Versuch einer genealogisch-statistischen Überprüfung eines Schizophreniematerials auf biologische Einheitlichkeit

(Aus dem Kaiser Wilhelm-Institut fiir Genealogie und I)emographie der Deutschen Forschungsanstalt fiir Psychiatrie in Miinchen.)

Versuch einer genealogisch-statistischen Uberpriifung eines Schizophreniematerials auf biologische

Einheitlichkeit. Von

Bruno Schulz, Assistent des Instituts.

(Eingegangen am 22. Juli 1934.)

I n me ine r A r b e i t , ,Zur E r b p a t h o l o g i e de r Sch izophren ie" 1 wiesen d ie P r o b a n d e n , be i denen A n g a b e n f iber vor Ausbruch der Seh izophren ie d u r c h g e m a c h t e kSrper l i che E r k r a n k u n g e n u n d T r a u m e n vor lagen , u n t e r i h r en Geschwis t e rn p r o z e n t u a l nu r e twa ha lb soviel Seh izophrene au f (1. c. S. 232/233) wie die P r o b a n d e n , bei denen solche A n g a b e n n i e h t vor lagen . Dieser U m s t a n d legte den G e d a n k e n nahe, daft wir es m i t e inem une inhe i t l i ch z u s a m m e n g e s e t z t e n Ma te r i a l zu t u n h a b e n k S n n t e n . H i e r b e i k o n n t e es sich so ve rha l t en , daft d ie K r a n k h e i t e ines Tefls d e r P r o b a n d e n , , re in" e rb l ich bed ing t , d ie e ines ande ren Tei ls , , re in" u m w e l t - b e d i n g t w a r ; es k o n n t e s ich a b e r auch u m e in P r o b a n d e n m a t e r i a l h a n d e l n , be i dem die K r a n k h e i t e ine f ami l i a r ve rsch ieden groBe Man i f e s t a t i ons - wah r sche in l i chke i t aufwies .

Als e inen Weg , ein Ma te r i a l auf seine E inhe i t l i chke i t zu prf ifen, h a t Weinberg die Doppelprobandenmethode empfohlen .

Sie besteht darin, dab nur Geschwisterreihen mit zwei oder mehr Probanden verwertet werden. Zwei Probanden einer solchen Geschwisterreihe werden dann jeweils gleichsam als eine Person, eben als Doppelproband, behandelt. Die Geschwister eines solehen Doppelprobanden werden also nur einfach gez~hlt. Im iibrigen erfolgt die Ausz~hlung durehaus naeh der Probandenmethode 2

W e n d e ich au f die 660 P r o b a n d e n me ine r oben g e n a n n t e n A r b e i t d iese Me thode an , so f inde ich d o r t 17 Geschwis te r re ihen m i t 2 P r o b a n d e n u n d eine Geschwis te r re ihe m i t 3 P r o b a n d e n . J ene l iefern je e inen D o p p e l - p r o b a n d e n , d iese 3 D o p p e l p r o b a n d e n . (Wenn wir die 3 P r o b a n d e n d ieser l e t z t en Geschwis te r re ihe a ls A, B u n d C bezeiehnen, l ie fern sie uns d ie D o p p e l p r o b a n d e n AB, BC u n d AC.) Diese 20 D o p p e l p r o b a n d e n l iefern n u n in u n s e r e m F a l l e 57,5 Geschwis ter , wenn wir - - wie nach Weinberg b e i m Ausz~hlen au f Sch izophren ieh~uf igke i t f iblich - - nur die t iber 40 J a h r e a l t e n ganz, die zwischen 16 u n d 40 J a h r e a l t en ha lb r echnen 3. Von d iesen

1 Z./~eur. 143 (1932). - - 2 N~heres fiber das Ausz~hlen naeh der Probanden- methode s. Weinberg: Arch. Rassenbiol. 16, 417 u. 557f (1913), oder Riidin: Monographien Neur. 12 (1916), oder Schulz in: Ri~din, ,,Erblehre u. Rassenhygiene im vSlkischen Staat" . 282 f. Miinehen 1934. - - 3 Siehe Naehtrag auf S. 170.

