaue Erfassung auf Grund del' Stellungslisten moglieh gewesen wàre, aber nicht erfolgt ist. So bleibt tll1s als einzig greifbarel' Ausdruek das Endergebnis del' Gegenbewegungen in del' Hand ulld es ist immerhin fhr uns von 'Vert zu wissen, dass diese Zuwaehse hauptsachlich aus NachzUglern bestehail. NUII kommt aber in diesem Falle nach del' vorausgegangenen Ulltersuchung den Tauglichkeitsbereehnllllgen liaeh Abgefertigten ein grosserer Erkenntniswert zu ais den Pl'ozenten llach der nu!' l'oh bet'echenbaren Abgangstafel. DiA Ullterschiede zwischen den beiden Masszahlen sind allerdillgs IIÌcht betraehtlich, wie wir aus Tabelle

74 532 A, 2 entnehmell. 1m DUl'chschnitte ftir Osterreich el'gab sich eine Ab~eichung der ueiden in der Hohe VOIl 3 %, sie stieg im Auswanderungslande Galizien auf 5 %, blieb abel' in den deutschosterreichischen Kronlandern durchwegs unter 2 %. Bei del' Bewertung del' hiei', wie oben gezeigt, grosseren Annahel'ung des Abgefertigtenprozellt.es an das reine Tafelprozent darf allei'dings wieder nicht itbel'sehen werden, dass nicht. die ganzen Zuwachse sondern vermutlich nul' eill wenn auch tiberwiegendel' Teil derselben aus NachzUglel'1l besteht, und dass sie weiter nur eine Bilanz del' Bewegungsvorgange, also BUI' ein Teil del' Zuwachse, nicht. die Zuwachse an und mr sich sind. Del' audere durch die Abgange aufgedeckte Teil erscheint als Bestandteil del' Grundmasse. Die durch Wander'ung etv/a Ilervol'gerufene SWnmg ist also in "\Virklichkeit grosse!', als nach dem Ausmasse del' ausserlich als «Zuwachs» el'kennbat'en Bestandteile del' EI'schienenenmasse zu ui'teilen ist. Ein etwas abweichelldes Bi Id bieten die Tabellen B, l und 2, welche beide die nebeneinandm' ~tattfindenden Mustel'ungen verschiedenaltrigel' GelJurtsjahl'gallge darstellen.\vir fillden da, wenn wil' die Wandel'bewegungell pi'ufen, (Tabelle B l Sp. 2.) iu Mitwirkung del' durch die Verschiedenheiten del' nauirlidlell Bewegung hel'vorgerufenen Besetzungsunterschiede del' einzelnen Geburtsjahrgange nicht nui' Zu - sondern vielfach auch Abnahmen. Auch hier haben wir es Ilicht mit einfachen Bewegungserscheillungell, sondernmit dem Endergebnis del' gegenseitigen Aufrechllung entgegengesetzt gerichtetel' Stromullgell zu tubo Nur kommt hiel' nicht die in l'abfdle A 1 hauptsachlich beobachtete eine Gattung von \Vallderbewegung in Fl'age, sondern es sind an delll gegensei tigen vvettbewerbe allch die Aenderullgen del' naturlichejì Bewegllng HSW. beteiligt. Eine ungefahre Vorstellullg von den wil'~enden Kraften konnen \ViI' uns machell, wenn \ViI' in beiden Tabellen A l u'nd B l jeweils die Wanderungsergebnisse des beiden Tabellell gemeinsacnen dritten Jahl'ganges (1889 im Jahre 1912) miteinallder vergleicheì: Erfahl'en wil' Z. B. aus der Tabelle A 1, dass diesel' Jahrgang in Niederosterreich eille Vel'starkung aus Nachztiglern in del' Hohe VOIl 325 Neuerschienenen erhielt, so wissen 'wir, dass die Zuzllgszahl von 972 in Tabelle B zu zwei Dritteln auf die gegenuber dem Gebllrtsjahrgang 1890 gtinstigel'en Beding'ullgell del' nattirlichen Bewegung zurtickgeht u. S. f. uei den anderen Kronlandern. Ein vollstandiges Bild wlil'den wil' allerdings erst danil erhalten, wenn wir in gleichel' Weise auch am Nacheinallder des Gebw'tsjahrganges 1890 Nach-

75 533 sehau hielten, inwieweit die hier in Tabelle B l ausgewiesenen Bewegungen auf Naehztigler zul'tickgehen. Diese Vergleiehe geben uns nattirlieh infolge der erwahnten Bilanznatur dieser Zuwaehszahlen nur allgemeine Fingerzeige, die jedoeh, da Wil' hiei' nieht eine exakte Messung der osterreiehischen Tauglichkeit jener Zeit, sondern nut' eiile Veransehaulichttng unserer obigen theoretisehen Erwagungen anstl'eben, vollauf genugen. Wir erkennen jedenfalls daraus, dass den nattidichen Bewegungswirkungen im Nebeneinander eine zwar sehwankende aber im allgemeinen jener del' NaehzUgler als mindestens gleiehwertig zu schiitzende Bedeùtung zllkommt. Den Spielraum del' beiden Berechnullgs\\reisen finden wil' in Tabelle B 2 fur den Durehsehnitt Ostel'reiehs lnit 3.3% angegeben. El' sinkt im Falle Bohmens auf 0.3 % und steigt bei del' Bukowina auf 8.5 %. Diese grossen Sehwankllngen drucken die Vielraltigkeit del' hier mitbestimmenden Ursaehen aus. Haben wir in Tabelle A 2 eine gewisse Ubereinstimmung del' Grosse del' Abweichungen del' beiden versehieden berechneten Vel'haltniszahlen mit dem 'Vanderungscharakter del' Gehiet.e vorgefllnden, so ist hier diese Ol'dnung dureh c1en Einfluss (lei' nawl'lichen Bevolkerllllgsuewegung ins Regellose gewandt. Es el'scheint hie1' Karnten mit gl'ossem Abstand (4.6 %), wiihl'end es in TalJelle A 2 nul' 1.6 % aufwies, anderel'sei ts ist del' dori, hohere Abstand von Bohmen (2.4 %) hier allf 0.3 /. herabel'massigt. U.S.W. Dass dabei del' Abstand im Durehsehnitte Osterreiehs nieht um vie les sich unterseheidet (3 % und ~:3.3 %) wi Il nieht viel besagen. 'Vohi aber ist es bezeiehnend, dass wir im Falle des Nacheinander eine durehsehnittliche Abweiehnng del' Abstandsprozpntreihe del' Kroniandel' von rllnd einem, im Falle des Nebeneinander aber von nllld zwei Hundertteilen vorfinden. Wenn wir den Abstand und die durehschnittliche Abweiehullg sowohl bei del' Betraehtung cles «Nacheinander» \Vie del' des «Nebeneinander» nicht auf elie Grenzmasszahlen (AlJgefertigtenprozent und rohes Tafelprozent) gegeneinander, sondern jeweils auf die in der Mitte cles Abstaneles-vermutete 1"eine Wah1~scheinlichkeit beziehen, so ergibt sieh dal'aus ftir jede del' beiden Grenzzahlen im Falle der Nacheinander l des Nebeneinander ein durcbschnittlicher Abstand von der wahren Tauglicbkeit... eine durcbscbnittlicbe Reihenabweichung % 0.5% 1.65% 1%

76 534 Am durchschnittlichen Abstand von der wahren Tauglichkeit ljemessen wir die absolute Eignung der Verhaltniszahlen als Ausdruck der Tauglichkeitsverhaltnisse auf dem von uns betrachteten Gebiete, an der durchschnittlichen Abweichung vom Gesamtdurchschnitt ihre relative Eignung zu Vergleichszwecken untereinan Cler. Der Umstand,' dass sich sowohl durchschnittlicher Abstandals durchschnittliche Abweichung auf einem so vielgestaltigen Boden, wie es das alte Oestel'reich war, immerhin noch in zulassigen Grenzen bewegen, lasst uns zu dem Schlusse gelangen, dass das in derpraxis vielbeliebte, leicht zu handhabende Tauglichkeits Twozent nach Abgefe'i'tigten unter nicht allzu ungewohnlichen «\Vandér»-verhaltnissen als ein zwar nicht ideales, aber doch theoretisch noch vertretbares Mass del' Tauglichkeit angesehen werden kann. Das ganz genaue reine Tafelprozent ersetzt es allerdings nicht unti es wird dieses tu\' feinere Tauglichkeitsuntersuchungen jedentalls anzustreben sein.

77 ARTHUR MACDoNALD A study or tbe United States Se nate There are three generai ways of studying man, first as an indiyiduai, second as many individuais and third, as an organization. The scientific study of man as an individuai is comparatively recent (l); tbe method is intensive. The study of man, as many individuals, has been undertaken mainly in antbropology (2). Investigations of this nature bave been made upon large numbers of school children and also upon soldiers (:3), especially in examination of recruits in military service. The study of man as an organization is sometimes undertaken from a psychoiogical and sociological point of view, but very little scientific study of modern civilized man as an organization has been done. This, however, is not true in the case of animals; thus, in any enciclopedia you can find out much exact information, as to the working and results of bee - hives and ant-hills. One reason why we have relatively so much more definite knowledge about animals than man, is because animals have been studied by much more scientific methods. Modern psychology however is presenting more definite results, aud more l'ational ways of investigating mano (1) See study (by author) of Emile Zola, giving results of numerous specialists, in Ju.venile C1'ime and Reformation, «Sellate Document» No. fl32, 60 th Congress, 1 st Session. (2) See Experimental Study 01 Children (by author) in «Annual Re port oi Commissioner of Education», ; also Man and Abnormal Man (by author), «Senate Document» No. 187, 58 th Congress, 3 d Session». (3) See Physical and Mental Examination 01 American Soldiers (by autho!'), «Modern Medicine» February, 1921, Chicago; a]so in«indian MedicaI Re~ord» January 1921, Calcutta, India; also in Tidskrift -for militaer Medicin» Kristiania 5st Yuly 1920, also «Anthropometry of soldiers (by author), in «MedicaI Record» December 14, in «Proceedings of Anthropological Soe ety of Bombay» India, read Wendesdey June 30, 1920.

78 536 The Senate or the United States. There is. no more important organization of men in our collntry than the United States Senate. This, with the additional fact that all its proceedings are carefully recorded, is one of the main reasons we have made this organization an object of study. It would be almost impossible for one person to make an intensive study of a large number of Senat~s of different Congresses, owing to the large amount of computation required. So the Senate of three session of the 62 d Congress was selected. It is perhaps as normal a Senate as any; and while the results here obtained only refer te the 62 d Senate, nevertheless they may suggest ideas applicable to other Congresses. As a rule~ the value of such studies and the probable truth of the conclusions would be proportionate to the number of Congresses studied. As in the case of all scientific study, names of persons and personalities are not necessary in the present inquiry. Quorum and yea and nay calls in genera l Before considering the attendance of divisions of Senators, or of individuai Senators, on quorum and yea and nay Calls, we may observe the generai attendance of the Senate as whole, as indicated in Table 1. In the first two lines of Table l are given the number of quorum and yea and nay calls for each session, and in the next two lines the total number of answers at all the quoru'm and yea and nay calls at each sessione If we multiply the number of senators (80) by the number of quorum calls for the first session, for instance, which is 70,,ve obtain 5,600, which represents one hundred per cent of at tendance; as the actual attendance on quorum calls in the first session was 2705; this divided by 5600 gives 66, the per cent of attendance of the Senate as a whole on quorum èalis for the first sessione The percentages for the other sessions, and for the yea and nay -calls are found in a similar manner. Observing the last two lines of Table l, it will be seen that the per cent of attendance both on quorum and yea and nay calls in the first session is considerably higher than in the other sessions, the lowest figures being in the second sessiop.. That is to say, the Senators attend quorum calls lo per cent less in the second session, and 3 per cent better in the third session than in the second sessione Their attendance on yea and nay calls is

79 537 1:3 per cent mo.re in the first sessio.n than in the second and lo per cent more than in the third. Why, then, the relatively big per cent of attendance on quor'uln and yea and nay caus in the first session? We are unable to. say. It might be due to the fact, that in first sessio.n legislation has no.t as yet taken sufficently definite form, so that some Senators attend that otherwise might :'lot, had they kllown more about the matters in question, and fo what extent they were interested as would be more the case of in the second and long session when they might choo.se no.t to be present, because oi' o.ther mo.re pressing matters, at the time, or in which they were more interested. The higher percentage of attendance in the third session than in the seco.nd session may be due to the fact that the last session is crowded with much o.f important legislation, and also. that Senators are more on thè lookout for the passage o.f their bills, as it may be their last chance. But as said, we are not certain as to. the causes of these generai èhanges in quorurn and yea and nay causo Had we the statistisc of several, or of a large number o.f Congresses with which to make co.mparisons, it might be possible to. determine rlefinitely the causes. It wiu be noted also that the (two last li ne last co.lumn of table) attendance of Senators on yea and nay calls is ten per cent higher than on quorum calls. This refutes the idea that Senators rlesire to. avo.id recording their vo.te, but at the same time appear to be presento Yet eight (lo %) Senators (Table 5) show a higher relative attendance at quorum than at yea and nay votings. TABLE L Quo.rum and yea and nay causo Senate 1st 2nd 3d All 3 Session Session Session Sessions Quorum Calls., Yea and Nay Calls Answers to Quorum Calls ,513 Answers to Yea and N ay Calls ,391 Percent of attendance at Quorum calls Percent of attendance at Yea and Nay calls

80 538 Quorum and yea and nay calls ancl political Divisions The per cent of attendance of political divisions of the Senate on quorwm and yea and nay calls for each session and for ali sessions is given in Table II. These percentages are worked out as has been indicated in Table L The Democratic and Republican Senators, the Conservative and Progressive Republicans, each and all have a higher percentage of attendance at yea and nay calls than at quor'u'yn causo The,Senate as a whole is lo percent higher in its attendance OH yea and nay calls than in quorum calls, as already indicated. Rep~b1ican Senators show a higher percentage of attendance on both quorum and yea and nay calls for each- session than Democratic Senators, and for ali three sessions they are 7 percent higher on quorl,tm calls and Il percent higher on yea and nay calls than the Democrats. That the majority party attends better, is to be expected, but how much 1ess percent the minority wou1d be expected to have, would depend upon a comparison with other COllgresses. TABLE II. Sessions Quorum Calls Num- ber Percent of Attendance I I I 1st 2d 3rd AlI Senators Democrats RepubIicans Conservative Republicans Progressive RepubIicans Yea and N ay Calls Senators Democrats Republicans Conservative Republicans Progressive Republicans (1) Senatol'S have been omitted in this study, who had been absent a long time, or who had only recently come to the Senate. This left 80 Senators.

81 Comparing the Progressive Republicans with the Conservative Republicans as to quorum calls, the Progressives show higher ' percentages for the first and third sessions, but for all three ' sessions the Conservative Repùblicans lead. As to yea and nay calls, the Progressive Republicans are distinctly higher for each session except the ftrst, and for all three sessions have a percentage of 75 over against 70 percent, for the Conservative Republicans. Why the Progressive Republicans should have a lower percentage for qu01"um calls and a higher percentage for yea and nay calls than the Conservative Republicans, is not clear It will be noted.. that the Progressives le ad for yea and nay votings is 5 percent, while the Conservati ves lead in quor'um calls by only 2 percent. Here again the study of the Senate proceedings of many Congresses would make clear whether progressive movements show similar results from generai laws or are simply tentative, due to special conditions at the time. TABLE III. Attendance at all sessions Further divisions of Senators Num. ber Percent of attendance at Quorum Calls I Yeaand Nay Calls Senators who were business men Senatore who were professional Chairmen òf important Committess Se~ate, Democrats Republicans Conservative Republicans Progressive Republicans Table III gives the percent 01' attendance at all sessions combined, of Senators whe were engaged in some business before entering the Senate, Senators whose occupation was professional Metron - VoI. II. n l I 77 70

82 540 and also Senators who are chairmen of important committees. The second part of the table is a repetition of a part of Table II. - It will be noted, that Senators who were business men have a higher percent (61) of attendance at quorum calls, but a lower percent (66) of attendance at yea and nay calls than Senators who had professional occupations, whose percentages are respectively 58 for quorum calls and 69 for yea and nay calls. If this should be true of the Senates of many Congresses, the explanation might be, that business men are more regular in their work than professional men, and attendance at quorum is more a test of regularity than attendanee at yea and nay votings. As to chairmen of important committees, it will be seen from the table that they sho"\v the highest percent (66) of all for attendance at quorum calls, but have a comparatively low percent (69) of attendance at yea and nay calls as compared with the remaining Republicans, whose percent is 77. It isto be re~ membered, that the chairmen of important committees in this Congress were all Republicans. Disposition o f bills and resolutions of the Senate of the 62 a Congress Table IV gives a summary of the different kinds of bills and their generai history, showing both number and percent introduced, reported, passed Senate and enacted into law and those not acted upon during three sessions of the 62nd Senate. More than half (53 %) of the bills introduced are pension bills, about one-fifth (21 %) public bills and a few lesb (18 %) private bills. About five- sixths (87 %) of the private bills are not acted upon at all; also about two-thirds (64 %) of the public bills and one-half of the pension bills are not acted upon. Only 2:5 % of private bills and lo per cent of public bilis are enacted into Iaw, but A4 per cent of pension bilis become law. In generai, more than half (58 %) of all the bills and joint resolutions fail of passage. That is, summing up this table in a generai way, private bills are the most difficult to have enacted into Iaw, public bilis come _next, then joint resolutions, then pension bills, then concurrent resolutions, and finally the Ieast difficult of all, Senate resolutions.

83 541 TABLE IV. Intro- Repor. Passed Enacted Not act Nature of bills duced ted Senate into law ed upon and resolutions No.1 % Ne.' % No. I% No. I % No. loio Private bili lo Public bills lo Joint. resolutions Pension bills Concurrent resolutions I a 56 a Senate resolutions " _"_ [wo I I a. Coneurrent resolunons are deducted from total, to base pereentage upon. Legislative activities ànd their }"esults Table V (1) presents the legislative activities and their results ~n detail of ~ach. Senator during the 62 d Congresso The Senators are arranged by number according to their degree of success with their public bins. The method of estimating this wiu be given later (Table IX). Columns 2 to Il of Table IX give the number of legislative acts of each Senator which he has started, as introduction of bills (column 2), amendrnents, motions and petitions (columns 5, 6 and 7). In columns 8 and 9 of table are recorded the number of subjects discussed and number of pages in the Congressional Record, on which remal'ks of each Senator occur, indicating the scope of subjects and frequency of remarks. In colurnn lo is given the nurnber of cornrnittee reports made by each senatore In colum 24 the nurnber of appointrnents and designations, which are rnostly honorary matters. Columns 3 and 4 record the private initiativeactivities of each Senator, as introduction of private and pension bills. (1) For Table V, cfr. pages of the N. 2 of the 1st Volume of «~etron ~..

