Von Rent. etc. auf mehr. Leben. I Si 
und di« Anzahl der B, die bis dahin nach G sterben, sbcn' «o 
grofs ; von der Zeit s au abersetzt er das Ueberlebeu dar jim- 
f AK ( c — C- ) 
X 
geren Person B 
B c 
z 
B— 
E b t oder, wenn man die Wahrscheinlichkeit, 
B 
dafs bis zum Ablauf der Zeit z B nach C verstorben ist, Hut 
r. 
z 
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E b f z. Das Uebsrlcben 
<f) bezeichnet, _ (p 
der B von der Zeit z an ist hiebey theoretisch richtig angege 
ben, Dagegen ist die erstere Annahme, wodurch begreiflich be 
quemere Ausdrücke für die Berechnung entstehen, nicht rich= 
tig. Wenn man die ersten drey Decremente von B mit a, b, c, 
und die ersten drej r Decremente von C mit «> ßj y bezeichnet, 
b« t b ß f h y t c « t c ß t c y). Di« wahre An-^ 
zahl dev nach B verstorbenen C ist —— § (a a b ß "j‘ 
c y) i* a i" y a 1" ybj und die wahre Anzahl der nach 
C verstorbenen B ZZ § (a ß b "f C y) fbß'j'Ccs 
C ß> woraus sich schon ergiebt, dafs diese Gröfsen nicht 
durchgängig gleich seyn können. Wenn z. B, B 20 und. C 
85 Jahr alt ist, so erhält man aus Süfsmilchs Tabelle nach Mor- 
gans Methode die Anzahl sowohl der bis zum Abgang der all 
sten Person nach B verstorbenen C als der nach C verstorbe 
nen B ZZ 4g5. Nach dem Vorhergehenden ist die erste Zahl 
ZZ 6i4, und die letztere ZZ 372, welche Zahlen man auch bey 
einer Näherung wohl nicht als gleich annehmen kann. 
Der Grund der Schwierigkeit dieser Probleme ist übrigens 
schon in der von mir gebrauchten Benennung des zwiefachen 
Ueberlebens angegeben, und es erklärt sich hieraus hinlänglich,