Z. f. d. g . l~cur, u. P s y c h . 151. 10

146 Bruno Schulz: Versuch einer genealogisch-statistischen ~berpriifung

Geschwistern sind 6 = 10,4% schizophren. Wenn die Geschwisterreihen mit Doppelprobanden den Geschwisterreihen des Gesamtmater ia ls erb- biologiseh gleieh zu eraehten w~ren, hs wir die gleiche Ziffer er- hal ten mfissen wie bei Anwendung der einfachen Probandenmethode auf das Gesamtmaterial . Dort aber erhielten wir nu t 6,7 % (Bezugsziffer 1959,5) bzw., wenn wir auch die als unsicher schizophren gefiihrten Geschwister mi t als Sekunds rechnen, 8,2% (1. e. S. 222). (Unter den Gesehwistern der Doppelprobanden finden sich keine als unsicher schizophren Gefiihrten.)

Dieses Ergebnis der Doppelprobandenmethode spr~che also ebenfalls fiir die uneinheitliche Zusammensetzung des Materials. Wenigstens spr~ehe es nicht gegen sie; mehr aber kSnnen wit auch nieht verlangen. Denn wir miissen immerhin mi t der MSglichkeit rechnen, daft die Ge- sehwisterreihen mit Doppelprobanden zu einem besonders groBen Teil einer Kreuzung R R • D R oder gar R R • RI~ ents tammen. Zwar ist unter den Geschwisterreihen mi t Doppelprobanden nur eine, deren einer Elternteil als schizophren erkannt wurde. (Sie lieferte kein sehizo- phrenes Geschwister, sondern nur 3,5 gesunde.) Bei allen anderen Gesehwisterreihen sind beide El tern als schizophreniefrei bezeichnet. Man kann jedoch nicht aussehlieBen, dal3 bei einem Teil der El tern sieh die Krankhei t nur nicht manifest ier t ha t te bzw. yon uns nicht erkannt war. Beides liefe ja hier praktisch auf das gleiche hinaus. Wie dem aber auch sei: Vor allem ist die Zahl der Geschwisterreihen mi t Doppelpro- banden so klein, dab auch der ziffernm~Bige Befund durchaus nicht als gesichert angesehen werden kann.

Nun hat Bernstein kiirzlich dargestellt, wie ein Material dadurch auf seine Einheitlichkeit gepriift werden karm, dab m a n die a priorische Methode au/ Geschwisterreihen mit mindestens zwei Merkmalstr~igern anwendet 1. Der Gedanke ist (auch hier) der, dal~ m a n dort, wo sich mehrere Kranke in einer Geschwisterreihe linden, eben dami t die Erblichkeit als bewiesen ansieht, was ja bei verh/iltnism/~13ig seltenen Leiden, soweit es sich nicht um Infektionskranlcheiten oder ihnen in diesem Zusammenhang gleichzusetzende Merkmale, wie Kriminalit/~t, Ern/ihrungssch&digungen, endemischen Kropf usw. handelt , auch als prakt isch berechtigt angesehen werden kann. Finder sich nur ei~, Merkmalstrager in der Geschwisterreihe, so ist die MSglichkeit, dab das Merkmal exogen bedingt ist, unter sonst gleichen Umst/~nden viel grSBer. ]:)as gilt natiirlich erst recht, wenn sich nur ein Merkmalstr/~ger innerhalb der ganzen n/iheren und weiteren Ver- wandtschaft finder. 2kber um die Verh/~ltnisse rechnerisch iiberpriifen zu kSnnen, ist ztm/~chst B e s c h r ~ k u n g auf die Geschwisterreihen erforderlich.

Eine solche reclmerische ~berpr i i fung scheint nach der yon Bernstein am Beispiel eines Klumpful3materials gegebenen Darstellung ~ nicht

z S. auch Weinberg: Arch. Rassenbiol. 6, 326 (1909) und vgl. dazu vorliegende Arbeit S. 151, letztc FuBnote. - - 2 Bernstein: Arch. Rassenbiol. 27 (1933).

eines Schizophreniematerials auf biologische Einheitlichkeit. 147

eben schwierig und scheint auch zu verh/~ltnism/~Big eindeutigen Er- gebnissen zu ffihren. Wir werden sehen, dab jedenfaUs bei unserem Schizophreniematerial die Verh/~ltnisse nieht so einfach liegen, und dab aueh den Befunden Bernsteins ziffernm/~Big/~hnliche Ergebnisse hier nicht so bald zu eindeutigen Schliissen berechtigen. An und ffir sich halte ich die a priorisehe Methode zur Anwendung auf ein Sehizophreniematerial sehon deshalb ftir wenig geeignet, weil ieh die yon Weinberg 1 vorge- brachten Bedenken teile. Ieh halte es wie Weinberg fiir stSrend, daB die Methode dazu zwingt, den Probanden, der ein best immtes Alter erreieht haben muB, u m Proband werden zu kSnnen (da die Schizophrenie erst e twa zwisehen dem 16. und 40. gahre ausbricht), in eine Linie zu stellen mi t seinen Geschwistern, die jedes beliebige Alter erreicht haben kSnnen. Auf andere Bedenken werden wir sp/~ter noch zu sprechen kommen. Dennoch aber hielt ich es fiir zweckm/~Big, bier die a priorische Methode anzuwenden. ])enn w/~hrend sich in meinem Material nur 18 bzw. 20 Gesehwisterreihen mi t Doppelprobanden linden, linden sich 116 Ge- schwisterreihen mi t mindestens je zwei sehizophrenen Geschwistern (einsehlieBlieh des jeweiligen Probanden, der ja bei der a priorischen Methode keine Sonderstellung einnimmt, also mitgez/~hlt wird).