84 O 542 The first part of the table, columns 2-10 and 24 deals with the, initiative legislative activities of each Senator. But the second part of the table (columns 11-23) presents the results of this initiative activity: that is the number of each Senator's public bills and joint resolutions reported, passed Senate or enacted into la,\" (columns 12, 13, 14, 15 and 16); concurrent and. Senate resoiutions agreed to (columns 17, 18). Aiso the results of private legislative activities of each Senator are noted in columns 20 to 24. In columns 25, 26 and 27 will be found the per cent of attendance of each Senator at quorum calls, yea and nay votings, and the per cent of the two combined. Column 28 gives the number of units of value for the results (or success) of each SenatO'r in his public legislative activity, according to which he is arranged in the table, -number l having the highest and number 80 the lowest standing. In column 29,are presented the number of units of value for results (or success) inthe private legislative activity of each Senator, and incoiumn 30 are given the units of value for both public and private legislative activity combined for each Senator. The method of estimating these units of value is given under Table IX. A generai impression from inspection of Table V is the smallness of the figures under «results» (success) of legislative activity (columns ) as compared with the figures in columns 2 to lo, dealing with initiative legislative activity. But this is what might be expected since from Table IV we have seen that 58 per cent of matters initiated practically receive no attention. Frequency of remarks in the congressional record. In Table VI are given the number of pages in the Congressional Record on which remarks occur of Democratic, Republican, Progressi ve Republican and Conservative Republican Senators, with their averages. AlI figures in this table are based upon those in column 9, Table V. The highest average (242) is that of the Progressive Republicans which may illustrate the generai truth, that those who are the most aggressive for reform or change of methods or of conditions, must talk the most frequently; thus the average frequency of remarks for the Conservative Republicans is oniy 167 as compared with 242 of the Progressive Republicans. Next to the Iowest average for frequency of remarks in the Congressional Record is that of the Democrats, who were the

85 543 minority party. But the minority does not consider itself responsible for legislation, and has less interest in it, and generaliy less!leed to talk. TABLE VI. Some divisions of Senators Number Number of pages in Congressional R e c o r d on which remarks occur. Average. Democrat Republicans Progressive Republicans I 242 Conservative 34 :> " With university education., " college " " common school education Business men Professional men Chairmen of important Committees I The best educuted speak the most frequently in the Senate. In 'l'able VI, the Senator.s are also classified according to their educational opportunities, as those with (1) university, (2) collegiate, and (3) common scho01 e ducation. Those bost educated talk most frequently showing an average of 233, and those with only a: common school education showing the lowest average 139. In generai, the frequency of remarks in the Congressional Record varies according to the degree of education. The fact that professionai men average (180) much higher thàn business men, whose average is l ti (the Iowest of all) conftrrns this statement. Business men talk the Ieast probaoly for two reasons; first they are not as weli educated as other Senators, and second, the habits of business life tend to action l'ather than talle The chairmen of important committees whose average is 215, stand thil'd for frequency of remarks, due probably to the necessity of speaking often and answering questions, when in charge of the committee bills on floor ofthe Senate.

86 544 PrevioU8 lire or Senators. Table VII presents a summary of details as to lives of Senators before entering the Senate, as given by the Senators themselves in the Oongressional directories for the62 d Congresso Beginning with the first line of the table, we note that more than half of the Senators (67 per cent) were reared in the country, 33 per cent being re.ared in the city. As to education, the largest number (47 per cent had received a colleghtte training, 28 per cent had only been inthe common school and 25 per cent had university training. 'Under the head of «Occupation», it will be seen that the great majority (71 pér cent) were lawyers. Distinguishing between business and professional life, 21 per cent belonged to the former and 79 per cent to the latter. T ABLE VII. Lire or senators previous to entering the Senate. I No. i % I r;:r;, Reared in City In Public office: Reared in country Experience Education: N o experience University., Political Honors 2 Collegiate Senators receiving them 34 42, Common School Senators without them 46 S3 Occupation : Legislative Service: Lawyers In H. of R Bankere 7 8 In State Legis Farmers 6 7 Teachers 13 l 16 Executive Service: Miscellaneous Governors Business Lije ' Members of Cabinet 2 - Projflssional Life U. B. Dept. Service 8 lo Legislative' Experience : Prosecuting Attorneys i - Mayors ~ 3 - With I In Army and Navy 9 11 Without Both legislative and Exe I cutive experience Severe Political defeats Judges,, 6 '7 I (1) Some Senators report several occupations. (2) Delegates to National Convention, etc. Same honors given in Senate.

87 545 A distinct majority (64 per cent) had legislative experience, before" ~ntering the Senate, and as many as 32 per cent had served in the House of Representatives, which, as we shall see later, is a valuable preparation far the Senate. Fifteen per cent had suffered previous serious.political defeats. Some of the best Senators were among this number. A good majority of Senators (60 per cent) had experience in public office. The 42 per cent of Senators receiving political honors as delegates to the National Convention, are usually strong party meno As seen from the tablé under the head of «Executive service~, a relatively large number of Senators, 28 per cent, have been Governors of their States, before entering the Senate, furnishing the Senator with a practical knowledge of the wants of his State. It would he interesting to know if such Senators hold their ~eats in the Senate longest. This step from Governor to Senator 1S a frequent one. Another good practical preparation for the Senate (also frequent) is experience as District Attorney, then membership in the House of Representatives and finally coming to the Senate..'l'bis is indicated from the fact, as seen from the table, that 21 per cellt of the Senators have been practicing attorneys and"' 32 per cent members of the House of Répresentatives. Democrats and Republicans comp({red. It may not be without interest to make a few campa risons " of a psychological and educational nature between the Democratic and Republican Senators, as shown in Table VIII. TABLE VIII. Democrats born in the city country Republicans " born " " in the city country Democrats who are business men professional men Republicans " "" who are business men professional men ' " Democrats with university training" 12 ' 35 who have college training comrnon school training 9 27 Ropublicans with University training 8 17 College common school " training " 13 29

88 546 Of the Democratic Senators, 74 per cent were reared in the country, a$ over against 63 per cent of Republicans) 86 per cent of Democrats are professional men and 26 per cent business men; that is about lo per cent more Democrats than ' Republicans were reared in the country, and al so about lo per cent more Democrats than Republicans are professional meno While the Democrats greatly excel the Republicans in university training (35 per cent over against 17) 'the 'Republicans excel the Democrats in college training (54 per cent over against 38). EstiJnate of Legislative Successo As seen from Table IX, private bills were the most difficult to have acted uponin this Congresso Whether this be true generally could only be determined by a st~dy of many CongresseSB only 2 1/2 O/o O! private bilis were enacted into law. If we take the private bills as a criterion and let 2 1/2 O/o equal 100 units of value, then dividing ~~ 1/2 by the different percents for the different classes of bills, we "rill have a scale of evaluation based upon the actua:l results obtained, that is a scale wich is not arbitrary. This scale is presented in the second part of Table XI. TABLE IX. Pe1~centages and scale of units. - '._.. -- Scale for Per Per Pèr cent cent cent - passed repor- beca- I cnact- Senate Repor- Passed ment ted me law ted Senate into law -., I I I Private bills / Public hills : I Joint Resolutions., i 6 10 i Pension Bills, I Concurrent Resolutiona I 3 4 Senate Resolutions ! 2 - I i 'l'hus, if every private bill passed counts 100; as lo per cent of public bills were enacted into law, then every public bili enacted into law will count 25; as 24 per cent of joint resolutions passed, each joint resolution passed wili count lo. That is,

89 547 the more difficult it is to have action taken on any class of bilia, the more that action counts in the scale. Let us now, as an ex ampie, work out the standing of Senator No. l, the highest of ali as recorded in Table V. Beginning with column Il we note that Senator No. l was successful in having 2:-3 public bills, introduced by him, reported out of Committee only; if we revert to scale of values in the second part of Table IX, we find that each public bill reported out oniy, counts 7, making 2::3 bills reported out, 161 units of values, based upon our standard of 100 units of values for every private bili enacted into law, as already explained. Column 14 of Table V shows that 44 of tbe public bills introduced by Senator No. l passed the Senate only. Reverting tbe the scale in Table IX,,ve find that each public bill which passes the Senate counts 8, making for 44 bills, 352. Column 13 of Table V gi ves 14 public bills of Senator No. l enacted into law; reverting to the scale in Table IX, we find that each public bill enacted into law counts 25, so that 14 bills would make 350. C olumn 14 gives 2 joint resolutions as passing Senate only; according to the scale, each joint resolution passing Senate only, counts 6, making 12. Column 15 shows' 4 joint resolutions were enacted into law; according to the scale each joint resolution enacted into law counts lo, making. 40. Column 16 gives one concurrent resolution agreed to in Senate oniy which, according to the scale makes ;t Column 18 gives 25 Senate resolutions agreed to which according te scale (each counting 3) makes 75. Adding all these results as follow8:. Public bills reported out... " passed Senate only. " enacted into law Joint resolutions passed Senate only enacted into law. Concurrent resolutions passed Senate. Senate resolutions agreed to x 7 x 8 X 25 x 6 X 10 X 3 X 3 = 161 = 352 = We ha ve a total number of units of values for the public legislative results or succes8 of Senator N o l, which is 998. The results for each Senator have been worked out in a similar way

90 548 for success in private legislative activity(column 29, Table V) \ and for both public and private combined (column 30, Table V). Difficult to estimate a Senator' s Standing. The difficulties of estimating the- standing of a Senator for legislative success by any scale, are evident at once, and naturall produce skepticism. However, the attempt here is at best intended to be only approximate, that is the difference of a few units between Senators would ha ve little or no significance, but if it were a larger number it would have a certain weight. If, from a study of several Congresses, a Senator were Hhown to have relatively a similar standing, this would strengthen the value of the estimatè. - The tacit assumption in this whole study is, that all organizations of men, especially those of long standing and still more particularly those that result from competitive methods are not haphazard, but act according to laws, most of ali of which are yet unknown. But the acts of the Senate as a whoìe are not accidental; but alsowork according to laws yet unknown. These, like all other laws, will be discovered not only through extensive, but more especially by scientific intensive study. Lea. ding historians assume that the movements of history, including that of each nation, go by as yet unknown laws. If this be true, this power of law naturally controls ali subordinate organizations, until it finally reaches the individuai, who is the unit of the social organismo The scientific study of the individuai shows that the effects uponhim of both heredity and environment are also based upon laws, of which we know very little. TABLE X. Political Divisions Number Number of units for public legislative successo Total I Average Democrats Republicans Progressive Republicans Conservative Republicans I.167 D-emocrats % I 114 I

91 549 Table X gives an estimate of the political divisions of Senators as to their success in public legislative activity. This estimate is made according to thescale given in the second part of TableIX. In the third column of Table X are given the total number of units of success for each of the political divisions; this total divided by the number of Senators in each political division gives the averages. As will be noted, the Democrats, whowere the minority party in this Congress, average 76, being nearly 50 per cent less than 156, which is the average for the Republicans. There are obvious reasons for this great difference in successful legislative activity between the Democrats, or minority party, and the Republicans, or majority party. The majority party have ah the important chairmanships; the majority party are held responsible for the legislative program and naturally desi re to have charge of the bills, especially those which seem to hare some chance of passing. This goes so far sometimes, that if a minority member has worked out and introduced such a bili, a majority member introduces the same bill. For is not considered good politics to have popular bills passerl,vhich bear the names of minority members. Such case s, however, are very infrequent and are only mentioned to illustrate how jealous the majority party are of their control of legìslation. Since for these and other reasons connecterl with the prestige of the majority party, the minority are at great disadvantage, and since they average 50 per cent less (76) than the majority (156) in successful public legislative activity, and assuming this to he an average or normal Congress, it would seem just, in order to offset such disadvantages, to allow the minority 50 per cent increase. In all fui ther estimates of public legislative success, therefore, we wiu add to the standij?g of each Demo~ crat 50 per cent of his units of value. These units of value are given in Table 5, column 28. Thus, Senator No. 12, for instance, has 188 units of value; adding 50 per cent of 188, to 188 makes 282, as his standing for success in public legislative activity. Table XI gives the standing for success in public legislative activity of Senators who were business men, professional men, chairmen of important committees (ali Republicans) and remaining Republicans; also the degree of success of Senators reared in the city as compared with those reared m the còuntry.

92 550 TABLE XI. Divisions of Senators Number Average units for public legislative succes8 Business men Profcssional men Chairmen of important Committees Ramaining Republicans Senators reared in the city Senatore reared in the country From the last cot'umn of the table, it wiu be seen that professional men as Senators are more successful in their public legislative activity than Senators who were business men,showing an average of 144 over against 106. This is to be expected as professional men, especiaily lawyers, are better equipped. The ayerage of 208 for chairmen of impc?rtant committees is very high as compared with that of the remaining Republicans, which is 138. This may be partially due to the fact, tha-t the chairmen sometimes introduce public bills for the Committee, rather th~n for themselves. Stili, the fact of being a chairman of an important committee is a credito Previ01ts service in HO~tse of Representatives Taking all the Senators, who ha ve served in the House of Representatives, and considering their average for snccessful public legislative activity, we find it to be 177. This suggests the beneficiai influence upon Senators of having had service in the House of Representatives, previous to entering the Senate. For if we consider in contrast with this the average 119, which is that of Senators without previous legislative experienée of any kind, the significance of the high average of 177 is evident. Working out in a similar manner the average for Senators,",'ho have received political honors, as delegates to a National Political Convention, we find their average to be 143, which is

93 551 relatively high. As these Senators are usually strong party men, there is no indication that their interest in politics as such, affects their faithfulness work in the Senate. Education and legislative activity. Table XII gives the average standing for success in public legislative activity of Senators with university education as com. pared with Senators having merely a common school training. It wiu be seen that the degree of-success in both public and private legislation varies inversely with education, that is, the better educated tue Sen~tor, the less his success in legislative activity. TABLE XII. Senators divided according to educational qualifications. \ No. 0/0 A verage units or of value for results or legislative acti~ity I Public Private BQth Senato:fs with university education Senators with college educatio,n I Senators with common school education This does not mean, of course, that education necessarily has anything to with this result as a cause. There are many other things in the character of the men themselves that might act as causes. It may be said, however, that education sometimes tends to make ltien more reserved in their opinions and so lesb aggressive and intense in action. I I I Conclusion as to the Senate or the 62 a Congress While the following conclusions apply only to the Senate of the 62 d Congress, they nevertheless create a presumption in favor of their application to other Congresses. If, upon investigation of the Senates of a large number of Congresses, these conclusions prove applicable with some modifications that might be expected, their generai truth might be established. But at present they must be held as tentative.

94 552 A further advantage in the study of many Senates would be sub -classifications of Senators made possible on account of larger numbers, furnishing a statistical basis for additional analyses.' Such study might not only cause some rules of Congress to be changed, but also serve as a basis for better legislation. l. The Senate of the 62 d Congress may be called a, normal Senate. 2. Senators attend quorum and yea and nay calls better the last and 3 d sessions than in the 2. nd session of Congresso 3. The Senate, on a whole, is lo per cent higher in its attendance on yea and nay call~ th~n on quorum calls, refuting the idea that Senators as a class avoid voting. 4. Progressive Republicans show a higher per cent of attendance on yea and nay calls, but a lower per cent on quorum calls, than Conservative Republicans. 5. Senators who are business man attend quorum calls more, but yea and nay calls less, than Senators who are professioni meno ~. Chairmen of important committees have the highest per èent of all for attendance at quorum calls. 7. Private bills are the most difficult to enact into law (2.5 per cent), public bills come next (lo per cent), then in their descending order come pension bills, concurrent resolutions, which are the least difficult. 8. In generai, more than half of the legislation initiated in the Senate receives little or no attention. 9. As to frequency of remarks on the fioor of the Senate, the Progressive Republicans have the highest average. lo. The frequency of remarks on the fioor of the Senate varies according to degree oi education. This is confirmed by the fact that: Il. Professional men average much higher than business men in their frequency of remarks on the Senate fioor. 12. The great majority of Senators (79 per cento are 'profes Bional men as distinguished from business men (21 per cent); and a large majority (67 per cent) were reared 'in the country.

95 553' 13. While the Democrats excéed the Republicans in university education, the Republicans excel the De.mocrats in college ~raining Senators without previous legislative experience are less successful in legìslation. 15. Senators whe are strong party men do not allow their political interests to affect their faithfulness in senatorial duties.

96 MARCELLO BOLDRINI - ALDO CROSARA Sul l' azione selettiva della guerra fra gli studenti universitari italiani I. - In un articolo pubblicato in questa stessa rivista (l) COR RADO GINI, dopo aver riconosciuto nelle doti individuali il criterio principale a cui conviene. rifarsi nella pratica per giudicare del valore eugenico di una persona, ha molto bene additato il mezzo pratico pel' la valutazione sintetica di quelle, nella considerazione sociale goduta, la quale si traduce normalmente in successo nella carriera entro alla sua categoria professionale. A questa stregua, l'individuo eugenico è colui che riunisce prevalentemente in sè un complesso di qualità che, da una data popolazione, in un dat? momento storico sono tenute in speciale considerazione,e ché danno normalmente origine al successo il quale le mette in evidenza. Il guerriero forte e coraggioso della tribù selvaggia; i' uo mo astuto e intraprendente della fine della Repubblica e dell' Impero romano; la persona dall' ingegno scintillante e dalla parola forbita e mol'dace durante l' enciclopedismo; il campione degli Sp01"tS ai nostri giorni, ecco altl'ettanti ideali eugenici dei diversi popol i, che, nei vari tempi,- si sono ammirati e onorati negli individui, e che si è cercato di diffondere, in vista di migliorare le qualità delle stirpi. La possibilità di questa diffusione presuppone, naturalmente, l'eredi tal'ietà dei cal'atte"ri individuali, che non è perfetta, ma, entro certi limiti, costituisce un fatto bene accertato. Se ben si guarda in fondo a queste, come ad altre concezioni storiche dell' individllo eugenico, vi si riconoscono facilmente caratteristiche comuui. Possiamo dire che ogni popolo e ogni tempo ha sommamente apprezzato ed apprezza l'uomo di alte doti fisiche, (1) C. GINI. La guerra dal p~tntu di vista dell'eugenica. «Metron», a. I, no 4, ]921, pp. 92-J22.