Wenn ieh nun im folgenden aueh die a priorische Methode nicht anwenden werde, um Schliisse auf den Erbgang zu ziehen - - und sie aueh nicht ziehen werde - - , sondern eben nur, um das Material auf seine Einheitl ichkeit zu iiberpriifen, so glaubte ich bei der verh/~ltnis- m/~Big groBen Zahl yon Gesehwisterreihen mit mehreren Kranken doch eine Trennung in Geschwisterreihen, die yon Eltern abs tammten , deren einer als sehizophren oder vermutl ieh sehizophren erkannt war, und in solche, die von anscheinend schizophreniefreien El tern abs t ammten , vornehmen zu soUen. Wir betrachten zun~chst die Gruppe der Ge. schwisterreihen, die yon anscheinend schizophrenie/reien Eltern abs tammen . Sie sei Gruiope I genannt ; die Geschwisterreihen, bei denen je ein El tern- teil als schizophren oder vermutl ich schizophren erscheint (Gruppe I I ) , bet rachten wir sp/~ter. Die Gruppe I umfaBt 593 Geschwisterreihen. Unter ihnen sind 107, in denen sich mehr als ein Schizophrener findet. (Selbstverst/~ndlich t r i t t bei dieser Methode jede Geschwisterreihe nur einmal auf, also auch dana, wenn sich in ihr zwei Probanden befinden.)

Wie gesagt, ges ta t te t nun die a priorisehe Methode leider nicht , den Probanden, dessen Alter in gewissem Grade festgelegt ist, von den iibrigen Mitgliedern der Geschwisterreihen, die man ja ihrem Alter entsprechend in Rechnung setzen miiBte, zu sondern. Ieh habe, u m zu sehen, bis zu welchem Grade sich dies auswirken kann, versehiedene Methoden angewandt , bei deren jeder ich das Alter der Mitglieder der Geschwisterreihen (also einschlieBlich der Probanden) in verschiedener Weise in Reehnung setzte. Tabelle 1 gibt einen l~berblick fiber das

1 Weinberg: Arch. Rassenbiol. 28, 283 (1931). 10"

148 Bruno Schulz: Versuch einer genealogisch-statistischen ~berprtifung

Material der Gruppe I ; es ist dort dargestellt , in welcher Weise sich das Material in Geschwisterreihen verschiedener Kopfzahl aufteilt, wenn das Alter der Mitglieder der Geschwisterreihen in verschiedener Weise berechnet wird. Es ergibt sich die Gruppierung der Spalte A, wenn alle fiber 16 Jahre alten Mitglieder in der Weise in Rechnung gesetzt werden, dab man die zwischen dem 16. und 40. Jahre Ausgeschiedenen halb, die nach dem 40. Jahre Ausgeschiedenen ganz z/~hlt. Es ergibt sieh die Gruppierung der Spalte B, wenn man in im fibrigen gleicher Weise vor- geht und nut den Probanden in jedem Falle ro l l rechnet. In Spalte D ist auBerdem noch jedes schizophrene Geschwister rol l gerechnet.

In den genannten 3 Spalten A, B, und D rechnete ich als Schizo- phrene auch die F/~lle mit, die ich in meiner Schizophreniearbeit als unsicher schizophren bezeichnet hat te . In Spalte C ging ich in gleicher Weise vor wie in Spalte B, rechnete jedoeh als Sehizophrene hier allein diejenigen - - und rechnete auch als Geschwist~rreihen mi t mehreren Schizophrenen allein diejenigen, in denen sich ~/~lle befanden - - , die in meiner Schizophreniearbeit als sicher schizophren bezeichnet waren. Ffir die gleichen 85 Geschwisterreihen mit mehreren sicheren Schizo- phrenen stellte ich auch noch eine Berechnung an, bei der alle fiber 16 Jahre alten Mitglieder der Geschwistem'eihen als rol l gerechnet wurden (Spalte E, Tab. 2). Da die Berechnung, bei der alle schizophrenen Mit- glieder der Geschwisterreihen, wie die, bei der alle Mitglieder der Ge- schwisterreihen fiberhaupt als voll gerechnet wurden, eine neue Ausz/~h- lung des Materials erfordert h/~tte, habe ich die Berechnungen, auf Grund deren sich die Zusammenstellungen der Spal ten C, D und E ergeben, nur ffir die Geschwist~rreihen mi t mehreren Schizophrenen bzw. mit mehreren ,,sieheren" Schizophrenen durchgeffihrt, l~brigens rechnete ich die Schizophrenen dort, wo sie nicht zur Bildung der Bezugsziffer verwendet wurden, sondern als Schizophrene gez/~hlt wurden, stets roll. Auch bei der Berechnung ffir die Spalte A rechnete ich also hie: , ,In einer Geschwisterreihe yon 3,5 K6pfen land sich x/~ Kranke r" , wenn der Proband mit 25 Jahren ausgeschieden war, sondern ich rechnete : , ,Unter einer Gesehwisterreihe yon 3,5 K6pfen land sich ein Kranke r . "

N~heres fiber die Berechnung der Erwartungsziffern und des mit t - leren Fehlers (Tab. 1 u. 2) siehe in Bernstein , ,Variations- und Erblieh- keitsstat ist ik", S. 53, im Handbuch der Vererbungswissenschaft, Berlin 19291, und in seiner Darstellung im Arch. Rassenbiol. 27, S. 28 3. Allerdings babe ich hier ffir das Gesamtmater ia l der Spalte A und B nur Geschwister- reihen mit mindestens 2 - - t t K6pfen, ffir die Geschwisterreihen mit mehreren Kranken der Spalten A, B, C, D nur Geschwisterreihen von mindestens 3--11 K6pfen und in Spalte E (Tab. 2) nur die Geschwister-

x Die im Handbuchbeitrag 1929 fiir die Kreuzung DR • DR fiir die 10k6pfige Geschwisterreihe angegebene Ziffer muB 2,649 heil3en und das entsprechende Quadrat des mittlere~ Fehlers 1,591. - - ~ S. auch Arch. Rassenbiol. 22, 243 (1930).

eines Schizophreniemater ia ls auf biologische Einhei t l ichkei t . 149

Tabelle 1. A u f t e i l u n g d e s M a t e r i a l s d e r G r u p p e I n a c h K o p f z a h l d e r G e s c h w i s t e r r e i h e n . ( ~ b e r die verschiedene Berechnung in den Spal ten, A, B,

C, D, siehe S. 148.) G.R. = Gesehwisterreihen.

Kopfzahl

Spalte A Spalto B Spalte C Spalte D

Zahl aller Zahl tier Zahl allot Zahl der Zahl der Zahl der

, ~ - ~ ~

~ o

!d -~ ~ . .~ v ~ v

~.'= " ~

0,5 24 1,0 42 1,5 36 2,0 67 2,5 56 3,0 52 ~, 3,5 48 i 4,0 5oi 4,5 36 5,0 37 5,5 29 6,0 24 6,5 30~ 7,0 17 7,5 15 8,0 12 8,5 3 9,0 4 9,5 6

10,0 1 10,5 1 11,0 2 15,0 1 1

Summe 593 Verwendete

Summe 490 Erwar tung E

Differenz Quadra t des

mi t t le ren Fehlers Dreifaeher mi t t -

lerer Fehler

2 4 - - - -

45 3 6 38 2 4 76 8 17 76 16 36 59 7 14 59 9 20 58 8 16 47 10 21 44 5 12 32 2 5 30 5 11 46 11 27 24 4 11 21 5 11 14 2 4 4 1 2 6 2 4

11 4 9 2 1 2 2 1 2 3 1 2

722

614 747,9 133,9

245,6 3 �9 15,7 =

47,1

107 236

78 173 186,1

13,1

34,2 3 . 5 , 7 =

17,1

49 49 31 34 63 69 50 62 61 77 42 52 65 74 37 49 42 49 21 25 34 41 24 31 29 46 10 15 12 14