97 555 intellettuali e morali, che riunisce,cioè, qualità le quali raramente si riscontrano nella stessa persona, e che ha considerato e considera la diffusione di quelle qualità come la misura del valore eugenico della stirpe. Così i greci erano fieri dello splendore inteflettuale che s'irradiava da loro in tutto il mondo, ed i Galli si vantavano della loro vigoria fisica. 2. ~ In base a queste premesse, è facile intendere come si possano studiare le condizioni eugeuiche di una popolazione e le variazioni che vi intervengono col variare delle Cil'costanze, in base alla frequenza, nei successivi tempi, degli individui eminenti nelle singole categorie professionali e quindi come la nozione di eugenicità si risolva in una questione statistica; in particolare si potrà studiare l'influenza eugenica della recente guerra sulle varie categorie di popolazione che vi hanno partecipato, esaminando le variazioni della frequenza delle persone eugeniche - giudicate tali in base a manifestazioni da determinarsi - a cui la guerra avesse eventualmente dato luogo. Limitiamoci in questo studio a prendere un gruppo omogeneo di persone, per le quali 1'influenza delle condizioni di allevamento sui caratteri individuali si può praticamente considerare uniforme, come gli studenti delle università. Ci potremo domandare se, a causa del servizio militarè, i migliori fra essi siano morti in una proporzione uguale, o di versa dalla frequenza con cui essi entrano a far parte del gruppo a cui appartengono. È chiaro che si dovrebbe concludere per una influenza nulla, oppure per una influenza eugenica, o -disgenica della guerra, rispetto al carattere «attitudine scolastica», nel caso che la morte avesse Coolpito gli ~tudenti migliori in una proporzione uguale, minore o maggiore di quanto sarebbe avvenuto, se la morte avesse scelto le sue vittime fra gli studenti morti, in base al puro caso. E, siccome la diversa frequenza degli individui migliori' nei vari gruppi si può desumere dalla media delle misure individuali dell'attitudine scolastica adottate e dalla loro variabilità, lo studio dell'azione eugenica o disgenica della guerra fra gli studenti, rispetto al carattere aùitudine scolastica, richiede anzitutto l'adozione di uno o più criteri di misura Come indici dell' attitudine scolastica possono assumersi diversi dati che compendiano il successo riportato dagli studenti nel1a loro carriera e precisamente: Metron - VoI. II. D

98 556 a) l'età, nell' ipotesi che, a parità di altre circostanze, i migliori arrivino più giovani ai vari corsi di studio. Questo indice è certamente più imperfetto dei due seguenti in quanto dipende non lievémente dalla volontà dei genitori di far iniziare i corsi elementari ai loro figli in una data età e di farli passare alle scuole medie dalla IV o dalla V elementare, e dalla precocità degli studenti stessi nei primi anni, che è carattere diverso dalla attitudine scolastica per quan to spesso a questa connesso. b) Il numero degli esami sostenuti con esito favorevole. c) La media delle classificazioni raggiunte in tali esami espressa in trentesimi. Resta la questione fino a qual punto l'attitudine scolastica possa riguardarsi come un indice del futuro successo nella vita e quindi come un carattere eugenico. Studi compiuti nel laboratorio del PEARSON attestano precisamente che, almeno per.la popolazione inglese, vi è una notevole connessione tra i due caratteri. E probabile che questa conclusione abbia un valol'e generale. Della verità di essa si dimostrano persuasi industriali ed istituti di credito che si rivolgono ai politecnici e agli istituti superiol'ì di commercio per avere i nomi degli allievi che hanno fatto migliore riuscita nella carriera scolastica al fine di reclutare da essi il loro personale. La ricerca, suggerita dal GINI, che già l' ha annunciata nell'articolo ricordato più sopra, si basa sullo spoglio dei registri delle università di Cagliari e di Padova; per Padova esso fu eseguito personalmente da uno di noi (CROSARA), per Cagliari esso fu eseguito dallo studente AnORI Per eliminare, fin che possibile, l'influenza dei fattori estranei, che durante la guerra turbarono differentemente, pei vari gruppi di studenti, il corso degli studi e i risultati ottenuti, la ricerca è stata arrestata all' anno 1914, cioè a prima che una parte degli studenti si fosse allontanata dalleuuiversità, a causa, della mobilitazione. Pel' 1'università di Padova, l'indagine è stata limitata agli studenti nuovi immatricolati nel , e a coloro che, in quel periodo, frequentavano il secondo corso di giurisprudenza, di lettere e d'ingegneria o il secondo e terzo corso di medicina. La ragione della limitazione è nel fatto che i registri universitari raramente contenevano notizie esatte sul servizio mili tare di coloro quali, alla fine della guerra, già da troppo tempo avevano

99 557 finito i loro corsi ed avevano cessato di essere studenti. Per 1'Univer.. sità di Cagliari, invece, dato l'ambiente più-ristretto in cui funziona, era da attendersi che le...annotazioni sull' esito del servizio militare dei vecchi allievi fossero esatte, e tale impressione era avvalorata dalle assicurazioni avute dal personale della Segreteria: perciò furono considerati tutti gli inscritti dell' anno scolastico Dalla rilevazione sono stati esclusi, a Padova almeno, gli studenti che, per ragioni di sesso o di nazionalità, non potevano appartenere all' esercito italiano, e si è tenuto conto, così a Padova, come a Cagliari, delle sole classificazioni riportate negli esami superati, perchè non di rado, per gli esami sostenuti con esito sfavorevole, manca l'assegnazione dei punti di merito, e perchè, d'altra parte, il punto assegnato allo studente bocciato, data la sua nessuna infiuenza sulla carriera scolastica, vien dato generalmente senza soverchia ponderazione. Alla lode, che esige da parte di tutti i commlssari un giudizio dell' esame superiore a quello classificato col lo, venne fatto corrispondere il punto Il numero degli studenti che formano oggetto delle nostre ricerche è indicato nella tabella seguente. Distintamente per le due università, per le diverse facoltà e per i vari corsi, gli studenti sono ~ivisi. in tre gruf'i>i: studenti che morirono in guerra; studenti che prestarono servizio militare ma sopravvissero; studenti che non prestarono servizio militare. Va notato che su 441 studenti di Padova, solo 34, pari al 7.7 per cento, non prestarono servizio militare; nell' Università di Cagliari, invece, su 182 studenti, ben 115, pari al 63.2 per cento, figurerebbero di non aver mai prestato servizio militare. Anche tenendo 60nto della piccola statura media dei sardi e delle numerose esenzioni dal servizio militare dovute a questo carattere, è difficile escludere il sospetto che, anche nei registri dell' Università di Cagliari, contrariamente alle assicurazioni date dalla Segreteria, siano state omesse, talora, le annotazioni sul servizio militare degli allievi, specialmente per quelli che, nel , frequentavano i corsi superiori. Ci conferma in questo sospetto l'osservazione che fra gli studenti dei primi tre corsi di medicina e dei primi due corsi delle altre facoltà, su 10l studenti, solo 36, pari al 35.6 per cento, non avrebbero prestato servizio militare. Di qui la necessità di prestar maggior fiducia ai dati relativi agli studenti dei primi anlli di corso, per i quali è probabile che le notizie siano più complete e sicure.

100 di Padova Facoltà Facoltà di di ingelettere gneria a --- I Il I II 3 3 t n i) 13 Università di Cagliari Facoltà 11 Facoltà Facoltà Facoltà Corso giurispru- di denza I I II nlm III IV I di medicina. scienze di farmacia di farmacia IV V VI I II I II III IV I II III IV 1 'l '! 1- l {) 1 { lo l '

101 559 Tra questi dati però sembrano ancora sospetti quelli relativi al primo biennio di scienze, i quali mostrerebbero che una gl'an parte degli studenti non prestò il servizio militare. Per questi può dubitarsi che non siano state escluse le donne, che in tale facoltà sono numerose. 6. ~ Dalla tabella seconda risulta l'ann"o medio di nascita degli studenti delle due università divisi nei gruppi precedentemente indicati. Sono stampate in corsivo le medie relative ai gruppi che risultano più giovani. Non sembra di poter affermare una tendenza sistematica dei vari gruppi rispetto all'età media. I morti in guerra sono più spesso, in media, i più giovani; ma gli studenti che non furono militari sono più spesso più giovani degli studenti che prestarono servizio militare e sopravvissero. C'è da ritenere, tuttavia, che le differenze, distribuite come sono in maniera affatto irregolare, dipendano dal numero sovente scarso di ossel'vazioni su cui ie medie sono fondate anzichè da differenze nel grado di attitudine scolastica, dato che l'età alla quale si giunge a un certo corso di studi, ne possa essere una espressione adeguata. Questa conclusione è confermata dell' esame separato dei dati per Padova e per Cagliari (i quali ultimi, però, come si è vistò, sono più malsicuri) che non sono tra loro concordanti, in quanto per Padova risulterebbero più spesso più giovani i morti in guerra e per Cagliari invece coloro che non hanno fatto servizio militare. 7. -; Parrebbe di giungere a miglior risultato, osservando il numero medio degli esami sostenuti dalle varie categorie di studenti al quale si riferisce la tabella III, in quanto nella maggior parte dei casi il numero medio degli esami sostenuti con esito favorevole dagli studenti che non furono militari è superiore così a Cagliari, come a Padova, a quello degli esami sostenuti dagli studenti che furono militari e morirono oppure non morirono in guerra. Prima di arrestarci su queste conclusioni è bene però esaminare 1'ultimo e meno imperfetto indice dell' attitudine scolastica È certo più corretto infatti assumere come misura dell' at.. titudine scolastica la media delle classificazioni riportate negli esami superati. Il punto, in fondo, è la misura diretta più semplice dell' attitudine scolastica e della preparazione specifica dello studente che si

102 ~.-. ;.- - e,' ~ ~ TABELLA II. ~ Università di Padova - Università di CagliarI Facoltà - Facoltà Facoltà di Facoltà Facoltà giurispru- di di di medicina di giurisprudenza denza lettere ingegneria I Facoltà di medicina Facoltà Facoltà Corso di scienze di farmacia di farmacia I II I I II 111 I II I II I 11 III IV I Studenti morti in guerra. /895.0 I O /892.0 /891.3 /893.0 /891.7 /893.0 / /89/.0 /890.0 I II ~ I I I III IV I I V VI I II l I Il 1111 IV I II III IV I - /891.0! O I - - I I I Studenti militari che sopravvissero O O O /892.2: O - 189Ù 1'892.' Studenti che non furono militari / / O I /893. O /891. O O I I I I , I - / O o - - / / /888.3 /885.3 /i /892, o o o i 1 I 1! i,

103 di Padova Facoltà Facoltà di di ingea lettere gneria II I Il l II 5.3 LO Facoltà di giurisprudenza l 11 III IV , ~ Università di CagliarI - Facoltà Facoltà Facoltà Corso di di medicina di fal'macia di farmacia scienze I Il III IV V VI I I I I IV I ]l III IV ' LO LO l I

104 563 sottopone all' esame. Se gli esanlinatori potessero giudicare in base a criteri più rigidi e in un tempo più lungo di quant.o è loro consentito, e se gli studenti dedicassero al-la preparazione degli esami le migliori risorse della loro intelligenza, la media dei punti ottenuti da ogni studente sarebbe indubbiamente una misura ottima delle sue qualità intellettuali. In pratica, un complesso di circostanze fa sì che la media dei punti sia lontana dal rappresentare esattamente tale misura; ma, se si pensa che queste circostanze perturbatrici non possono avere influenza sistematicaménte diversa per i tre diversi gruppi di studenti -che ci interessano, si potrà. ammettere che l'imperfezione della misura adottata eserciti un influenza casuale tanto per i morti, quanto per i militari sopravvissuti e per i non militari, la quale tende ad eliminarsi nella media relativa al complesso delle ossel'v azioni di,ciascun gruppo. Le medie delle classificazioni riportate dagli studenti dei vari gruppi, sono indicate nella tabella seguente. A Padova le medie superiori sono distribuite presso che egualmente fra i tre gruppi, a Cagliari invece esse appartengono più spesso al gruppo degli studenti che non furono milital'i. Ma se calcoliamo la media generale delle classificazioni riportate, otteniamo dati che non concordano con tale risultato. Padova Cagliari N. media del punti N. media del,uati Studenti morti in guerra , ,15 Studenti militari che sopl'avvissero (a) ,74 Studenti che non furono militari (b) , ,95 a + b ,22 La media generale risulta a I:'adova superiore per gli studenti che non furono militari e a Cagliari per gli studenti che fecero il servizio militare e sopravvissero. Le differenze, d'altra parte, e supratutto a Cagliari, sono tenui. I risultati sono per giunta discordanti per le due Università. La sola conclusione autorizzata pare dunque che l'attitudine scolastica media non presenta sensibili differenze sistematiche dall' uno all' altro dei gruppi considerati Ma, come è stato detto da principio, oltre che della media generale di tutte le classificazioni riportate dagli studenti di ciascun gl'uppo, è necessario di tener conto della variabilità delle

105 '. ~ - ~, -,, TABELLA IV. Università di Padova Università di Cagliari Facoltà Facoltà Facoltà Facoltà Facoltà Facoltà Facoltà Corso di giuri- di di di di Facoltà di medicina di inge- di di Spl'Udenza medicina lettere gneria giurisprudenza scienze farmacia farmacia I 11 1 II 111 I Il I I I Il IV V VI I II I II I 11 III I IV - 1 Il III IV I II III IJI 11V I Studenti morti in guerra Studenti militari che sopra vvissero ' Studenti che non fu rono militari I I.-

106 566 medie delle classificazioni individuali. Solo in base allo studio della variabilità è possibile decidere, in fatti, se la composizione dei tre gruppi, rispetto alle classificazioni di scuola, è sempre la stessa o no; se, ad esempio, la morte in guerra abbia particolarmente colpito i migliori e i peggiori dal punto di vista della attitudine scolastica e risparmiato gli individui mediocri. Supposizione che pare ragionevole, se eroe può essere ugualmente Parsifal «il puro folle» come Ulisse «dai molti accorgimenti». Diciamo, senz' altro, che l'ipotesi non pare si verifichi nel caso che ci interessa. Nella tabella seguente sono date le differenze medie, calcolate per le medie delle clàssificazioni individuali dei vari gruppi di studenti delle due Università. TABELLA V. Studenti morti in guerra Studenti militari che Studenti che non sopra furono militari vvi~sero N"deglil studenti d N" deglil studentl d N" degli I studenti d Padova: I anno di giurisprudenza II»» I anno di medicina II»» III,»» I anno di lettere, l II,.», l l 4.34 I anno di ingegneria Il»» fl Cagliari: I anno di giurisprudenza II» ) III» ) IV» :II i 3.04 I anno di medicina II», IV»» V»» VI»» I anno di scienze II»» ~

107 567 Le ti'e serie di differenze medie sono quanto mai incomplete, ma esse sembrano autorizzare la conclusione che neppure per eiò che concerne le variabilità vi è tra i gruppi di studenti una evidente differenza sistematica. Per modo che, anche questo risultato negativo, si somma agli altri raggiunti precedentemente, fino a un certo punt.o confermandoli e ricevendone conferma a sua voi ta. IO. - Ma, se le nostre ricerche non ci autorizzano ad ammettere nessuna relazione fl'a la carriera scolastica e la posizione degli studenti rispetto al servizio militare, possiamo noi per questo escludere una influenza seleuiva della guerra rispetto al carattere intelligenza? Possiamo, insomma, sulla base dell'esperienza degli studenti ritenere che la guel'l'a abbia colpito indifferentemente, a caso, cioè, tanto le persone di ingegno, come i mediocri e i deficienti ~ Sarebbe andar troppo lontano, volerio affermare in maniera decisa. l risultati ottenuti sembrano però autorizzare ad - escludere che, dal punto di vist.a pratico -- che è poi il solo interessante - si possa parlare di una importante azione disgenica della mortalità di guerra, rispetto al carattere attitudine scolastica, presso un gruppo omogeneo di popolazione, come quello degli studenti universitari italialii. Questa conclusione concorda con quella a cui nell'articolo citato è _pervenuto il GlNI per ciò che riguarda i maestri elementari. Egli ha infatti dimostrato che a parità di età o a parità di età e di anni di servizio i maestri morti non presentavano una carriera sensibilmente migliore (desunta dal più alto stipendio) del complesso dei maestri esposti a morire.

108 ALFONSO DE PIETRI-ToNELLI Le fonti internazionah della Statistica commerciale II. America (1) Nell' ARGENTINA, la Direccion General de Estadistica de la Nacion, Buenos Aires, pubblica ogni anno l'anuario del Comercio Exterior de la Republica Argentina (ultimo per l'ano 1917, y noticia sumaria del decenio ), trimestralmente i BoleUnes: El Comercio Exterior Argentino, N.o... corrispondenti ai primi tre mesi dell'anno, al primo semestre, ai nove mesi ed all' anno intero; ha pubblicato inoltre: lntercambio EconOmico de la Republica Argentina (ultimo ). Il jwinisterio de AgricultU'ì"a de la N acion, Buenos Aires, pubblica dei dati mensili sull' esportazione dei principali prodotti agricoli nel Boletin Mensual de Estadistica Agr.icola. La Direccion General de Estadistica pubblica anche il suo Anuario. La Pan American Union, Washington, D. C. la quale e formata dalle ventuna repubbliche americane e si dedica, fra l'altro, allo sviluppo del commercio, pubblica il suo Bulletin, che si occupa- di statistiche commerciali e del loro commento, come: Latin American Foreign Trade in 1918, general survey (Nov. 1919);, pubblica inoltre speciali Reports ed opuscoli descrittivi, come: Argentin Republic, general descriptit'e data, 1920, concernente anche il commercio estero.. I dati della statistica commerciale' argentina si riferiscono aj territorio doganale, che corrisponde al territorio politico della repubblica. (1) La la parte, relativa all' Europa, fu pubblicata nel VoI. l, N. 3, pagg

109 569 Organi della raccolta dei dati statistici sono: le dogane (aduanas), le ricevitorie (receptoria~) e i posti daziari _(risguar dos). Organo dell' elaborazione dei dati è la Direzione generale della statistica della Nazione. Nella indicazione delle quantità è obbligatorio il sistema metrico decimale. Non si usa di ridurre tutte le espressioni quantitative in peso. I valori sono espressi in pesi d'oro. Dal 1864, anno di inizio della statistica del commercio estero, i valori all' importazione si ottengono, con procedimento uniforme, dai tassi della tariffa doganale dei valori. Quei tassi sono ricavati, ad intervalli piuttosto lunghi, dai prezzi reali di compra all' estero, coll'aggiunta dei noli. Dopo il 1906 quei tassi nominali furono mutati di poco; per modo che durante la guerra si trovarono molto lontani dai prezzi di mercato. La Direzione generale della statistica non ha creduto tuttavia di dover mutare il sistema di valutazione, dato che non sarebbe per ora possibile di sostituirlo con un altro fondato sulla rilevazione completa e perfetta dei prezzi all' importazione e dato anche che l'attuale sistema, mantenutosi pressochè immutato, permette di ricavare dei valori di importazione, che risultano espressione sufficientemente approssimata ed utile delle quantità. Si è così preferito di escogitare un sistema di correzione, che permetta di passare agevolmente dai valori nominali a quelli reali. A ciò si è riusciti organizzando, per,via di circolari, inviate ad ogni trimestre agli importatori, un servizio di raccolta dei prezzi di compra e di vendita sulla piazza di Buenos Aires. Tali prezzi devono includere il nolo, ma devono essere epurati dal dazio e dall' eventuale aumento commerciale. Ciò permette di passare dai prezzi della piazza a quelli di importazione che si ricercano. Una tale -ricerca si compie per gli articoli tipici dei vari titoli: articoli che stanno pertanto a rappresentare, nel loro insieme, un' alta percentuale dell' importazione totale. La ricerca. consente di confrontare i valori reali rilevati pei detti articoli, coi rispettivi valori nominali calcolati, ottenendo così dei coetficienti di corre. zione, da applicarsi, per via dj analogia, ai titoli ed ai sottotitoli a cui appartengono gli articoli; trattando a parte gli articoli importanti o che presentano movimenti proprii e divergenti; ricavando dei valori reali per trimestre eppoi per anno, da porre a riscontro di quelli nominali. Per potere attuare confronti simili, anche per gli anni precedenti quello di adozione delle nuove ricerche, si è operata una correzione retrospettiva dal 1917 al