8 10 3 5 6 11 2 3 1 2 2 3 1 1

593 722

512 638 789,8

i 151,8

12 ,4 3 . 1 6 , 3 =

48,9

I J

6 18

10 22 13 29

9 19 8 17

11 23 5 12 4 8 5 12 5 12

l l 28 4 9 2~ 4 21 4 21 4 4 9 1 2 1 2 1 2

107 242

88 196 208,8

12,8

37,0 3 . 6 , 0

18,0

3 6 4 8 5 11

11 25 5 10 6 12

11 22 4 10 4 8 4 8 5 12 9 23 4 9 2 4 2 4 2 4 2 4 1 2

1 2

85 184

73 159 173,0

14,0

30,6 3 �9 5,5 =

16,5

~.~.~ ~

8 I6 5 I0

13 28 7 15

l I 24 12 26

6 13 7 16 2 5

i ~ 1 23 14 12

6

9 1 2 1 2 1 2

- - [ - -

107 236

93 210 223,9

13,9

40,3 3 �9 6,4 =

19,2

r e i h e n v o n m i n d e s t e n s 3 - - 1 4 K S p f e n v e r w e n d e t . E s s i n d i n T a b e l l e 1 u n d 2 a l so a l s E r f a h r u n g d i e Z i f f e r n a n z u s e h e n , d ie a l s , , v e r w e n d e t e

S u m m e " b e z e i c h n e t s i n d . S ie s i n d m i t d e n i n T a b e l l e 1 u n d 2 w i e d e r - g e g e b e n e n E r w a r t u n g s z i f f e r n z u v e r g l e i c h e n , d ie b i e r u n t e r d e r A n n a h m e b e r e c h n e t s i nd , d a b p ~-~ 0 ,25 i s t 1. ] :)as E r g e b n i s i s t be i a l l e n B e r e c h n u n g s -

a r t e n i n s o f e r n d a s g l e i c h e , a l s be i d e n G e s c h w i s t e r r e i h e n m i t m e h r e r e n

1 D. h. un t e r der A n n a h m e , dab un t e r der Gesamthei t der ~ a c h k o m m e n (nicht n u r der hier erfai~ten Nachkommen) der El te rnkreuzungen y o n der A r t der hier

150 Bruno Schulz: Vemuch einer genealogisch-statistischen ~berpriifung

K r a n k e n das Zur i i ckb le iben der E r f a h r u n g h in t e r der E r w a r t u n g nu r i n n e r h a l b des dre i fachen m i t t l e r e n F e h l e r s e r fo lg t bzw. (in Spa l t e E, Tab . 2) ihn nu r u m ein ganz ger inges f iberschre i te t , w/~hrend be im G e s a m t m a t e r i a l d ie E r f a h r u n g be t r~ch t l i ch m e h r zu r i i ckb le ib t . D e m n a c h k 6 n n t e es scheinen, d a b der Schlul3 b e r e c h t i g t sei : I m G e s a m t m a t e r i a l s ind

m e h r Geschwis te r re ihen m i t Tabelle 2.

(Fortsetzung der Tabelle 1.) A u f t e i l u n g des M a t e r i a l s der G r u p p e I n a c h K o p f z a h l

d e r G e s c h w i s t e r r e i h e n . (~ber die Berechnung hier in Spalte E siehe S. 148.)

G.R. ~ Geschwisterreihen.

K o p f z a h l

2,0 3,0 4.0 5,0 6,0 7,0 8,0 9,0

10,0 11,0 12,0 14,0

S p a l t e E

Z a h l de r

G . R . *nit m e h r e r e n

, , s i e h e r e n " Schizophrenen

6 9

12 12 10 10 10 9 2 2 2 1

, , s i c h e r e n " Schizo-

p h r e n e n i n d ie sen G . R .

12 19 27 24 22 22 24 20 4 4 4 2

S u m m e

Verwendete S u m m e

Erwartung E Differenz

Quadrat des mittleren Fehler~ Dreifaeher mitt.

lerer Fehler

85 184

79 172 198,2 26,2

43,6

3 ; 6,6 = 19,8

n u r e inem Schizophrenen , a ls n a c h den Be funden in den Geschwis te r re ihen m i t mehre - ren Sch izophrenen zu e rwar - t e n w~re.