110 , non potendosi, ed interessando del resto assai meno, risalire più addietro. Pei valori dell' esportazione, dal 1864 al 1891, si applicarono le tariffe ufficiali dei prezzi. Dal 1892, queste si modificarono,per gli articoli quotati sistematicamente sulla piazza di Buenos Aires e non gravati da diritto di esportazione. Dal 1906, soppresso tale tributo, per tutti gli articoli quotati si applicarono i prezzi della piazza, e solo per gli altri valsero i tassi delle tariffe ufficiali, con qualche eccezione, nel senso di adottare anche per tali beni il prezzo di mercato. Un ta\e procedimento fu seguito sino al 1916, utilizzando come fonte i Boletines de la Bolsa de Co,mercio e dal 1913 utilizzando anche i Boletines de la Bolsa de Cereales. Data la disformità dei sistemi seguiti, i valori di esportazione ricavati pei successivi anni, oltre a non essere espressione dei valori reali, non potevano neppure venir presi come espressione delle quantità. Fu così che si intese la necessità di un sistema che valesse a dare significato reale alle cifre ed a consentire i confronti per gli anni successivi. E dal primo gennaio 1917 i prezzi considerati per l'esportazione furono quelli effettivi all' esportazione dalla piazza di Buenos Aires, ridotti in oro, esclusi i noli marittimi, che non sono percepiti dall' Argentina, priva di una marina mercantile; compresi invece i costi del trasporto terrestre e le commissioni, anche se percepiti da imprese straniere, considerandosi i prezzi al porto di imbarco. Non potendosi compiere una investigazione diretta dei prezzi e non volendo creare divergenze dalla statistica ufficiale, si accolsero, anche per la statistica commerciale, le quotazioni ufficiali delle tre istituzioni commerciali autorizzate e cioè: la Bolsa de Cmnercio, la Bolsa de Cereales e la Sociedad Industrial Argentina, sebbene vi siano taluni prodotti che vengono trattati in massima parte in forma privata, per cui le quotazioni ufficiali sono ben lontane dall' esprimere i prezzi di vendita della totalità delle contrattazioni. Pei prodotti che non sono affatto quotati dalle dette istituzioni, la Direzione generale- della statistica compie una investigazione diretta, rivolgendosi agli esportatori. Anche per l'esportazione si hanno dati trimestrali e, per economia di lavoro, non si discende a dati mensili, settimanali, ecc. La correzione che si è operata pel periodo si è fondata sulla valutazione diretta per la quasi totalità degli articoli di esportazione, essendo il loro numero di tanto inferiore a quello dei beni importati. E si sono poi applicati, per tutti gli anni dal 1917 al 1910, alle quantità esportate, i medesimi prezzi del 1910, ottenen-

111 571 dosi così, anche per le esportazioni, dei valori espressioni delle quantità, corrispondenti a quelli ricavati per le importazioni, coll'applicazione dei tassi ufficiali rimasti inalterati. Tre ordini di valori si hanno quindi per le esportazioni argentine: yalori nominali di base (<< basicos»), ottenuti, come si è detto, coi prezzi del 1910 e perciò espressione delle quantità,; valori nominali della statistica ufficiale fino al 1916; e valori reali dal 1917 al 1910 e dal 1917 in avanti.. Nelle statistiche doganali argentine si considera paese di provenienza, quello dell' origine industriale o" commerciale della. merce e paese di destinazione, quello della destinazione definitiva. Se le merci sono sped~te all' ordine (<< por o}'denes»), si nota il paese del porto in èui le merci debbono ricevere l' or:dine, per quanto si siano adottati procedimenti che mirano a stabilire le destinazioni definitive degli imbarchi «à ordenes», i quali rappresentano, per l'argentina, una percentuale notevole del valore delle esportazioni. Nei quadri, si considerano più di 30 provenienze e destinazioni. N ella pubblicazione annuale, le esportazioni <lei quattro prodotti agricoli principali (avena,. lino, maiz e frumento) sono distinte per porti dai quali passano. Nella pubblicazione mensile, si danno i valori assoluti e quelli relativi percentuali delle importazioni e delle esportazioni, per porti di entrata e di i.r:nbarco, cioè per dogane, ricevitorie e posti daziari. All' importazione, la classificazione della Tariffa doganale dei valori contiene 3699 articoli; la classificazione statistica abbraccia 1356 articoli, raggruppati in XVII titoli, divisi in sottotitoli, con le lettere, distinti in articoli coi numeri. All'esportazione, la classificazione statistica comprende VI titoli, divisi in sottotitoli, colle lettere, distinti in articoli, coi numeri fino a 182. Le importazioni sono distinte secondo il loro carattere im -produttivo (alimenti, bevande, ecc.) o riproduttivo: A) di trasformazio.ne e conservazione (animali riproduttori, ecc.); B) di capitalizzazione,(materiale per ferrovie, ecc.), con ulteriori sottodistinzioni. E si considerano le importazioni e le esportazioni speciali, in quanto viene escluso il transito. Se una maggior sollecitudine ed una maggior frequenza nella pubblicazione dei dati della statistica commerciale argentina fos ~ero consentite dai mezzi messi a disposizione dell' ufficio competente, esse sarebbero certo molto vantaggiose; tanto più che l'argentina gode il vantaggio dell'accentramento di buona parte Metron - VoI. IU'n. 3 37

112 572 della voro della statistica pubblica in un unico organo specializzato: la Direzione generale della statistica della Nazione. Tale ufficio ha cercato, e pare che sia riuscito, a far conseguire un' esattezza sufficiente alla rilevazione delle quantità. Meno riusciti sono di necessità gli sforzi, assai notevoli del resto, compiuti per dare un assetto razionale e definitivo alla determinazione dei valori. Ottimo, sotto questo riguardo, e degno di essere imitato da paesi che, come l'argentina e come tanti e tanti altri, conoscano le forti e frequenti oscillazioni dei prezzi derivanti dall' inflazione della moneta di carta, è il sistema della converf$ione in oro dei valori in carta. Assai deficiente è tuttora, ad onta dei recenti miglioramenti, la rilevazione dei valori all'importazione, in quanto resta ancora soltanto un lodevole proposito, la rilevazione diretta e almeno mensile dei prezzi, se non proprio di tutti gli articoli importati, almeno di quelli della serie tanto numerosa e varia, che risultano i più importanti e che presentano le maggiori oscillazioni di quotazioni. Mentre a noi pare in ogni caso consigliabile, per l'argentina non meno che per gli altri paesi, l'adozione, magari graduale, del siste'ma delle dichiarazioni dei commercianti, debitamente controllate, all' entrata come all' ùscita, dagli agenti doganali e dagli uffici della sta tistica. Un tale sistema consentirebbe, oltre ad altri perfezionamenti non meno urgenti, i' elaborazione, pure necessaria, dei valori per articoli, a seconda delle provenienze. E sarebbe molto comodo e conveniente, pei confronti internazionali e per le indagini economiche che si soglion fare in altri paesi, il collegare, fin dovè è consentito dalle caratteristiche speciali del commercio argentino, la particolare classificazione statistica delle merci scambiate dall' Argentina, alle partizioni generali, contenute nella classificazione internazionale uniforme di Bruxelles. Ma non va taciuto che le deficienze della statistica commerciale argentina sono, per buona parte, comuni alle statistiche commerciali di altri paesi, che da più lungo tempo avrebbero potuto porvi riparo, e sono poi anche, in massima parte, già messe in rilievo dalla stessa Direzione della statistica, la quale, se non dispone di mezzi in tutto adeguati e deve poi vincere la resistenza dei commercianti, non usi a fornire le informazioni statistiche richieste, non ha certo difetto di capacità e di seri propositi scientifici dovuti all' eminente statistico che la dirige: ciò

113 I 573 che del resto noi abbiamo posto in rilievo, diffondendoci ad il lustrare i miglioramenti significanti apportati in questi ultimi anni al ramo della statistica commerciale e ricordando, come lo meritavano, le ottime pubblicazioni economiche e statistiche di quell' ufficio, che sono del resto note ed apprezzate in tutti i paesi. N el BRASILE., la Directoria de Estatistica Commercia l (Minister'o da Fazenda), Rio de Janeiro, pubblica: Genn. Dic (vecchio formato) id e trimestralmente, , id (ultimo Genn. Dic.) i bollettini riassuntivi: C01nmeJ'cio Exterior do Brasil (Resumo p01~ mecadorias) (Foreign T'rade or Brazil [Summary by merchandise]) (Com'merce Extérienr' du Brésil [Résumé pari' n~ar(;handises]), (Movimento Maritimo (Shipping M ovement) (M ouve1nent M aritime), Movimento Bancaì'io (Banking) (Mouvement des Banques); per le aniiate pubblica i bollettini generali: pel 1901; poi pei1901-2; ; ; ; ; ; ; ; , sempre in un solo volume, per l'importazione, l'esportazione e il movimento marittimo; pel HHO-14, in t re volumi, con in più il movimento bancario e pel , in due volumi, id. di cui il l, già uscito, reca per titolo: Commercio Exterior do Brasil (Foreign Trade or Brazil) (Cmnfnerce Extérieur du Brésil) I mportaçao (I m.ports) (bnportation) Exportaçiio (Exports) (Exportation) 1 volurne. Annos (Years) (Années) ; per mesi pubblica: Commercio Exte'rior do Brasil (id.) (id.). Importaçiio e Expo'!" taçlio pormezes id. Exportaçiio de 11~ercadorias, id. per classi (ultimi Genn. a Maggio ; in altro foglio: Irnportaçao de mercadorias, id.; in altro foglio ancora: Importaçiio geral de fmer'cadorias, per paesi di provenienza e dogane; Exportaçao de 11wrcadorias nacionaes, per paesi di destinazione e porti d'imbarco (ult. Genn. a Marzo id.) Si pubblica anche l'annuario Estatistico do Brasil (No l: , 2 voi. Rio de Janeiro, 1917). Si ha inoltre: The Pan A 1nerican Union: Brazil. General descriptive data. Washington, I dati deila statistica commerciale si riferiscono al territorio doganale, che non risulta per nulla diverso dal territorio politico della repubblica. Organi della raccolta dei dati statistici sono le dogane. Organo dell'elaborazione è la Direzione della statistica commerciale.

114 574 Le quantità, la cui unità di misura è il Cg., esprimono, nelle statistiche brasiliane, il peso netto reale delle merci, separate dai loro imballaggi esterni ed interni. All' importazione, base della statistica sono le fatture consolari, nelle quali si "dichiarano, oltre alle quantità, i valori, le provenienze estere e le destinazioni interne. All' esportazione, le quantità sono fornite dalle dichiarazioni fatte nei manifesti delle navi, che escono dai porti brasiliani, per recarsi fuori della repubblica, o dalle lettere di vettura o dalle ricevute di esportazione, quando l'uscita avviene per via terrestre. Copia di ogni manifesto viene inviata alla Direzione della statistica commerciale, colla descrizione dei beni, la dichiarazione del peso e della quantità. I valori, in J-7I!il réis, papel, all' ilnportazione ed all' esportazione, nei totali generali, per le merci e per paesi e porti di, provenienza e di destinazione, sono accompagnati dal loro equivalente in Lst, calcolate in base al tasso medio mensile d,el cambio a v. su Londra. Il così detto valore ufficiale (valot oflieial), convenzionale e fisso, attribuito dalle dogane ai beni importati, agli effetti del pagamento del dazio, non viene per nulla usato nel calcolo dei valori per la statistica, i quali devono coincidere, il più che sia possibile, coi valori del commercio. All'importazione si danno i valori C. I. F. cioè i costi nei paesi di provenienza dei beni, coi noli e le spese fino alla con-. segna F. O. B. nel porto brasiliano di destinazione, esclusi i dazi e gli altri carichi successivi. I costi ed i noli e gli altri carichi vengono dati a parte, per consentire i confronti colle statistiche delle esportazioni degli altri paesi. All' esportazione si danno i valori F. O. B. nel porto brasiliano di sdoganamento; la stima corrisponde al prezzo corrente in detto porto, pel peso della merce dichiarata nel manifesto, più il costo del porto, dell' imballaggio e del carico, e, nel caso di prodotti importanti, come il caffè, la gomma, lo zucchero, il cotone, più l'importo del dazio di uscita, riscosso al porto di imbarco, esclusi i noli e l'assicurazione oceanici. I valori all' esportazione devono esprimere, nel loro complesso, colla maggiore approssimazione pos-' sibile, ciò che gli stranieri devono aver pagato, per entrare in possesso delle merci brasiliane acquistate, e cioè il corrispettivo di queste, entrato nell'economia brasiliana. Riguardo alle provenienze ed alle destinazioni esterne ed interne, va notato, che fino al 1918, escluso, all' importazione si indicavano i paesi di origine, cioè i paesi produttori o fabbri-

115 575 canti delle merci, quali che fossero i paesi che le avessero vendute od esportate al Brasile. Cosi il riso acquistato ad Amburgo, ma originario dall' India britannica, figurava come importato dall'india britannica e non dalla Germania. Ma dal 1918, allegando come motivo del cambiamento, che la statistica commer~ ciale è una statistica, non già della produzione, ma degli scambi internazionali, per cui si debbono notare le compre e le vendite fra i diversi paesi, si fecero figurare all' importazione i paesi di vendita, dai quali le merci furono spedite con destinazione al Brasile: sia direttamente, sia attraverso altri paesi,. cambiando anche in essi i mezzi di trasporto. Cosi le merci acquistate in Isvizzera da negozianti brasiliani e spedite da Berna, via Bordeaux (luogo di legalizzazione della fattura commercialè), tìgui'ano provenienti dalla Svizzera; mentre le merci svizzere comprate in Francia, figurano come francesi nella statistica dell'importazione brasiliana. La destinazione esterna delle merci è ' quella stessa che viene dichiarata nel manifesto, ma essa non è sempre la destinazione definitiva e mancano tuttavia gli elementi necessari per stabilire con sicurezza tale destinazione ulteriore. Non avendo il Brasile linee dirette con tutti i paesi ai quali invia notevoli quantità dei propri prodotti, accade, che non pochi paesi non figurano come importàtori di prodotti brasiliani, mentre taluni paesi. appaiono come importatori di tali prodotti per quantità certamente superiori a quelle reali. Così si segnano come importate nell' Uruguay, merci che vennero invece trasbordate a :Jtlontevideo per 1'Europa o per gli altri Stati Uniti. E vi è poi la destinazione generica: «Portos da Gra-Bretanha d OJ'dem», riferentesi a prodotti animali, che ricevono soltanto nei porti meridionali della.gran Bretagna, generalmente a Falmouth, 1'ordine di sbarco in un porto determinato, che sfugge completamente alla statistica brasiliana. Sono poi queste ed altre le ragioni per le quali il totale delle esportazioni -del Brasile in un certo paese, non può concordare col totale che la statistica di questo paese nota come importato dal Brasile. Le provenienze e le destinazioni sono in tutto 75, coi seguenti raggruppalnenti: Africa (21), America Settentrionale e Centrale (9), Meridionale (Il ),Asia (9), Europa (23, compresa la destinazione: Porti della Gran Bretagna, all'ordine), Oceania (2). Si tiene conto del movimento per dogane e posti doganali. E la provenienza interna non è quella reale, ma risulta costituita dal posto di frontiera o dal porto brasiliano in cui le merci si

116 576 imbarcano per l'estero. Quindi accade che nel quadro dell'esportazione per porti dei singoli stati brasiliani, i valori che figurano, non rappresentano la produzione esportata di ciascun stato, ma soltanto l'uscita con la destinazione all'estero dai rispettivi porti, in servizio an,che di altri stati del Brasile, come è il caso di Manaos, di Para, di Ilha do Cajneiro, di Bahia, Pernambuco e Rio. La destinazion~ interna delle merci è costituita dal porto dalla stazione di frontiera, per cui sono consegnate le merci, secondo le indicazioni della fattura consolare. Ma la statistica non può indicare, neppure all' importazione, il movimento commerciale definitivo per stati del Brasile: essa può indicare tutt'al più le quantità e i valori delle merci importate nei porti, dei singoli stati: sia pel consumo dello stato di cui è parola, sia pel transito per altro stato dell' Unione; e ciò vale principalmente pei porti di Rio de Janeiro, di Recife, ecc. o I bollettilù trimestrali danno le quantità e i valori delle merci importate ed esportate, senza l'indicazione delle provenienze e delle destinazioni, e i valori totali dell' importazione e dell' esportazione per ogni paese e per ogni porto brasiliano. I bollettini annuali specificano, per ogni merce importata, il paese di provenienza ed il porto brasiliano di destinazione, e per ogni merce esportata, il paese acquirente e il porto brasiliano di imbarco. In via di eccezione il bollettino riassuntivo per gennaio-dicembre H riferiva l'indicazione dei paesi e dei porti brasiliani, per recare presto alla pubblicità dati che altrimenti avrebbero figurato soltanto nei bollettini generali, stampati con grande ritardo, per le difficoltà del lavoro di organizzazione e di stampa. Nella statistica brasiliana le merci vengono distinte in classi e numeri, come segue: all' importazione; Classe 1. Animali vivi (l a 16), II. Materie prime ed articoli per le arti e per le industrie (17-123), III. Articoli manufatti ( ), IV. Articoli destinati all' alimentazione e foraggi ( ), V. Specie metalliche e biglietti di banca stranieri ( ); all' esportazione: I. Animali e loro prodotti (l-64), II. Minerali e loro prodotti (t16-119), III. VegetaJi e loro prodotti ( ), IV. Specie metalliche e biglietti di banca stranieri ( ). Si annotano quali categorie commerciali; l'importaziolle generale di merci e di specie m'etalliche e l'esportazione di morci nazionali e di specie metalliche. Le merci in transito. non figurano. Nella statistica commerciale brasiliana il termine importazione comprende soltanto le merci di origine straniera, introdotte

117 577 nel Brasile pel consumo. Le merci designate nelle liste o nelle tavole corrispondono all' importazione generale, che comprende tanto le merci già passate al consumo, quanto quelle aventi la medesima destinazione e depositate alle dogane, come pure quelle che sono da riesportare. I quadri dell' esportazione comprendono tutte le merci di produzione nazionale esportate nei paesi stranieri. Nelle pubblicazioni di statistica commerciale del Brasile, oltre alla lingua nazionale si usa, nei commenti e nelle intestazioni, la traduzione in inglese e francese, per dare maggior diffondibilità ai risultati del commercio estero. La Direzione della statistica commerciale ha cercato di p6rre rimedio alle soluzioni di continuità nella pubblicazione dei bollettini delle due serie, ha cercato anche di eliminare i ritardi e di migliorare il formato. Con molta opportunità si è provveduto a convertire i valori in moneta nazionale di carta in una rponeta internazionale più nota e meno instabile, valendosi di tassi medi, sempre preferibili ad un tasso fisso che servirebbe ben poco. Una miglioro determinazione delle provenienze e delle destinazioni e specldmente di quelle esterne non sembra tanto facile, a confessione degli stessi dirigenti della statistica, ma la sostituzione compiutasi :1l1che nel Brasile delle provenienze commerciali a quelle originarie ci sembra di non grande vantaggio, interessando agli scopi dello studio delle correnti internazionali dei traffici il conoscere, non solo gli emporì delle merci commerciate, ma anche i luoghi di produzione. E pei Brasile, come per tanti altri paesi, sarebbe pure da stabilirsi, nell' interesse dei confronti internazionali un miglior collegamento fra le classificazioni statistiche nazionali delle merci importate ed esportate e le classificazioni più note n diffuse nel campo della statistica commerciale internazionale, come è il caso della classificazione internazionale uniforme di Bruxelles. Nel CANADÀ il DepwJ'tment ol' TY'ade and COInmercp, Censu..;; and Statistics al/ice, Ottawa, pubblica, per anno finanziario, FAnnual Report of the Trade of Canada (bnpol~ts foi' Consurnption and Exports), fiscal year ended Nlw'ch (ultimo lh20) mensilmente pubblica il il10nthly Repm't ofthe Trade of Canaclrt (Imports f(w Consumption and Exports), (Issued ClS Report of the Depa1'trnent of Trade and Connnerce, fr'orn July, 1900, to llfarch, ]917); settimanalmente pubblica il rveekly Bulletin, che circola soltanto

118 578 nel Canadà e contiene Reports of Trade Commissioners and Gene'l'al T/rade Inforrnation e pubblica anche i relativi Supplements to lveekly Bulletin (Trr'ade of China and Japan; Russian Trade; The German lvar and its Relation to Canadian Trade; The Timber In~po1 t Trade of Australia; ecc.); inoltre compila pubblicazioni speciali, come: Canada and the British West Indi es, ecc. Il Canada Dominion BU1'eau of Statistics, Ottawa, pubblica annualmente: Tlie Canada Year Book (ultimo 1919). Anche le singole Province pubblicano annuari, che, come quello del Dominio, recano dati sul relativo commercio estero, come per es. The Year Book of British Columbia and Manual of ProvinciallnforJnation, R. E. Gosnell, 1911, aggiornato fino al 1913, incluso, (The 8ecrelm'y of the Bureau of Provincial Information, Victoria, B.C.). Le statistiche commerciali hanno riguardo al movimento commerciale del territorio politico. I dati dei movimento doganale sono rilevati dagli uffici doganali delle Provincie e dei Territori. I prezzi medi annuali dei principali articoli di produzione canadese esportati nell'anno, sono rilevati dall' Ufficio censuale e statistico del Dipartimento del traffico e del commercio. Il Canadà ha aderito alla Convenzione del metro ed ha riconosciuto come facoltativo il sistema metrico decimale, ma nelle statistiche commerciali si usano le unità del sistema britannico, con in piil alcune unità di peso adope~ate negli Stati Uniti. I valori sono espressi in dollari. Pei beni importati pel consumo nazionale si dà il valor corrente di mercato, nei principali mercati del paese dal quale i beni furono esportatì direttamente nel Canadà, nel tempo in cui avvenne l'esportazione. Pei prodotti canadesi esportati si dà il valore che essi hanno, al tempo dell' esportazione, nei porti d'imbarco del Canadà. Pei prodotti stranieri esportati si dà il valore attuale. Si nota come paese di provenienza quello di origine delle merci e, come paese di destinazione, quello della destinazione finale. L'elenco dei paesi di provenienza e di destinazione ne dà 100, divisi in due gruppi: paesi dell' Impero britannico (1-24), paesi stranieri (25-100); appunto perché un particolare rilievo é dato al movimento commerciale coll'impero britannico e particolarmente col Regno Unito, oltreché cogli Stati Uniti, e coi paesi stranieri: direttamente e via Stati Uniti. Si indicano anche i valori totali delle i~portazioni e delle esportazioni passate pei porti delle Provincie e dei Territori.