Aus zwei Gr i inden h a l t e ich j edoch e inen solchen SchluB au f G r u n d der bis- he r igen Be re c hnunge n u n d Ausf i iArungen noch ftir ver- f r i ih t . Der e rs te G r u n d i s t fo lgender : W i r f anden b ie r be i e inem R e c h n e n m i t p = 0,25 auch bei den Geschwi- s t e r re ihen m i t m e h r e r e n K r a n - k e n ein Zuris der Er- /ahrung hinter der Eru~rtung, wenn auch n u r i n n e r h a l b des d re i f achen m i t t l e r e n Feh le rs . Dieses Zur i i ckb le iben dar/bei einem Merlcmal, bei dem wir mi$ einer unvollkommenen Mani/estationswahrscheinlich - keit zu tun haben k6nnen, nicht nu t als zu/gllig angesehen werden. Eine u n v o l l k o m m e n e

Ylan i fes ta t ionswahrsche in - l i chke i t a b e r i s t schon auf

G r u n d de r Zwil l ingsforschung Luxenburgers zu v e r m u t e n . W i r w e r d e n jedenfa l l s , wenn wir die Be funde im G e s a m t m a t e r i a l m i t d e n e n be i den Geschwis te r re ihen m i t m e h r e r e n K r a n k e n verg le ichen wollen, n i c h t d ie n o c h in den Bere ich des m i t t l e r e n F e h l e r s faUende Ziffer 0,25 f i i r p a n z u n e h m e n haben , sondern wir w e r d e n besser tun , d ie Ziffer f t ir p ein- zuse tzen , die bei den Geschwis t e r r e ihen m i t m e h r e r e n K r a n k e n e ine vSl l ige ~ b e r e i n s t i m m u n g y o n E r w a r t u n g u n d E r f a h r u n g e rg ib t .

zusammengefai]ten ein Viertel (25 % bzw. 0,25) Schizophrene zu erwarten sind. Die Erwartungsziffer E gibt die Zahl der unter dieser Voraussetzung zu erwartenden (manifesten) Schizophrenien in dem betreffenden erfal]ten Material an.

eines Schizophreniematerials auf biologische Einheitlichkei~. 151

Eine solche Ziffer l~gt sich nach den Angaben Weinbergs 1 berechnen Die yon Jus t ~ angegebene Formel gibt (Weinberg, 1. c.) nur ganz ungenau Werte. Ich habe fiir diese Arbeit die genauen Prozentziffern (wenlgstens ann~hernd) einfach durch Ausproben berechnet. Da es recht miihselig gewesen ware, das in der Weise zu tun, wie wit bisher die Erwartungs- ziffern fiir unser Material errechnet haben, habe ich yon nun an nach Weinbergs 3 Vorgang mi t einer durchschnittlichen Ziffer fiir die GeschwisterreihengrSBe gerechnet. I c h glaubte mich dazu u m so mehr berechtigt, als z. B. sich fiir die Geschwisterreihen mi t mehreren Kranken der Spalte B beim Rechnen mi t der (bier vorliegenden) durchschnitt l iehen Kopfzahl yon 5,5 fiir die einzelne Geschwisterreihe eine E rwartungsziffer yon 2,38 ergab und somit fiir die 88 dort angefiihrten und fiir die Rechnung verwendeten Geschwisterreihen eine solche yon (2 ,38-88 = ) 209,4, also eine Ziffer, die sich k a u m yon der unter Aufteflung des Materials nach GeschwisterreihengrSBe in Spalte B der Tabelle 1 errechneten Ziffer 208,8 unterscheidet. Eine Reihe yon weiteren Proben gab ein ~hnlich gleich- lautendes Ergebnis. Auch sah ieh im folgenden davon ab, das Alter der Mitglieder der Geschwisterreihen auf 3 oder 4 versehiedene Arten zu berechnen. I ch begniigte mich vielmehr mi t einer einzigen Art und w~hlte einen mi t t le ren Weg, indem ich - - wie bei der Berechnung fiir die in Spalte B wiedergegebenen Aufteilung - - den Probanden stets ganz in Rechnung setzte und die iibrigen tiber 16 Jahre al ten Geschwister je nach ihrem Alter halb oder ganz. In den wenigen Geschwisterreihen, in denen sieh zwei Probanden fanden, wurde stets derjenige Proband, der in meiner hier dauernd erw~hnten Schizophreniearbeit als der erste gefiihrt wurde, ganz, derjenige, der dort als zweiter gefiihrt wurde, seinem Alter entsprechend in Rechnung gesetzt.