119 579 Le importazioni pel consumo e le esportazioni canadesi e straniere sono distinte per articoli, messe in ordine alfabetico, talora con ulteriori distinzioni, pure in ordine alfabetico, e sono riunite in classi, come segue: Miniere, Pesca, Foreste, Prodotti animali, Prodotti agricoli, Manifatture, Miscellanea, Monete e metalli preziosi. Si segnano le impor~azioui pel consumo di merci (colpite e libere), di monete e di metalli; le esportazioni di prodotti canadesi e stranieri, di monete e metalli. E va anche notato che le dogane considerano le importazioni nel senso di importazioni pel consumo. Il termine «entered {DJ' consumption» é il termine tecnico in uso presso le dogane, e non implica affatto che i beni siano consumati attualmente nel Canadà, ma significa che i beni sono passati in possesso dell' importatore e che il dazio che eventualmente li colpisca é stato pagato. Le esportazioni di prodotti canadesi includono gli articoli importati, che sono stati cambiati di forma od accresciuti di valore, mediante lavorazione nel Canadà, come lo zucchero raffinato nei Canadà, ottenuto dallo zucchero greggio importato, la farina ricavata dalla macinazione del grano importato, gli articoli fabbricati o manufatti con materiale importato dall' estero. Le esportazioni di prodotti stranieri comprendono i beni stranieri precedentemente importati dall' e stero. Il transito non viene considerato né all' importazione, né all' esportazione. Le pubblicazioni di statistica commerciale del Canadà seguono la periodiciui per anno fiscale e le misure dell' Inghilterra e degli Stati Uniti, per cui valgono le critiche mosse già a tale riguardo alle statistiche britanniche. I prodotti importati vengono yalutati senza tener conto delle spese del trasporto, ciò che non é ammissibile per un paese che si vale largamente dei servigi delle marine straniere. La classificazione degli articoli, comoda per gli usi doganali, ma facilmente sostituibile per tale scopo da indici alfabetici, e lo stesso raggruppamento particolare per classi non sono poi fatti certo per facilitare i confronti internazionali, specialmente per categorie. N ella COSTARICA,. la Di1'ecciòn General de Estadistica, San Jose, pubblica l'anuario Estadistico, coi dati della statistica commerciale.

120 580 I dati della statistica commerciale si riferiscono al territorio doganale, che coincide col territòrio politico. Organi della rilevazione sono le dogane. Le quantità delle singole importazioni, compresi. i pacchi postali, e delle esportazioni, sono espresse in Kg. I valori sono espressi in Colones, compiendosi le riduzioni monetarie al tipo lf!gal per ogni paese. E si danno i valori alla frontiera. All' importazione ~i notano i valori delle merci al porto d'arrivo, prendendo per base le fatture consolari, che devono indicare il valore delle merci al paese d'origine e tutti i gravami sino al porto d'arrivo. Nelle statistiche delle esportazioni, la valutazione del caffè è regolata dalle quotazioni straniere. Negli ultimi anni le banane sono state valutate uniformemente, per grappoli, tenendo conto del prezzo pagato al piantato re, del nolo fino al porto di Limon, della tassa, degli oneri del carico, ccc. Si considera il movimento commerciale coi principali paesi, dando particolare rilievo all'importazione dall' America Centrale, cioè dalle altre quattro repubbliche, e dall'america spagnola; come pure au' importazione del bestiame dal :.\ icaragua, della quale pl'ima del 1916 non si teneva conto alcuno. L'importazione generale viene rilevata per dogane e per frontiere, mentre l'esportazione viene distinta per porti e per provincie di provenienza. I beni importati e quelli esportati sono disposti in ordine alfahetieo. In seguito ai desiderata della Conferenza di Buenos "\ir08, fu riformata la nomenclatura delle merci importate, aumentandola di più di 60 articoli; e si è adottat:l una classificazione per gruppi, distinti in sottogruppi numerati, ripartiti a 101'0 volta in altri sottogruppi, pure numerati. I gruppi sonò i seguenti: Pietre e terre naturali, Prodotti naturali e chimici, Metalli, Vegetali, Animali, Tessili, Commestibili, bevande e tabacchi, Macchine e apparecchi, prodotti e articoli vari. Uno speciale rilievo vien dato all' esportazione del caffè, delle banane, dell' oro e dell' argento, in pasta e in verghe. Si considerano le importazioni e le esportazioni generali. La statistica commerciale particolare della Costa Rica non poteva certo assumere un maggior sviluppo, nè modellarsi meglio ai tipi più perfetti, come avrebbe forse potuto accadere per la statistica commerciale generale della federazione degli Stati Uniti dell'america Centrale.

121 581 Nell' EQUATORE, il llfinistej"io de Hacienda, Seccion de Estadistica, Quito, pubblica il Boletin Estadistico correspondient~ al ano de... Seccion Comercial, Impo1"tacion y Exportacion de mercaderias, sus hilos y valores. Torno Prime1"o. Seccion Fiscal.. Èstado de Hacienda Publica en orden a sus Ingresos y ~{fresos. T01ìw Segundo. I dati della statistica commerciale si.riferiscono al territorio politico, che non risulta diverso da quello doganale. Organi della rilevazione sono le dogane. Sui dati da esse raccolti riferisce annualmente il Direttore della statistica delle dogane, Guayaquil. Le quantità sono espresse in eg. I valori sono espressi in Sucres e si tratta di valori della piazza equatoriana (nalores de _pla~a). Oltre ai paesi di provenienza delle importazioni e di destinazione delle esportazioni, si indicano le dogane e' i porti Ìntroduttori ed esportatori, coi dati per trimestre e per mese. Gli articoli importati sono distinti in XV gruppi, taluni dei quali sono distinti, a lor volta, in sottogruppj. Lo merci dell' e sportazione generale SOllO distinte in nazionali e nazionalizzate. Ma le statistiche commerciali equatoriane sono divulgate con molto ritardo nella pubblicazione ricordata che è rimasta in arretrato e potrebbero naturalmente ricevere anche un maggior sviluppo, accostandosi (ii più ai tipi progrediti. Nella GD.lANA BRITANNICA, il Department or Lands and.l~[ines, Georgetown, Dell1el'ara, diffonde il Comnw}'cial Handbook, compiled by J. M. REI D, Controller or Customs and Commel'cial Correspondent to the Board or Tr-ade (IH20). Le quantità sono espresse mediante i tipi imperiali. I valori sono espressi in sterline, che sono la moneta tipo, ma anche in dollari, che sono la moneta corrente legale. E si tratta di valori di fattura C.I.F. all' importazione e dichiarati F. O. n. all' esportazione. Importazioni ed esportazioni sono distinte a seconda che si riferiscono al Regno Unito, ai Possedimenti britannici od ai paesi stranieri. Le merci all' importazione ed all' esportazione seguono l::t classificazione britannica. Si considerano le importazioni e i trasbordi, le esportazioni di prodotti nazionali e di altri beni, escluso il transito, ed il transito.

122 582 Nel complesso le statistiche commerciali della Gujana britannica prendono a modello le statistiche della madrepatria. Alle INDIE OCCIDENTALI OLANDESI (1. SURINAME (GUJANA OLANDESE), II. COLONIA DI CURAçAO), il Centraal Bureau, voor de Statistiek, 's-gravenhage, dedica una Parte B. dei Jaarcijfers voor' het Koninkl"ijk der Nederlanden (Annuaire statistique du Roya'u/fne des Pays-Bas) alle Kolonien (Les Colonies), con capitoli speciali sul commercio dei due paesi. Le quantità sono espresse colle unità del sistema metrico e tradotte in Cg. o in tonnellate. I valori sono espressi in fiorini e si tratta di valori ufficiali. Si considerano le principali merci importate ed esportate. :Ma si tratta evidentemente di statistiche commerciali poco sviluppate. ~ el MESSICO, la Secciòn de Estadistica, Departa11~ento d~ Legislaciòn y Estadistica, Secretaria de Hacienda y Cr~edito Publico, (México) (Estados Unidos Mexicanos) pubblica, per anno fiscale, corrispondente a quello civile, 1'Anuario de Estadistica fiscal, (ultimo pel 1918) che nella sua Prima Parte si occupa del commercio estero; mensilmente pubblica i,resumen de la Importacion y de la Exportacion... (mese) de... (anno) y... (numero dei mesi precedenti) primeros meses del ano.fiscal de... (anno) cornparados con iguales periodos de... (anno precedente), che sostituiscono: Republica Mexicana, Secretaria de Hacienda y Credito Pt'tblico, Departamento de Estadistica, Archivo y Biblioteca: Boletin de Estadistica Fiscal... (mese) de... (anno). Il territorio doganale non appare affatto diverso da quello politico. Come organi della raccolta dei dati della statistica commerciale figurano le dogane. Le quantità sono espresse colle unità del sistema metrico decimale. I valori figurano in pesi. All' importazione si notano i valori di fattura (valores de factura), in moneta messicana, calcolate convertendo le monete straniere in pesi messi cani, in base alle loro equivalenze, secondo l'attuale regime monetario, stabilite dalla legge 25 marzo 1905, tenuto conto che la parità sulla quale sono calcolate le dette equivalenze è di l peso =dollari 0,4984.

123 583 All' esportazione si nota il valore dichiarato (valo'j' declarado) nella fattura, pure in moneta messicana del conio corrente. Il valore dell'oro è segnato in ragione di pesi al Cg., conforme la legge 25 marzo Il valore dell' argento e dei metalli industriali appare secondo la media dei rispettivi prezzi in Nuova York, tenuto conto che il valore dell'argento di conio messicano risulta dal numero dei pezzi da 1 peso. Le provenienze sono raggruppate come segue: Europa (1-14), Asia (15-21), Africa (22-23), America del Nord (24-25), del Centro (26-31), del Sud (32-39), Antille (40-42), Oceania (43-46). Le destinazioni: Europa (3), Asia (2), America del Nord (l), del Centro (6), del Sud (5), Antille (l). I valori delle importazioni e quelli delle esportazioni vengono distinti in dogane: del Golfo (l - Il), del Pacifico (12-24), della frontiera del Nord (25-43), del Sud (44-45), di Messico (46), col riassunto (47-51). ' All' importazione gli articoli sono classificati secondo la tariffa dell' ordinanza delle dogane, sono cioè divisi in classi o capitoli, distinti in sottoclassi, ancora divise in numeri. Le classi sono le seguenti: Materie animali, Materie vegetali, Materie minerali, Tessuti e loro manufatti, Prodotti chtmici e farmaceutici, Bevande spiritose, fermentate e naturali, Carta e sue applicazioni,. Macchine ed apparecchi, Armi ed esplosivi, Diversi. All' esportazione gli articoli sono classificati allo stesso modo secondo la nomenclatura o tariffa dell' esportazione. E si hanno le seguenti classi: Materie animali, Materie vegetali, Materie minerali, Prodotti e manufatti diversi. Importazioni ed esportazioni sono poi distinte in libere da diritti e soggette a diritti. Per ciò che si riferisce alle statistiche commerciali messicane, si deve anzitutto augurare una maggiore sollecitudine nelle pubblicazioni e si possono anche sollevare obbiezioni nei riguardi del sistema di conversione delle monete straniere in moneta messicana ai fini della valutazione, com8 pure nei riguardi della particolare classificazione delle merci importate e delle esportate. Nel NICARAGUA, l'administracion de Aduanas, Managua Ofìcina del Recaudador General de Aduanas pubblica annualmente la Memoria del Recaudador General de Aduanas por' el periodo de Enero 1 0 de... a Diaiembre 31 de... y las Estadisticas del C01nercio de... (ultime pel 1921).

124 584 Il territorio doganale sembra coincidere con quello politico. Organi della rilevazione dei dati della statistica commerciale sono le dogane. Le quantità delle merci importate si esprimono colle unità d-el sistema metrico e con altre, ma spesso in eg. Le quantità delle merci esportate si esprimono tutte in Cg. I valori sono dati in Cordobas. All' importazione si segnano i valori daziabili, cioè i valori f. o. b. stranieri, che sono i prezzi all' ingrosso nei principali mercati del paese dal quale i beni vengono esportati, più le spese di imballaggio e caricamento, ma esclusi il nolo e l'assicurazione oceanici, i dazi di esportazione, le tasse consolari e la commissione del compratore. All' esportazione si danno i valori f. o. b. locali. Si indicano 20 designazioni di origine e 18 designazioni di destinazione. Importazioni ed esportazioni sono distinte per porti, indicandone 7.. Gli articoli importati, come i prodotti esportati, sono disposti in ordine alfabetico. Nel complesso le statistiche del commercio estero del Nicaragua presentano un limitato sviluppo. Nel PERÙ la Secciòn de Estadistica GeneTal de Aduanas della Direcciòn de Aduanas, del Ministerio de Hacienda, Lima, pubblica annualmente la Estadistica del ComeTcio Especial del PeTU en el ano... Il territorio doganale non pare diverso dal territorio politico della repubblica. I dati del movimento commerciale sono raccolti dalle dogane, che, agli effetti della statistica, sono distinte in dogane della via marittima, dogane, della via fluviale e dogane della via terrestre. Le quotazioni di taluni articoli. sono rilevate, come' vedremo, dalla Camera di Commercio di Lima. Le quantità sono espresse con unità del sistema metrico, ma anche con altre unit3. I valori sono espressi in Lire peruviane. All' importazione, la valutazione si compieva, prima del 1916, applicando una vecchia tavola dei prezzi, approvata per la statistica del 1910, in sostituzione a quella stabilita nel Avendo i dirigenti della statistica doganale espresso la necessità di designare il personale o l'istituzione incaricati di formulare periodicamente le tavole

125 I 585 dei valori degli articoli importati, per ottenere una valutazione corretta, agli scopi della statistica commerciale, col 1916 si addivenne alla valutazione in base ad una tavola" con prezzi accresciuti, costruita per risoluzione suprema del 7 novembre 1916, approvata ufficialmente con risoluzione del lo maggio All'esportazione, la valutazione si è sempre compiuta senza norme rigorose o almeno uniformi. La Camera di commercio di Lima fornisce le quotazioni per la maggior parte degli articoli e sebbene la valutazione dei prodotti, si effettui mensilmente, in base alle medie mensili delle quotazioni dei mercati locali, affinchè le medie annuali si discostino il meno che sia possibile dalla realtà, pure va notato che simili quotazioni non offrono una garanzia completa di esattezza e che per la valutazione di alcuni prodotti si applicano le quotazioni dei mercati di consumo. Come provenienze e destinazioni si indicano più di 20 paesi dell' America, più di lo dell' Europa, 3 o 4 dell' Asia' e l solo dell'oceania. Il commercio di importazione generale,colpita e libera o esonerata, e di esportazione nazionale e nazionalizzata, coi valori assoluti delle diverse sezioni e coi valori percentuali, viene distint9 per dogane delle tre specie ricordate. All' importazione le merci sono distinte in sezioni (in tutto XX) della tariffa dei dazi specifici. Le sezioni sono distinte in gruppi, suddivisi in partite llumerate, ovvero le sezioni si distinguono direttamente in partite numerate (in tutto 3418) e disposte in ordine alfabetico. Inoltre si hanno gli articoli non considerati nella tariffa dei diritti e (~olpiti col 30 % «ad valorem» (Regola N. 51). All' esportazione le merci sono distinte in sezioni (V in tutto) divise talora in gruppi, cogli articoli in ordine alfabetico, ma non numerati. Si hanno, come abbiamo visto, le importazioni generali, quelle della Regola 51, le importazioni libere per disposizione della tariffa e per leggi speciali, le liberate e le liberate dalla Regola 51; le esportazioni generali nazionali p nazionalizzate, gravate e libere. Ad onta della terminologia, il commercio è speciale, come risulta del resto dallo stesso titolo della pu bblicazione annuale. Le statistiche doganali peru viane non registrano il movimento commerciale attraverso a certe frontiere dell' Equatore, del Brasile e della Bolivia. Sarebbe augurabile la completa adozione del sistema metrico, collo esclusione di ogni altra ~spt'l~ssione quantitativa.

126 586 Gli stessi dirigenti della statistica doganale del Perù hanno manifestato la necessità di una istituzione, che, valendosi del- 1'aiuto delle Camere di commercio, rediga ufficialmente la nomenclatura degli articoli di esportazione nazionale, colle loro specie, classi e varietà, fissando anche mensilmente il prezzo medio corrente, non solo, come accade ora, dei beni colpiti dall' e sportazione, ma arrche di quelli liberi, evitando la disparità dei prezzi, che può verificarsi per le diverse quantità di uno stesso articolo, a seconda dei luoghi di produzione e consentendo una valutazione corretta, e noi diremmo sopratutto reale, dell' esportazione. Ma a ben guardare è tutto il sistema della valutazione che é da migliorare, anche dopo le modifiche apportate alle tavole dei valori di import1zione. È il sistema delle tavole dei valori fissi che va sostituito coll'altro più razionale, ed ogni dì più diffuso, delle dichiarazioni particolari dei valori, sottoposte ad un accurato controllo. In generale è poi da augurare che, addivenendosi, una volta o l'altra, ad un completo riordinamento delle statistiche commerciali peruviane, si tenga il debito conto dell'esperienza degli altri paesi, nei quali sono piu sviluppate le statistiche del commercio estero, come pure si abbiano presenti i voti espressi dai competenti: adottando metodi razionali ed uniformi e solleciti, che consentano una facile intelligenza ed una pronta utilizzazione dei dati comunicati ed il loro fondato confronto coi dati simili (iegli altri paesi. Nel SALVADOR, si pubblica la Memoria de Hacienda y Crèdito Publico, correspondiente al ano de... presentada a A samblea N acional en sus sesiones ordinarias de... por el SerLOr Secretario de Estado... La Dir'ecciòn General de Estadistica, Rep1'tblica de el Salrador C. A. San Salvador, pubblica l'anuario Estadistico de... (ultimo 1920).,Tutte due le pubblicazioni recano dati di statistica commerciale. Il territorio doganale non appare diverso da quello politico. Organi della rilevazione sono le dogane. Le quantità sono espresse in chili. I valori vengono dati in Colones. Il Colon é il nuovo tipo di moneta aurea ideale, corrispondente a 1/2 dollaro. E i valori sono dati anche in dollari. Il dollaro è la moneta legale reale.

127 587. All' importazione si notano nel conto oro: il valore di fattura, il dazio e il totale, in oro, e nel conto argento si notano: le imposte argento, le spese di dogana in argento, il totale argento. All'esportazione si nota il valore in Colones e in dollari. Si indicano alcuni paesi di provenienza e una ventina di paesi di destinazione. L'importazione è data per porti e per dogane e l'esportazione per dogane. Già pei dati degli anni 1917 e 1918 si erano impartite disposizioni per l'elaborazione secondo la nomenclatura internazionale di Bruxelles e per la trasmissione dei risultati al Consiglio Centrale Esecutivo del Commercio Internazionale, stabilito a vvashington. E la nomenclatura di Bruxelles, coi titoli c le suddivisioni (numeri) viene applicata alle importazioni dalla Sezione di statistica finanziaria della Direzione generale dei contributi diretti ed alle esportazioni, che sono anche disposte in ordine alfabetico,dalla Direzione generale della statistica. Si segnano le importazioni, le esportazioni di articoli manufatti o prodotti nel paese e di articoli che, non essendo manufatti o prodotti in paese, si devono considerare come riesportati. Sebbene non molto sviluppate, le statistiche doganali del Salvador, tengono abbastanza conto dei suggerimenti e dei voti dei pratici e dei teorici competenti della materia. Negli STATI 'UNITI DEL NORD AMERICA, il B/vreau or Foreign and Domestic Cornmei'ce, del Departrnent or Commerce, \Vashington, fa pubblicazioni regolari o periodiche e speciali: bollettini e monografie. Per dare una base al controllo ed alla assegnazione delle navi per le importazioni dei materiali da guerra indispensabili, (Acts or Congress approved June 15, 1917 (espionate act) e October 6, 1917 (trading-with the enemy act) si erano ordinate, a partire dal Luglio 1918, delle relazioni decadali sulle importazioni (dall' l al lo, dall' Il al 20, dal 21 all' ultimo) coll' indicazione delle importazioni di ogni classe, secondo la classificazione lunga o trimestrale, per paesi di imbarco e distretti doganali di entrata, ma per misura temporanea e per uso confidenziale degli uffici di guerra (U. S. Shipping Board, War' T'l'ade Board). Coll' armisti:lio si ritirò il personale destinato a tale scopo all' Ufficiodel commercio estero e si interruppe la pubblicazione decadale. Metron - VoI. II. n. 3

128 588 Non avendo né il Servizio doganale, né l'ufficio del commercio estero i mezzi per trasmettere relazioni ad intervajli piil brevi di quelli mensili, furono respinte le richieste di statistiche setti~llanali delle importazioni e delle esportazioni, per industrie speciali, fra le quali: la gomma, le pelli, i cuoi. A speciali richieste si era soliti provvedere da diversi anni, con un servizio limitato di trasmissione, a certe persone, di quadri mensili, con particolari maggiori di quelli pubblicati nelle relazioni. Nell'ultimo periodo della guerra; preparandosi i piani per estendere le esportazioni, crebbero le richieste, ed allora si pensò di estendère il servizio ai giornali commerciali, alle organizzazioni industriali disposti a dare pubblicità a tali quadri. Le domande furono molto superiori alle aspettative e un tale lavoro si iniziò colle statistiche del Dicembre 1918, con quadri che vanno dalle dimensioni di una lettera per singole classi, a tavole di più di venti colonne, per gruppi, come macchine elettriche, manufatti di gomma elastica. Gli originali sono dattilografati e le copie sono ottenute con un processo fotostatico. Nel Gennaio 1919 si organizzò la Special statistical-service Section, che compila quadri mensili, coi particolari per le singole merci, per paesi di importazione o di esportazione. COpiA fotostatiche di tali quadri sono fornite ai giornali commerciali, per ]a pubblicazione, ed alle organizzazioni commerciali, per la distribuzione ai loro membri. Mensilmente si riproducono dai loro originali dattilografati e si distribuiscono gratuitamente i bollettini mensili: Exports of Dornestic Breadstuffs, Cottonseed, Oil, etc, e Total Values of Imp01~tS and Exports. La pubblicazione mensile a stampa, che si denominava:.jlonthly Summary of Comrnerce and Finance, si intitola ora: ~fonthly Summal'y or Foreign Commerce or the United States. Durante la guerra tale pubblicazione subiva notevoli ritardi, parte pe~ la trasmissione tardiva delle relazioni del Bureau or Custom Statistics di Nuova York, occupato dalle relazioni decada li e da altre statistiche di guerra, parte per gli indugi del Government Printing Office, pure occupato da altri lavori di guerra. Finita la guerra si erano presi accordi fra gli uffici interessati per la _ pubblicazione in un dato giorno, ma, come vedremo, la pubblicazione dovette poi subire un ritardo su quella data. Speciali intese furono stabilite coi corrispondenti di Washington dei giornali commercia]i, per consentire la visione della copia del Monthly SU'mm(!/ì'y, avanti di passarla alle stampe e permettere la

129 589 pubblicazione delle cifre più interessanti, riguardanti cioè le industrie più importanti (tessili, ferro e acciaio, pelli e cuoio) una settimana prima che appaia il fascicolo ufficiale del mese. Fra le pubblicazioni regolari è il Quarterly Statement of ùnported lnerchandise entered for consu'mption. 'Annualmente si pubblicava l'annual RepO'i't of the Foreign CmnJnerce anei N av'ìgation for the fiscal year ended 30 June... di cui si davano in estratto alcune tavole del commercio; ora si pubblica: The Foreign C01nmerce ((nd Navigation of the U nited States, for the calendar yea}... Fu dietro il patrocinio dei Dipartimenti del Tesoro e del Commercio, della Camera di, commercio degli Stati Uniti e di altre organizzazioni, e nell' in, teresse delle case d'affari, che, di regola, fanno i loro conti per l'anno commerciale, corrispondente a quello civile, come pure pet facilitare i confronti dei dati del commercio estero con quelli della produzione, raccolti dai censimenti, fatti pure per anno civile, e colle statistiche della maggior parte dei paesi: che la disposizione della Section 336 of the Revised StatIdes, richiedente la pubblicazione per anno fiscafe della rela7-ione annuale del commercio e della navigazione degli Stati Uniti coi paesi stranieri, fu emendata, dall' Act approved on Janual'y 25, 1919, il quale dispose che, a partire dal HH8, la relazione debba riferirsi all'anno civile. Così l'ultima relazione per anno fiscale fu quella riguardante l'anno fiscale finiente" il 30 Giugno E per provvedere alla continuità delle statistiche, i dati del semestre dallo Luglio al 31 Dicembre 1918, furono messi in rilievo a parte nella relazione per l'anno civile Annualmente si pubblica anche l'annual Report or the Chief of the Bureau of Foreign and Domestic Cornmerce, con notizie,statistiche ed amministrative intorno ai servizi dipendenti dall'ufficio del commercio esterno od interno. I Commerce Reports vengono spediti man mano escono od in volumi trimestrali, e da essi si fanno estratti. Come es., per cio che a noi interessa, si può ricordare, nel Gennaio 1919: U. niforjn Classification of International Trade Statistics. Statement prepared by the Statistical Division of the Bureau of Foreign and Domestic Trade, Washington, Annualmente si pubblica anche lo Statistical Abstract of the United States, che reca dati sul commercio estero; sul commercio dei Territori non contigui: Alaska, Porto Rico, Hawai, I. Filippine (dai Reports of the vjl'ar Depart'ment), Tutinla e Guam

130 590 (dai Returns to the Navy Department); sul commercio estero, anche per ab. dei principali paesi del mondo; sul commercio dei principali porti del mondo. _ Le pubblicazioni speciali sono distinte in cinque gruppi: serio speciali degli agenti; relazioni consolari speciali; serie miscellanea; serie delle tariffe straniere e tipi industriali. Della serie «miscellanea» si 'possono ricordare: Trade of the U. S. 'l{:ith the World. Part 1. Tmports. Part 2. Exports; Annual review or tlte Foreign Commerce of the U. S.; Consurnption estirnates, prod'uc-, tion, imports and exports; ilfethods of computing values in fo: reign tra de, nuova edizione, colla traduzione delle intestazioni, dei termini tecnici, delle unità di valore e di quantità, dei nomi di paesi, ecc. delle statistiche commerciali straniere. La Division of researches fa delle copie fotostatiche delle statistiche commerciali straniere e per renderle intelligibili ha pubblicato un opuscolo coi titoli ed una breve descrizione delle principali pubblicazioni di statistica commerciale ed economica dei paesi stranieri. E si sono tradotti gli ele'nchi delle importazioni e delle esportazioni dei diversi paesi (Italia, Francia, ecc.), sempre per facilitare il compito delle persone che intendono di servirsi delle statistiche commerciali straniere o delle loro copie fotostatiche americane. L'Annnal Report of the Secr'etary of the Tl'easur'y on the State of the Finances, for the fiscal year ended June suoi riprodurre, in un grosso e fitto volume, i dati e recare il commento dei fenom~ni principali della vita economica e finanziaria americana, compreso il commercio estero. Le statistiche del commercio estero degli Stati Uniti includono il commercio dei distretti doganali di Alaska, Hawai e Porto Rico coi paesi stranieri, ma non il commercio di tali territori cogli Stati Uniti. Un tal commercio è esposto separatamente, nella sezione del Commercio coi Territori non contigui. N elle statistiche del commercio degli Stati Uniti, le I. -Filippine sono trattate come un paese straniero, mentre i Collettori dei dazi di quelle isole sono sotto la giurisdizione del Dipartimento della guerra. Il commercio di queste isole coi paesi stranieri, non è quindi incluso nel commercio degli Stati Uniti, ma viene pubblicato separatamente, come vedremo, dal Governo delle r. Filippine. I dati delle statistiche commerciali sono raccolti dalle dogane (customhouses), raggruppate in 49 distretti (custorns districts), che recano ciascuno il proprio numero d'ordine. Gli ufficiali do-

131 591 ganali (customs otfice1"s) compilano le statistiche delle importazioni, dejle esportazioni, degli imbarchi fra gli Stati Uniti e i possedimenti insulari, come pure le statistiche del traffico dei Grandi Laghi. Le dichiarazioni originali di esportazione e le copie statistiche delle dichiarazioni di importazione sono trasmesse quotidianamente da tutti i porti doganali di entrata del paese all' Ufficio di statistica doganale di Nuova York, il quale, come tutto il servizio doganale, dipende dal Dipartimento del Tesoro. L'ufficio di Nuova York compie l'intavolazione meccanica dei dati e dovrebbe fornire, jl 20 di ogni mese, la relazione mensile all' Ufficio del Commercio estero del Dipartimento del Commercio. Tale ufficio, che riceve anche le informazioni commerciali dal servizio consolare, dagli agenti commerciali e dagli addetti commerciali,dovrebbe mandare la copia della relazione mensile i125 alla stampa e questa dovrebbe essere ultimata il lo del mese successivo; ma, come accennammo, essendo cresciuto il lavoro delle dogane, senza che aumentasse il personale, la relazione giunse in ritardo all' Ufficio.del commercio estero e il passaggio alla tipografia fu rimé/'ndato. Per eliminare la divisione delle responsabilità fra i due dipartimenti ora interessati alla compilazione delle statistiche commerciali, si è proposto al Congresso di unire l'ufficio di statistica delle dogane colla Divisione statistica dell'ufficio ~el Commercio estero, stabilendo un'unica sede a Nuova York od a Washington, oppure una duplice sede: per una parte dell' ufficio. nell' una e per l'altra parte nell'altra delle due città.. Le quantità di tutte le merci importate sono accertate dalla registrazione fatta su giuraluento od affermazione del proprietario o del consegnatario o agente dell' importatore, o dall' esame, se il collettore lo ritenga necessario. Come è noto, negli Stati Uniti il sistema metrico è obbligatorio soltanto nel servizio postale con l'estero, nel servizio di sanità e nella monetazione, dove non è stato sempre usato; pel resto è facoltativo. Nel com mercio si usano le unità del sistema britannico, con in più alcune misure e talune unità di peso istituite dai competenti uffici. Nelle diverse pubblicazioni di statistica commerciale si trova una nota, nella quale è detto che in tutte le tavole le misure di quantità sono, salvo contrario avviso, la ton di 2240 pounds, il battel ed il bushel, pei quali varia molto il numero delle pounds, a seconda delle merci di cui si tratta, come risulta da apposite tavole. I valori sono espressi in dollari. Per evitare disparità di trattamento, si sono incaricati i collettori dei dazi di ridurre,

132 592 agli scopi della statistica, i valori delle fatture, sulla base dei tassi correnti di cambio, siano o no allegati i relativi certificati consolari, agli scopi daziari, ed anche se la moneta della fattura sia più apprezzata del dollaro. - I valori delle merci importate si accertano come i valori delle importazioni soggette a dazi «ad valorem». Prima della guerra, per le importazioni colpite da dazio, si faceva la dichiarazione del valore, appoggiata dalla fattura, vistata dal Console americano e dalle carte di bordo, e la merce veniva controllata anche se esente da dazio. Le esportazioni, alla cui valutazione servivano le fatture, vistate dall' autorità del porto di imbarco, non davano luogo a visita, se non per la piccola parte beneficata dal dra/wback o in transito per gli Stati Uniti~ Durante la guerra, essendosi istituite le licenze di importazione e di esportazione del fv w' Trade Boarcl,. del quale gli ufficiali doganali erano gli agenti, si fece luogo al controllo delle dichiarazioni di importazione e di esportazione, colle licenze, ed alla visita di controllo delle merci. Il valore delle merci importate, soggette a tassi daziari al valore o soggette a dazi basati sul valore o regolati in qualsiasi modo sul valore: è il valore attuale di mercato o il prezzo all'ingrosso, al tempo dell' esportazione per gli Stati Uniti, nei mercati principali del paese da cui le merci furono esportate; tale valore attuale di mercato deve essere il prezzo al quale la merce è offerta liberamente per la vendita ad ogni acquirente nei detti mercati, nella quantità d'uso all' ingrosso e al prezzo che il venditore, armatore o proprietario avrebbe ricevuto e desiderava ricevere per tale merce, qualora fosse stata venduta nel commercio ordinario, nella quantità di uso nel commercio all'ingrosso: comprendendo nel valore della lnerce il valore di tutti i cartoni, casse, ceste, cassette, sacchi, botti, barili, bottoni, bottiglie, giare, damigiane ed altri recipienti o involucri, sia che contengano liquidi o solidi, e tutti gli altri costi, gravami e spese necessari per mettere le merci in condizioni di imballaggio, per. essere imbarcate per gli Stati Uniti, (Rev. Stats 336 and secs Il and 18 or the act or June lo, 1890, as mnended by act or October 3, 1913 sec III par R).. Il valore delle merci nazionali esportate è il loro costo attuale o il valore che possono avere realmente al tempo.dell' esportazione, nei porti degli Stati Uniti da cui vengono esportate.

133 593 Il valore delle merci straniere esportate dal deposito (front warehouse) è il valore di importazione; il valore delle merci straniere esportate non dal deposito (not from warehouse) cioè principalmente di merci esenti, che formano il grosso di detta categoria, è, come per gli articoli di produzione nazionale, il valore nei porti degli Stati Uniti, da cui le merci vengono esportate. Il valore degli articoli in deposito è tutt'uno col valore di importazione. Il valore delle merci registrate nel transito immediato viene stabilito nella pubblicazione annuale in modo del tutto simile a quello impiegato per stabilire il valore all' importazione. Come paese di provenienza si segna l'ultimo che ha fatto la vendita della merce. Come paese di destinazione, si considera quello che ha acquistato la merce. L'elenco dei principali paesi indicati nelle tavole dell'importazione e dell' esportazione, rlella pubblicazione luensile, per le piil importanti classi fu riveduto nel Luglio del 1919, poi nel Gennaio rlel 1920, per tener conto dei cambiamenti recati dalla guerra, indicanrlo separatamente 4 nuovi stati dell' Europa centrale. Ma si vorrebbe aumentare il numero dei paesi, osservando, che colla guerra hanno acquistato importanza paesi che prima non ne avevano tanta ed osservando anche che ai commercianti possono interessare anche e piil degli altri, paesi coi quali il commercio sia scarso, ma suscettibile di estensione. Per ora si ha un elenco di un centinaio di paesi: Europa (31), a parte Regno Pnito: Inghilterra. Scozia, e Irlanda; N orà America (23), a parte i paesi dell' America centrale; Sud America (14); Asia (17); Oceania (6); Africa (15). Pei diversi paesi si indicano le impor'tazioni, le esportaziohi nazionali e straniere, e si danno i modi di trasporto in carri ed altri veicoli terrestri e in navi di bandiera americana o straniera (lo e Altre). Pei transiti ed i trasbordi si indicano i paesi da cui si sono ricevute le merci e pei quali si sono imbarcate. Le importazioni di merci entrate pel consuluo immediato, pel deposito, esenti e colpite, le esportazioni nazionali e straniere, i transiti ed i trasbordi, sono distinti per distretti doganali e head q'ìtarters ports: della Costa dell' Atlantico (2), del Golfo (5), della Frontiera messicana (3), delìa Costa del Pacitlco (7), della Frontiera del Nord (Il), dell' Interno (lo). Speciale risalto è dato ai movimenti dell'oro e dell' argento. Si era chiesto all'ufficio del commercio estero di pubblicare le statistiche annuali delle importazioni e delle esportazioni per

134 594 distretti doganali, per articoli e paesi di imbarco o di destinazione. Non ci sarebbe che da ricavare i dati dalle relazioni mensili, fornite dai collettori di ogni distretto all' Ufficio delle statistiche doganali. Ma tale lavoro venne lasciato dall' Ufficio del commercio estero all' iniziati va locale. All' importazione la specie delle merci é accertata come la quantità. Gli artiéoli sono disposti per ordine alfabetico, colle relative specificazioni. All' esportazione le merci nazionali e straniere sono pure dispo~te per ordine alfabetico. Le importazioni esenti e colpite, le esportazioni nazionali e straniere, le merci che restano nei depositi e quelle commerciate coi Territori contigui sono distinte, a seconda dell' uso e del grado di lavorazione, in: A) Materiali greggi da usarsi nelle lnanifatture; B) Derrate alimentari greggie e derrate :animali; C) Derrate in parte od interamente manufatte; D) Manufatti per uso ulteriore nelle manifatture; E) Manufatti pronti pel consumo; F) Miscellanea. Ad onta dell'incremento del numero delle classi, a partire dal l g 14, in occasione delle richieste da parte degli uffici di guerra, si sono v~ste le" lacune della classificazione. E si sono fatti lunghi studi, per stabilire una classificazione che serva agli usi dei commercianti, anche senza giungere alle minuziose specificazioni da essi richieste. Nella nuova classificazione si è accresciuto il numero delle classi e si è vista la convenienza di aggiungere ai valori, le quantità, nélle unità usuali del commercio e in peso. l\ia per quanto la classificazione fosse già pronta, si è rilevata la difficoltà di applicarla coll.o Gennaio 1921, dovendo distribuirla in tempo ai consoli, agli importatori ed agli esportatori, avendosi scarsità di personale e di impianti, e dovendosi abituare gli armatori a considerare anche il peso di merci di lavorazione molto fina, sin qui non trattate a peso. In seguito a richiesta dell' International High Commission, (dal 1920, detta Alta Commissione Interamericana) di cui è presidente d'ufficio il Segretario del tesoro degli Stati Uniti, la relazione sul commercio di importazione e di esportazione nazionale per gli anni civili 1917, 1918, 1919 fu fatta seguendo la terminologia della classificazione internazionale concordata al Congresso statistico internazionale di Bruxelles del Tale classificazione fu tradotta in lingua spagnola, per essere distribuita ai governi del Centro e del Sud America, come primo passo verso l'uniformità nellà classificazione delle statistiche commer-