Auf diese Weise l and ich nun nach der Formel sp(1--qs-1)* 1-- qs--spqs-1 fiir die Geschwisterreihen mi t mehreren Kranken eine volle ]~berein- s t immung zwischen Erwar tung und Erfahrung beim Rechnen mi t p = 0,165. I n der Formel i s t s die durchschnittliche Geschwisterreihen- gr6Be (hier also 5,5); q : 1- -p . Es betr~gt die Erwartungsziffer E der Kranken fiir eine Geschwisterreihe 2,231; fiir die 88 tats~chlich vor- handenen Geschwisterreihen betr~gt die Erwar tung also 2,231.88 = 196,3. Die Er fahrung (s. Tab. 1, Spalte B) betr~gt 196. Wiirden wir nun 16,5% als die Ziffer ansehen, die fiir das Gesamtmater ia l Geltung haben miil~te,

so ls sich nach der Formel sp(1--p)s-1 ** die Erwar tung W fiir die 1-- (1--p)s

Zahl der Geschwisterreihen mit nur einem Sehizophrenen erreehnen. In der Formel ist die durchschnittliche GeschwisterreihengrSBe s = 4,4

1 Weinberg: Z. indukt. Abstammgslehre 58, 173 f. (1931). - - ~ Just: Arch. Rassenbiol. 23, 267 (1931). - - 3 Weinberg: Arch. Rassenbiol. 23, 282 (1931). - - * Bernstein: Arch. Rassenbiol. 27, 31 (1933). - - ** Berust~in: Arch. Rassenbiol. 27, 31 (1933). Die gleiche Formel schon bei Weinberg: Arch. Rassenbiol. {~, 326 (1909).

15~ Bruno Schulz: Versuch einer genealogisch-statistischen ]~berpr'tifung

zu setzen. Als E r w a r t u n g ergibt sich auf eine Geschwisterreihe 0,718; auf 512 Geschwisterreihen 367,6. Die E r f a h r u n g betr/~gt 408 (zu errechnen aus Tabetle 1, Spalte B durch Abzug der 104 [n/imlich 107 verminder t u m die drei 1,5kSpfigen Geschwisterreihen] zwei- u n d mehrkSpfigen Geschwisterreihen mi t mehreren K r a n k e n y o n s/~mtlichen 512 Ge- schwisterreihen). Es f/~nden sich demnach 40,4 Geschwisterreihen mi t n u r e inem Schizophrenen zu viel. Der dreifache mi t t l e re Fehler betr~gt, berechnet nach der Forme l W ( l - - W ) *, 30,3, die Differenz ist also grSi3er als er.

Dem U m s t a n d , dab wir bei der Schizophrenie m i t einer unvol lkom- m e n e n Manifes . tat ionswahrscheinhchkeit r e chn e n miissen, ha be n wir n u n also insofern R e c h n u n g getragen, als wi t s t a t t der noch in den Bereich des mi t t l e ren Fehlers fa l lenden Ziffer yon 25 % fiir p die eine genauere ~ b e r e i n s t i m m u n g ergebende Ziffer von 16,5% er rechne ten . Aber auch gegen sie habe ich Bedenken. Ich sprach ja o b e n yon zwei Grfinden, die mich veranlaBten, die yon Bernstein a n g e w a n d t e Methode n ich t un- ver/~ndert bei unse rem Schizophreniemater ia l zur A n w e n d u n g zu br ingen. Der zweite U m s t a n d , der mich gegen die e infache ~ b e r t r a g u n g des Bernsteinschen Verfahrens Bedenken h a b e n 1/~flt u n d der mich auch die Ziffer 16,5% als n ich t r icht ig ansehen 1/~I3t, sei n u n m e h r besprochen. Es ist der gleiche Grund , der Weinberg z veranlaf l te , bei der a pr iorischen Methode e inen Faktor r, als Ausdruck /iir den Grad der Stichprobenauslese, in die R e c h n u n g einzufi ihren.

Weinberg nimmt an, dab dann, wenn nicht alle Geschwisterreihen erfaflt werden, die einen Kranken bestimmter Art (allgemein gesagt, einen Merkmalstr/~ger bestimmter Art) enthalten, daft dann Geschwisterreihen mit mehreren Merkmals- tr~gern h~ufiger erfal3t werden als solche mit nur einem Merkmalstr~ger, und zwar um so viel real h/~ufiger, um wieviel real mehr 1Vferkmalstr~ger sie enthalten. Auch Bernsteiu hat in friiheren Arbeiten, so 1929 (1. c.), darauf hingewiesen, dab die Voraussetzungen zur Anwendung der a priorischen Methode nicht erftillt seien, wenn das Material ausgehend yon der Beobachtung yon Patienten (Probanden) gewonnen und nicht als vollst~ndige Auslese aus einem BevSlkerungsteil anzusehen sei. In seiner Arbeit 1933 (1. c.) hat er jedoch den Grad der Stichprobenauslese nicht beriicksichtigt und sich zu den Gedanken Weinbergs wie folgt ge~uflcrt: ,,Das einzige Argument, das fiir eine Auslese im Sinne Weinbergs spricht, ist: Mehrere kranke Kinder werden yon den Eltern als 1/~stiger empfunden als ein krankes, und daher wird eine Familie um so eher ein krankes Kind /~rztlich behandeln lassen, jc mehr kranke Kinder sic besitzt." Im Anschlul3 daran ffihrt er aus, dab biswcilen entgegengesetzte Beweggriinde auch dementsprechend eine entgegengesetztc Auslese bewirken kSnnten, und dab es nicht leicht sein diirfte, die Faktoren, yon denen die Erfassung yon kranken Kindern durch einen Arzt abh/~nge, in mathematische Form zu kleiden.