135 595 ciali, nei paesi dell' America (Letter to the President of the U. S. frorn the Secretary of the Treasury transmitting the Proceedings of tlle Pan American Financial Conference. Washington, 1915; International High Cornn~ission. ilfessage fr'o'm the President of the U. S. transmitting ~a Rep01"t of the U. S. Section of the High COll11nission on the First General ~feeting of the COlm'mission, held al Buenos Aires Ap}~il 3-12, 1916; Washington, 1916; C01nnlittee Reports and Resolutions adopted at the First General ilfeeting held in Bnenos Aires in April 1916; Addresses delidered on the occasion of the foj~mal t1'ansfer of the chairmanship of the Commission by the Hon TV. G. Mc Adoo to the Hon. Carte}' Glass. Washington, 1919). Si segnano le importazioni, che sono le importazioni generali, (genel'al ùnports), cioè gli articoli importati entrati pel consumo immediato all'arrivo e gli articoli entrati nei depositi e si segnano le importazioni pel consumo (ilnports for consu1nption), cioè gli articoli entrati pel consumo immediato e ritirati dai depositi pel consumo. Le importazioni generali e le importazioni pel consumo differiscono in ogni periodo, in quanto il valore delle entrate pel deposito (entries for warehouse) differisce dal valore dei ritiri dal deposito pel consumo (Loithdrawals fr01n u;areh01j;se (01' consurnption). L'espressione «entrata pel consumo» (entry fol' consu/mption) è il termine tecnico della registrazione d'entrata (import entry) fatta alla dogana ed implica che i beni siano consegnati in custodia dell' importatore e si siano pagati i dazi per la parte che ne sia colpita. Una parte di tali beni può essere in seguito esportata. Si segnano le esportazioni nazionali (donwstic exports), cioè le esportazioni di prodotti o manufatti nazionali, comprese le esportazioni di merci di origine straniera, che siano state cambiate dalla forma colla quale furono importate o che siano accresciute di valore, con un' ulteriore lavorazione negli Stati Uniti, come lo zucchero raffinato in paese, dallo zuccher'o importato greggio, il fiore ricavato dal grano importato, ed articoli, utensili, ecc. fatti con materiale importato. Si notano le esportazioni straniere (foreign exports), dette talora riesportazioni (reesports), cioè le esportazioni di merci straniere, che siano state importate. L'esposizione regolare delle _merci depositate riguarda le merci in deposito doganale vincolato. Tali merci sono già. notate nelle importazioni generali. Si indicano nella pubblicazione annuale, le merci straniere registrate pel transito immediato attraverso il territorio degli Stati Uniti, per un

136 596 paese stranierq.. o pel trasbordo nei porti degli Stati Uniti pei" un paese straniero e tali merci sono escluse dalle statistiche delle importazioni e delle esportazioni degli Stati Uniti. Si notano le restituzioni pagate su articoli esportati, insieme coi materiali da cui gli artìcoli esportati furono totalmente o in parte ricavati. Si segnano pure gli articoli importati, usati nella fabbricazione di articoli esportati, sui quali fu fatta la restituzione. Le provviste di bordo sono considerate. come esportazioni soltanto se 8i tratta di carbone nazionale. Anche alle statistiche commerciali degli Stati Uniti si pos SOllO muovere diversi appunti, soprattutto nei riguardi del sistema di misurare le quantità, valendosi anche tali statistiche di unità di misura così strane,che sembrano più proprie di un paese primitivo o di qualche remota regione di un paese pur prog-redito, che noll di una grande potenza commerciale moderna. Alti'i appùnti si possono muovere nei riguardi dell' esclusione dei noli, dell' assicurazione e degli altri gravami del trasporto nei valori delle importazioni. Certo và notato che colla guerra ha ricevuto un forte impulso la marina mercantile americana, è così cresciuta la quantità di merci importate su navi americaue ed è per tal modo diminuit<? il debito estero degli Americani per noli, ma come sarebbe erroneo notare un debito in parte insussistente, non è meno erroneo non annotare affatto un debito che in parte esiste. Altri appunti ancora si possono muovere al sistema americano di notare le sole provenienze e destinazioni commerciali delie merci, mentre giova, anche praticamente, conoscere l'origine dei prodotti importati e la destinazione finale dei prodotti esportati, soprattutto per un paese che si slancia nel mercato internazionale, non senza il desiderio di li berarsi dagli intermediari del proprio commercio. Ma si deve tosto riconoscere, che la caratteristica forse più notevole delle statistiche commerciali americane, con poche altre ed. a di versi tà delle statistiche tardi ve e cervellotiche forni te spesso da antiquati uffici burocratici, è la loro utilizzazione diretta od attraverso alle phbblicazioni commerciali, da parte degli uomini d'affari. Tale utilizzazione si attribuisce al fatto, che durante la guerra i commercianti americani sono stati educati, attraverso al lavoro degli uffici pel controllo delle importazioni, delle esportazioni delle industrie nazionali, a valersi dei dati statistici, a moltiplicarne le richieste, giungendo così ad attribuire alle statistiche, non più un puro valore accademico, ma un gran-

137 597 de valore pratico, nella risoluzione dei problemi commerciali riguardanti lo stabilimento di industrie nazionali e l'estensione dei mercati esteri dei loro prodotti. Ma certo una tale utilizzazione delle statistiche commerciali dipende in non minore misura dal fatto, che tali statistiche sono offerte tempestivamente e in modo acconcio, insieme alle più interessanti ed esaurienti informazioni commerciali ed industriali, dall' Ufficio del commercio estero, che si mantiene in assidui contatti coi comillercianti e gli industriali e colle loro organizzazioni e non si limita certo a pubblicare cifre di nessun valore attuale perchè pubblicate in ritardo e di nessun valore retrospettivo, perchè raccolte ed elaborate erroneamente. Le stesse lagnanze che si odono anche negli Stati Uniti da parte dei commercianti, che vorrebbero una maggior prontezza e frequenza nelle pubblicazioni e maggiori specificazioni. nei dati delle statistiche commerciali, e il riconoscimento della giustezza di molte di tali lagnanze da parte dei dirigenti della statistica COlllmerciale, che a lor volta lamentano e deplorano la scarsità di mezzi: sono piil un sintomo del viyo interessamento al perfezionamento del servizio statistico, che non un indizio del suo stato, non soddisfacente. La statistica commerciale americana è piuttosto criticabile in rappol'~o. alle crescenti esigenze, che non in sè. Le lagnanzo sono, in altre parole, per buolla parto, l'espressione di uno stato di cose, che sarebbe già molto da augurare per un gran numero di altri paesi. N eli' URUGUAY, la Dil'eccion General de Estadistica, Montevideo, pubblica l' AnuaJ'io Estadistico de la Repùblica Oriental del Uruguay (ultimo: LirIO 1919) e la Sintesis Estadistica dr-! la Republica OJ'iental del Ur'ttguay (ultima: J1);nio de 1921) ed in entrambe le pubblicazioni si trova un capitolo sul Commercio estero speciale. 'Fhe.Pan AnwY'ican Union, Uruguay, Gener'al clescl'iptive data, Washington, Il territorio doganale della repubblica sembra coincidere col territorio politico. Sono organi della rilevazione le dogane e l'ufficio di statistica commerciale. Le quantità sono espresse còlle unità del sistema metrico e con altre misure dell' uso commerciale (numero, dozzene, ecc.). I valori sono espressi in pesi d'oro. Fino al 1918 si dayano i valori ufficiali delle importazioni e delle esportazioni. Da quel- -'

138 598 l'anno si danno i valori ufficiali, cioè i valori ai tassi doganali per le importazioni e i valori della piazza (valor de plaza) cioè i valori reali, calcolati dall' Oficina de Estadistica Comercial, t~nto per le importazioni, quanto per le esportazioni. Per le provenienze e le destinazioni, si tien conto di una quarantina di paesi, stabilendo, per ognuno, il valore del commercio complessivo, in 'via assoluta e per medie e proporzioni; il valore assoluto, medio e proporzionale dell'importazione e dell'esportazione; il valore proporzionale dell' importazione ~ dell'esportazione soggetta a dazio e libera; il valore delle importazioni e delle esportazioni per categorie e sottocategorie; il valore e la quantità per articolo. Si danno anche i valori assoluti e percentuali delle importazioni e delle esportazioni per dogane, tenendo in particolare rilievo i cereali e le farine ilubarcati nel porto di Montevideo per quindicina. < Le merci importate sono distinte in categorie (XVI), talora divise in sottocategorie, che contengono gli articoli, in ordine alfabetico, talora distinti in numeri e segnati coi numeri della nomenclatura (1089,)' Le merci esportate sono pure distinte per categorie (V) e sottocategorie, cogli articoli in ordine alfabetico, e segnati coi numeri progressivi della nomenclatura. Nei riassunti l'esportazione si distingue in: Prodotti dell' allevamento, Prodotti dell' agricoltura, Prodotti delle miniere, Prodotti della caccia, della pesca e di altre industrie, Provviste di bordo. Il commercio è speciale e si segnano le importazioni soggette e libere (bnportaciòn sujeta y libre), le esportazioni, le provviste di bordo (Provisiones pm'a buques), il transito di prodotti simili a quelli del paese (Transito de frutos similares a los del pais). A parte ogni altra critica di dettaglio, riguardo ad es. alla classificazione delle merci, si può osservare che i dati della statistica commerciale, del resto abbondanti e sottoposti ad una accurata elaborazione, vengono riprodotti nell' Annuario e nella Sintesi, che sono pubblicazioni generali e retrospettive ed escono perciò con notevole ritardo, perdendo valore di attualità. Venezia, R. Istituto Superiore di Scienze economiche e Comme,'ciali (Lq.boratorio di Politica commerciale). e Padow, R. Unive1'sità (Gabinetto di Statistica).

139 t AUgllst Hjelt 28 Juin Juillet Le décès de MOllsieur le Sénatelll' August Hjelt, survenu le 12 Juillet 1919, a été une perte sensible polli' la science statistil{lie finlandaise. A une érudition ételldue, :\lonsieur Hjelt joignait une grande capacité scientifique, une vigueur et une force de travail peu communes, un style clail' et coulant.. Après s'ètre préparé pal' des études approfondies, tant. en Finlande qu'à l'étranger, il s'était pris à l' oeuvl'e avec al'deur et pleine conscience du but à atteindre. Sa vel'itable spécialité étai t la statistiq ue; en qualité de diracteul' du Bureau Centrai de Statistique, il a enrichi la statistique officielle de cinq séries nouvellcs: slatistique des successions, statistiques de l'alcool, des ftnances communales de l'émig-ration et des élections; il a travaillé en particdliel' avec ardeur au dévaloppement de la statistique démographique. L' Annuaire statistique de Finlande a été perfectionné et augmanté de plus de 200 tableaux, tant complémentaires que Ilouveaux. Mais Monsieu!' Hjelt a étendu aussi son intérèt et ses capacités à un grand nombre d'autres domaines scien tifiq nes. Il s'est intéressé en particulier à l'assurance sociale et son oeuvre, tan t théorique q ne pl'atiq ne, a été collsidéra hle dans cette q uestion. Ses tra vaux historiques et ses recherches dans les archi ves lui ont aussi acquis rapidement un nom dans ce domaine, en particuliel' ses l'echerches - SUl' Svenska tabellve1'ket (Bureau 8uédois des tableaux démog1'aphiques), la.plus ancienne institution de statistique démogl'aphique du monde, ont une haute yaleur. L'Etat a mis également à contributio.n les gl'andes capacités de Monsieur Hjelt; il a été membì'e du gouvernement et chef de la Section des affaìres camérale.;. Il a en.outre été délégué de l'ol'dre de la boul'geoisie à la Diète et ensuite élu òéputé à la Chambl'e: il y fut membre de plusieul's commissions. Les travaux comnie membre de pl usieurs comi tés et directeul' de puhlications statistiq ues ont eu une inft.nence consirlél'able. Il a représenté la Finlande à

140 600 de nombl'eux Congrès statistiques internatiollaux et a travaìllé énergiquement à mettl'e le' Bureau CentraI de statistique en contact avec les institutions étrangères similaires. De nombreuses distinctinns lui ont été conférées: il a été notamment mernljre de plusieurs sociétés et associations scientifiques diverses, étrangères et finlandaises, telles, pour ne citer que quelques-unes de ces Sociétés étrangères, q ue l; Institut international de Stat.istique, la Société d'economie polilique et la «Vereinigung fui' vergleichende Rechtswissenschaft und Volkswirtschaftslehre». Parmi les tl'avaux les plus importants, en dehors des travaux officiels, de Monsieur Hjelt, nous citel'ons: Die Struktul' del' Bevolke1'ung Finnlands im Jah1'e 1880 (1889); Internationella demogl'afiska kongressen i Budapest 1894 (1896); Rattsstalistiken i Tyskland, Oestel'1'ike och Svel'ige. Nagl'a anteckn-ingal' (1896); De forsia offlciella relationel'na om Svenska Tabellvel'ket {lyen (1899); Remal'ques cl'itiques SlU' la longévité.en Finlande (1901); Die seculal'en Vel'anderungen im demo,rjraphischen Chat'akier des flnlandisehen VoJkes (1902); Aus del' Geschichte del' schwedisch-finnlandischen Bevolkel'ungsstatistik (1902);, Quelques l'enseignements statistiques SUl' les peuples finno-ugriens (1908); Uebel' die Wohnungsstatistik der skandinawischen Landa und Finn~ lands (1907); Suomen vaeston lulw ja demogl'afinen rakenne (1908); Suomen siil'tolaisuusliikkeesiii (1905); Das e1'ste Arbeitel'sckatzgesetz Finnlands vom 15 Ap1'il 1889 (1890); Die U,nfallvel'sicherung del' Al'beiter in Finnland (1899); Die Arbeitel'versichel'ung in Finnland 1900; Les assurances sociales en Finlande (1908); Siaatszuschiisse zu Invaliden,- und Altel'sl'enten (UHO); Svaiges stallning till utlandet narmasl efter 1772 o'rs revolution, avhandling (1887.); Suomen hautarauniot, (1882); Folkb1'isten i Finland i medlet af 1700-talet, ett utlatande af L. J. Ehrenmalm, (1899); Eu fol's{ag till Finska regeringskonseljens omgestaltning, bedomdt af biskop Tengstrom; Slakten Hjelt, (l 903); Suomen HallituskonselJin ja' Senaatin alamaiset kel'tomukset vuosilta Yleisen valtiotiedon opas kaikille kansalaisille (1889); A."anil'ajoitus porval'isaiidyssa. Lisia kysymyksen valaisemiseen. I. (1894) MARTTI KOVERO

141 Pubblicazioni ricevute - Publications reçues Publications received - Erhaltene Veroffentlichungen PERIODICI - PÉRIODIQUES - PERIODICALS - ZEITSCHRIFTEN Archivio italiano di psicologia, VoI. I, fase. III, Gennaio Al'cllivio storico italiano, da Anno LXXVIII, VoI. II, disp. 31\ del 1920, a Anno LXXIX, VoI. I, disp. la del Bollettino bibliog'raftco delle pubblicazioni italiane, da Il. 1-2, Gennaio-Febbraio 1921, a n. 4-5, Aprile-Maggio Bollettino della Camera di Commercio e Industria di Ancona, Anno XII, numeri da l a 12, Al1no XIII, numeri da l a 4. Bollettino della Emigrazione (COMMISSARIATO GENERALE D}1}LLA EMIGRAZIONE), da Anno XX, n. l, Gennaio 1921, a AmlO XXI, n. 4, Aprile Bollettino del lavoro e della previdenza sociale (MINISTERO PER IL LAVORO E LA PREVIDENZA SOCIALE) da VoI. XXXV, n. 3, Marzo 1921, a VoI. XXX VII, n. 2, Febbraio Bollettino di notizie economiche (ASSOCIAZIONE FRA LE SOCI}1}TÀ ITALIANE PER AZIONI - CONFEDERAZIONE GENERALE DELL' INDU STRIA ITALIANA), da Anllo VI - Serie II - n. 4, Giugno 1921, a Anno VII - Serie II - n. 5, Maggio Bollettino di statistica agraria e commerciale (ISTITUTO INTERNA ZIONALE n'agricoltura) da Anllo XII - n. 2, FebbtaÌo 1921, parte I - II - III. a Anno XIII - n. 5, Maggio 1922, parte I - II - III. Bollettino di statistica e di legislazione comparata (MINISTERO DELLE FINANZE), da AIIIlO XVIII, fase. IV, D18 e , a Anllo XX, fase. I, ~

142 602 Bollettino mensile della Società (Ielle Nazioni, VilI. I, Il. n. 5, 6, 7, 8, 9 (Settembre-Dicembre 1921), Vo1. II. n. n. l, 2, 3, 4, 5. Bollettino mensile delle Istituzioni economiche e sociali, (ISTI TUTO INTERNAZIONALE D'AGRICOLTURA) da Anno XII, Il. 1-2, Gennaio-Febbrai? 1921, a Anno XIII, Il. 8-4, Marzo-Aprile Bollettino mensile dell' U mcio Idrograftco del R. Mag'istrato delle Acque di Venezia, da Anllo 1920, a Anno 1922, n. l, 2, 8. Bollettino scientiftco tecnico (COMITATO NAZIONALE SCIENTIFICO TECNICO PER LO SVILUPPO E I~' INCREMENTO Df1JLL' INDUSTRIA ITA LIANA), Anno III, n. 5, Settembre-Ottobre Città di COlno - Bollettino municipale, Anno VII, n. n. 2, 3, 4, 5, 6; Anno VIII, Il. l. Città di Milano - Bollettino lnunicipale mensile di cronaca alllministrativa e statistica, Anno XXXVII, dal Il. 4 al n. 12, Anno XXXVIII, dal Il. 1 al Il. 4. Città di Torino - Bollettino mensile dell' U fftcio del lavol~o. della statistica, Anno 1, l D21, Tl. ll. l, 2-3. e Città di Venezia - Rivista mensile, Allno I, ld22, n.ll. l, 2, 3, 4. Club Alpino Italiano, Rivista mensile, da VoI. XL, n. 1, 2, 3, marzo 1921~ a VoI. XLI, n. 3, 4~ Marzo-Aprile Club Alpino Italiano, Bollettino mensile (SEZIONE DI PADOVA), Anno II, Il. n. 1, 2, 3, 4, 5, 6, Anno III, n. n. l, 2, 3-4. Comune di Bari - Bollettino Statistico-Amministrativo, Anno V, n. 8-9, Ago~to-Settembre Comune di Firenze, Bollettino statistieo con uno studio sulle Elezioni generali politiehe del 15 Maggio 1921 nel Collegio di Firenze, Anllo II, Il. l, Gennaio-Giugno Comune di Padova, Bollettino Statistico, 1920, n. n. 2, 3, 4; 1921, n. n. 1, 2 Comune di Ravenna, Bollettino.Amministrativo-Statistico~ Anno XX, 1920, Ottol)r~-NoveHlbre-Dicembre; Anno XXI, 1921, I, II, III, IV; Anno XXII, 1922, l.

143 603 Comune di Trieste, Bollettino dell' U fftcio del Lavoro e della Statistiea, Anno XLVI, 1921, n. n. l, 2, 3. Comune di Trieste, Indice per il costo della vita a Trieste, nei mesi di Novemure, Dicembre 1921; Gennaio, Febbraio, Marzo, Apl'ile, Maggio COlnune di Venezia, Bollettino mensile dell'ufftcio di Statistica, Anno I, n. s. lh21, n. Il. 1, 2, 3, 4, 5, 6, 7, 8, 9, lo. Comune di Verona, Bollettino mensile di cronaca amlninistrativa e di Statistica, Anno XII, 1921, n. n. 1-2, 3-4, 5,-6, 7-8, 9, lo, 11-12; Anno XIII, 1922, n. n. l, 2, 3. Difesa sociale (ISTITUTO D'IGIENE, PREVIDENZA ED ASSISTENZA so CIALE), Anno I, 1922: n. 1 Gennaio, n. 2 Feubraio, n. 3 Marzo, n. 4 Aprile, n. 5 Maggio. Echi e Commenti, Anno II, n. n. 7,8,9, lo, Il, 12, 13, 14, 15, 16, 17, 18, 19,20, 21, 22, 23, 24, 25, 26, 27, 28,29, 30;31, 32, 33, 34, 35; "Anno lii, n. n. l, 2, 3, 4, 5, 6, 7, 8, 9, lo, 12, 14, 15, 16, 17. Enciclopedia giuridica, fase , VoI. XVI, parte I, VoI. XI, parte I; 685-6~6, VoI. III, parte II, sez. III. Qiornale degli Economisti e Rivista di Statistica, da Anno XXXII, VoI. LXI, n. 6, Giugno 1921, a Anno XXXIII, VoI. LXII, n. 5, Maggio i"iornale di Chimica Industriale ed Applicata (SOCIETÀ DI CHI MICA INDUSTRIALE DI MILANO E ASSOCIAZIONE ITALIANA DI CHI MICA GENERALE ED APPLICATA DI ROMA), Anno III, n. 12, Anno IV, n. n. l, 2. Q-iornale di matematica ftnanziaria, rla Anno II, VoI. II, n. 3-4, Settembre-Dicembre 1920, a Anno IV, Vol. IU, n. l, Marzo Qiornale di Medicina Militare (MINISTERO DELLA GUERRA), da Anno LXIX, fase. I, P Gennaio 1921, a Anno LXX, fase. VI, P Giugno Il Comune di Genova, Bollettino municipale, Anno II, numeri l, 2, 3, 6, 7, 8, 9, lo. Metron - VoI. II. n. 3 39

144 604 Il Contribuente Italiano, fase. VI, VII, VIII, IX. Il nuovo Patto, da Anno IV, n. 6-8, Giugno-Agosto 1921, a Anno V, Il. 1-3, Gennaio-Marzo Il TeJnpo Economico, Anno IV, n.n , 14-16, 17-20, 21-2i. Ingeg'neria Italiana, VoI. VII, n. lg8, 160 a 177. L'Abruzzo, Anno II, n. 8, Agosto La Riforma sociale, rla Anno XXVIII, VoI. XXXII, fase. 3-4, Marzo-Aprile 1921, a AUllo XXIX, VoI. XXXIII, fase. 5-6, Maggio-Giugno La vita cittadina, Comune di Bologna, Anno VI, 1920, n La Vita Italiana, da Anno IX, fase. C, 15 Aprile 1921, a Anno X, fase. CXIV, 15 giugno L'Economista, Anno XLVIII, Il a 2477, 2479 a 2498, 2502 a 2503, 2506 a Listino dei prezzi della Camera di Commercio e Industria di ]lilano, Anno I, dal n. l al n. 18; supplemento al n. 34 (Numeri indici dei prezzi all' ingrosso del mercato di Milano, Maggio-Dieembre 1921); supplemento al N. 18, Anno II. L'Italia che scrive, Anno IV, n. Il. 6, 8, 9, lo, Il, 12; Anno V, Il. Il. l, 2, 3, 4, 5, 6. Lo stato civile italiano, Anno XXI, n. 7-8, 1921, Aprile. Notiziario del Lavoro (CONSORZIO LOMBARDO. FRA INDUSTRIALI MECCANICI E METALLURGICI), AllIlO I, fas~icoli VII, Aprile 1922, VIII, Moggio Notizie periodiche di statistica agraria (MINISTERO PER L'AGRI COLTURA), da Ann() X, fase. 12, Giugno 1920, a Anno XII, fas(~. 5, Ottobre Nuovo Convito, Anno VI, Il. n , 6-7, ,

145 605 Problemi Italiani, da Anno I, fase. l, 15 febbraio 1922, a Anno I, fase. 3, 15 Marzo Rassegna della Previdenza Sociale, da Anno VIII, n. 2, Febbraio 1921 a Anno IX, n. 5, Maggio Rasseg'na di studi sessuali, Anno I, n. n. 1, e 5, Anno II, n. L Rassegna economica ftnanziaria (BANCA ITALIANA DI SCONTO), da ll. 17, Marzo 1921 a II. 23, Ottobre 19~ 1. Rassegna statistica-igienico-sanitaria (MUNICIPIO DI GENOVA), An- 110 XLVI, n. n. D e lo, Anno XLVII, n. n. da l a 12. Itivista Bancaria (ASSOCIAZIONE BANCARIA ITALIANA), da Anno II, n. 3, 20 Mal'zo 1921, a Anno III, Il. 4, 20 Aprile Uivista del Diritto Commerciale e del Diritto generale delle Obbligazioni, da Anno XVIII, n , Novembre-Dicembre 1921, a Anllo XX.1 n. 3-4, Marzo-Aprile Rivista di Economia e Finanza, da Anno I, fase. I, 1 Giugno Hì21, a Anllo II, fase. IX, l Febbraio Rivista di Filosofta, Anno XIII, n. l, Gennaio-;\/larzo Rivista di Politica Economica, da Anno XI , fase. II. a Anno XII , fase. III. Rivista di Roma, da Anno XXV, Il. 1-6, lo Gennaio - 15 Marzo 1921, a Allno XXV Il. 19, l Ottobre Rivista (li sociologia hallesista, da Anno I, Dieembre 1921, a AIlIlO II, Il. 6, Gi Ug'1l Uivista Internazionale di Sanità pubblica (LEGA DELLE SOCIETÀ DELLA CROCE l{ossa), da VoI. II, Il. 2, Marzo-Aprile 1921~ a VoI. Il, Il. t), Novembre-Dicembre HJ21. Rivista Internazionale di Scienze Sociali e Discipline Ausiliarie, da Anno XXIX, Febbl'aio 1921, a Anno XXX, Febbr'aio Itivista Italiana di Sociologia, Anno XXIV, Ottobre-Dicembre IH20, fase. IV, AllI1\) XXV, Gennaio-Giugno 1921, fase. I-II.

146 606 Rivista Italiana militare, Anno I, n. I, Gennaio Rivista Romana, Anno I, n. 1-2, 15 Novembre - 15 Dicembre Anno II, n. 2-3, Febbraio-Marzo Scientia, da l - III , Anno XV, VoI. XXIX, Il. CVII - 3, a 1- VI , Anno XVI, Vol. XXXI, n. CXXII - 6. Studi Senesi nel Circolo Giuridico della R.. Università, VoI. XXXVI (VoI. XI della II serie), fase. 1-2, TI fftcio Municipale del Lavoro di Roma - Bollettino Mensile, Anno IV, 1921, n. n. 6, 7, 8, 9, lo, Il, 12; Anno V, 1922, n. n. I - 2, 3, 4. TI fftcio Provinciale del Lavoro - Roma, Bollettino mensile, Anno I, 1922, n. l, Gennaio, n. 2, Febbraio, n. 3-4 Maggio-Aprile. A per~u * * * statistique du Commerce extérieur de la Républiq ne Tehécoslovaque, année 1922, Il. l, jailvier; n. 2, février. Bulletin de la Statistique générale de la France et du Sel'vice d'observattondes Prix, 'l'ome XI, fase. I, Octobl'e, 1H21 - 'l'ome XI, fase. II, Janvier, 1922 Tome XI, fase. III, Avril, Journal de la Société de Statistique de Paris, Soixante - deuxième année, de n. 3, Mars, 1921, à n. 6, Juin, Le Monlteur des Àssurances, Tome LIlI, n. n. 630 à 639, Tome LIV, n. n. 640 à 645. Le Producteur, de la 2 ème AllIlée, 'l'ome III, n. 8, Février, 1921 à la 3 ème année, 'l'ome VIII, Il. 18, Avril-Mai Revue A.nthropologique (INSTITUT INTERNATIONAL D'ANTHROPOLOGIE) Trente- deuxième allllée, n. 1-2, Janvier - Février, Revue de l'institut de Sociologie (INSTITUTS SOLVA Y), Premiére année, de Tome II, n. l, Janvier, 1921, à n. 2, Mars 1922.

147 607 Revue des Valeurs de l'afrlque du Nord, Algérie-Tunisie.. Jlaroc, 12 e année, n.n. lo à 24, (Mars-Oetobre 1921); 13 e année, n. l à lo. Revue {lu travail (ROYAUME DE BELGIQUE - MINISTÈRE DE L'INDU STRIE, DV -TRA VAI L ET DU ~A VITAILLEMEMT), 22 e année, n. 3, mars 1921 à n. 6, Juin, 1921, Il. Il, Novembre 1921; 23 e année, Il. 1, Janvier, Revue économlque française (SOCIÉTÉ DE GÉOGRAPRIE COMMER CIALE DE PARIS), NOllvelle série - Tome XLIII, n. 4, Juillet - Aoùt, 1921, n. 6 Novembre-Déeembre, 'l'ome XLIV, Il. l,.1anvier-février, Revue Internatlonale du Travail (BUREAU INTERNATIONAL DU TRAVAIL) de VoI. I, n. l, Janvier, 1921 à VoI. V, n. 6, Juin lh22. ReTue SocIale (MINISTÈRE SOCIAL ET DE L'ADMINISTRATION GÉNÉRALE DES AFFAIRES SOCIALES DE LA FINLANDE), 19~0, n. l à n. 6; 1921, n. I à n. 6. Royaunie de Belglque - Bulletin Trlmestrlel publié par le Bureau de la Statlstlque Générale, 6 e année, n. n. 25, 26, 27; 7 8 année, n. 28; 8 e année, n. 29. Société des Natlons - Bulletln Mensuel de Statistique 2,8 année ( ) Il. Il. lo, Il, 12-3 e année (1922) Il. n. 1,2,3,4,5. Virlbus Ullitis, 1921, n. l, n. 2, n. 3. * * * B~nk of Filllalld, Monthly Bulletill, 192], n. 1-9, lo, Il, 12;. 1922, Il.1,2,3. Bulletin of the National Assoclation of Wool Manifacturers, VoI. LI, n. I, January, 1921, VoI. LI, n. 2 ApriI, 1921, VoI. LI, n. 3, ApriI, 1921, VoI. LI, n. 4, Oetober, 1921, VoI. LI, Il. I, January, 1922, VoI. LI, n. 2, ApriI, Commel'ce Reports (DAIL Y CONSULAR AUD 'l'rade REPORTS, ISSUED DAIL Y BY TRE BUREAU OF FOREIGN AND DOMESTIC COMMERCE DEPARTMENT OF COMMERCE) from Oetober 28, 1920, n. 254 to August 26, 1921, n. 199.

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153 613 LIBRI,.NNUARI, OPUSCOLl, ESTRATTI, ECC. BOOKS, YEARBOOKS, PAM- PHLETS, REPRINTS, ETC. LIVRES, ANNUAIRES, BROCHURES, EXTRAI'l'S, ETC. BUCHER, JAHRBUCHER, BROSCHUREN, SEPARATABDRtiCKE, USW. E. ALBONICO, Saggio di una ]H'ùna inchiesta sulla emigl'azione italiana ln EW'opa, Milano L. AMOROSO, Lezioni dì ;matematica finanziaria, Napol i, R. BACHI, L'Italia economica nel 1920, Annuario della vita commerciale, industriale, agl'arz'a, bancaria, finan~iatia e della politica economica, anno XII, Città di Castello, BANCA COMMERCIALE ITALIANA, Cenni statistici sul movil1fento economico dell' Italia, annata XII, volume XIV, Milano, giugno BANCA POPOLARE DI MILANO, Onoranze a Duigi Luzzatti, Milano, A. Bl:<~GUINOT, Appunti slilla genetica di un i/zteressante ljapaveì'o: PaJìllva sinense (Rchb.) Ri:g Il, comb, (Estratto dal «Bui!. dell' 1st, Bot. della R. Università di Sassal'j» '1'01110 I, Mem, IV (febbraio 1922). A. BÉGUINOT, Achille Terracciano p, la sua opera botanica (con l'it}'attu), Estratto dal «BuI!. dell' 1st. della R. Università di Sassal'i» VoI. II, fase. I, llltlm. \' (febbraio 1922). A. BÉGUIXOT RireJ'che into}'no al Polij'o}'rnismo di'ila «8tellaJ'ia Media (L.) Cir." in }'oppnrto alle sue condi::ioni di esisten:;a, Ferrara, Iudustrie grafiche italia Ile, A, BERNARDINO, Tri1mli e hilanci in Sm'degna nel p"ùno ventennio della sua annessi01'le al Piemonte ( ), Contributo alla illustj'a :;ione della finanza sabauda nell' Isola, con prefazione di G, PRATO Torino, B. BRESCHI, La dottrina della.ljuelta nel diritto internazionale, Roma 1922, A. CABlATI, L' equilibn'o economico di guen'a e il controllo dello Stato, Estratto dalla «Rivista Bancaria) anno II, n. ] 2, dicembre 1921, Milano, CAMEKA DI COMMERCIO DI MILANO, Il consumo del pane di forma popolare come indice del tenol'e di vita nelle varie zone della città dì Ml~lal7o, Milano, CAMERA DI COMMERCIO E INDU8TRIA DI MILANO (UFFICIO DI STATISTICA), Il consumo del tabacco nelle vade :;one della città di J..l1ilano prima e dopo la guerra, Milano, CAMERA DI COMMERCIO ED INDUSTRIA DI BRESCIA, Vm'iazz'oni nella produzione industriale della Pl'ovincia di Brescia durante il 1919 a ca usa degli scioperi e della diminuzione degli ol'm'i di lavoro, Brescia, 1920.

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175 - ";:":~;{<i",':,,i~~:~tg~~'~~iii~~ :i~t, ~t~}ruì\t nll.~be~~ ~akj~g' : Of',100 to~ ~~~''lll'ia:u~;' ' : " \ì~':. l,' ',' '>" : p\',', '-r ',/;', :I.fac0~pls Ot~iiin~t artictès oh 'sf:l\tisl.ieal mèth0(rsa~d on the appù~atìons' :~ ~: o.;f' statis:tiés lo tbeititf~t6ut\spherés or acti vity,andreviewsol' discussiqns ò.f rèsull.s dbtai,uedby sta tis t.ical methods in various fields' of science, or ~ljch matel'ialas may oe or illterest. to I.h.e statistieian. A, bibliogl'aphy is annexed otall woi'ks or Reviews pt'esell ted 01' recei ved in exchange. Al'tieles and reviews may be writtell in Ellglish, Italian, French Ol~ Gerl!1all. Manu~cript8' in Ellglish, Freudl 01' Gennan shouid be typewl'itten. Gontributol's 'Yill receive free of charge 25 copies of theit' publications issued. ' Manuscripts subrnitted foi' publication shouid be adl'essed to p/ or. Corrado Gini 1 Dept. or Statistics, University of Padova (Italy), or to the mel1lbel' of the Editol'ial Committecl who l'epresents the writers's eountl'y. COlltributOl'S are ['equested to l'ef.ain one copy of each manuscript sant., as, ill case of IlOti acceptallce, the Editol's will not be respollsible for the safe retul'n of the ol'iginal. Proposals fol' exchangp- made by Reviews or ot.hee pel'iodicais, and all pllhlications sellt in exchallge, 01' as complimentary copies, should ~)e addressed toprof. Conadù Gilli. Ali applicat.ions of subsct'ibers, as well as the sums for this yeal"s ~sllhscl'ipt.iolls and of t.hose follow~ng, are to be madepayable to Casa Editrice Taddei, 45 Via dei Romei, Ferra1'a, Italy. The sllbscriptioll rate is 54: fr. francs (dr'art.) per year post-paid; single eopies 16 fr. francs (dl'aft) ea~h posl-paid. For Italy and countries with Jnore unfavorable exchange thesubscl'iptioll rate is 54 it. lire alld r~spective.ly 16 it. lire. METRON erscheint jahl'lich in 4 Heften in Gesamtumfang VOll Seitell. Die Zeit~clll'ift veroffenuicht Originalaufsatze Ubet' die Methode del' St.atistik ulld die AnwelldulIg del' Statistik ali f die vel'schiedellen ZWAige der Wissenschaften, sowie Ueuel'sichten uud El'ol'tenlllgen tiuel' die El'gebnisse der statistischen Methode allf den verschiedenen Wissenschaftsgebieten, soweit sie fui' den Statistiker VOIl Interesse sind. Sie ellthalt fernel' ein Verzeichnis allei' unentgeltlich oder im Austauschvet'kehr eingehender1 Biicheé und Zeitschl'ift.en., Die Zllr Veroffentlichung eingesandtfm Aufsatze und Mitteilungen konnen in deutschel', i taliellischfw, fl'anzosischbl' unti ellglischer Sprache verfa~st sein. Deutsche, frallzosisdle und englische Manuskripte mlissen rnit del' Maschine gesclll'i(~ben sein. Jeder Verfassel' erh:ilt tmentgeltlich 25 Sonderabdt'Ucke seinet' Ar'beit. Die Manuskripte, del'en Verofft-mt.lichllug gewiinscht wird, sinri an Herrn Prof. Corrado Gini, Gabinetto di Statistica, R. Università di Padova (Italien) odet' -an das Mitglied des Dir'ektion-Kornitees, das den Staat des Mi tarbeiters vertl'i tt, zu richtell. Die Vel'fasser wel'den gebeten, eine Aoschl'ift des eingesandten Ma JllIskrÌpts zul'iickzubehalten, da die Schriftleitung ifjit' den Fall, dass die -eingesandte Al'beit nicht ver'offentiicht wird, keine Gewahe fur deren H.licksendung ubernimmt.. Austauschantrage fu t' andere Zeitschriften und alle Vel'offelltlichungen, die unentgelt.lichoder irn AlIstauseh zlir Verftigung gest.ellt werden, sind an Hel'l'n Prof. Corrado Gilli zu t'ichten. Die neuen Abonnements-Anfragen, sowie die Zahl ungen ftit, die Abon.;,,nements d~s laufenden und der folgenden Jahrgange sind an Gasa Editrice Taddei, via dei Romei 45, Fe'rra1'a (Italien) zu richten..,. Der postfl'eiebezugspreis ist jahl'lich 54 tr. Frank, filr das ell1zelne Beft 16 tre Frank (chèque). FUI' ltalien ulld Lallder mit schwacherer,~:yalu.ta64beziehungswèise 16 It. Lire.