Nun nimmt aber Weinberg auf Grund ganz anderer ~berlegungen als der hier nach Bernstein wiedcrgegebenen an, dab Geschwisterreihen mit mehreren Kranken eher erfal3t werden. Die Richtigkeit der Gedankeng/~nge Weinbergs sei, da sie immer noch nicht hinreichend erkannt ist, im folgenden an einem schematisierten Beispiel

* Bernstein: Arch. Rassenbiol. 27~ 31 (1933). - - z Weinberg: Arch. Rassen- biol. 23, 282 (1931).

eines Sehizophreniematerials auf biologische Einheitlichkeit. 153

dargelegt; es sind im Grunde die gleichen Gedankeng/~nge, die auch Weinbergs Probandenmethode mit zu Grunde liegen. Wir wollen unsere Betrachtungen nut an Elternpaaren mit Kinderreihen yon je 2 K6pfen anstellen: Im Jahre 1900 mSgen in Mtinchen 400 Ehepaare heiraten, die auf Grund ihrer genotypisehen Besehaffenheit tinter ihren 800 Kindern 400 yon einem bestimmten Leiden be- troffene haben. Die wahrscheinliche Verteilung yon gesunden und kranken Kindern auf die 400 Kinderreihen ergibt sieh aus Abbildung 1 (sehwarz = krank). Die Erstgeborenen der 800 Kinder mSgen 1901, die Zweitgeborenen 1902 geboren werden. Das Leiden soll mit dem 20. Lebensjahre erkannt werden und dann sofort zur J~linik- aufnahme fiihren.

100 Kinderreihen der Zusammensetzung ] D I I I ] (Gruppe A) 100 . . . . . . I ~ I ~ I (Gruppe B) 100 . . . . . . (Gruppe C) 100 . . . . . . (Gruppe D)

2kbb. 1. Darstell~ng der Erfassung yon Geschwisterreihen bei Stichprobenauslese.

Sammeln wir nun ein Material in der Weise, dall wir alle Klinikaufnahmen aus dem Jahre 1922, die das betreffende Leiden aufweisen, als Ausgangsfalle nehmen, so effassen wir alle Geschwisterreihen mit 2 Kranken, namlich die 100 Geschwister- reihen der Gruppe A (siehe Abbfldung; die erfaBten Kranken sind angekreuzt), abet nur die Hgl]te der Gesehwisterreihen mit einem Kranken, n~mlieh nur die tier Gruppe C. (Nicht die der Gruppe B; denn die Kranken der Gruppe B gelangten bereits im Jahre 1921 zur Klinikaufnahme, gelangten also nieht unter unsere Aus- gangsf~lle, die ja nut aus Aufnahmen des Jahres 1922 bestehen.) DaB die Geschwister- reihen mit mehreren Kranken bevorzugt erfaBt werden, tritt allerdings an unserem sehematisierten Beispiel besonders stark hervor, schon weil wir die Annahme gemaeht haben, dab als AusgangsfMle nur die in einem bestimmten Jahre (1922) in die Klinik Aufgenommenen gew/~hlt werden sollten. Aber daft Geschwisterreihen mit mehreren Kranken bevorzugt erfaBt werden, diirfte aus dem Beispiel ein- wandfrei hervorgehen.

Die gleiche Auslese, die dureh die Begrenzung des Zeitraumes zustande kommt, dem wit in dem angeffthrten Beispiel die Ausgangsf~lle unserer Untersuehung ent- nommen haben, kommt aueh dutch eine 6rtliche oder eine andere entsprechende Begrenzung zustande. Von zwei Kranken, die in verschiedenen Stadtteilen Berlins wohnen, wird der eine in die Anstalt Wittenau, der andere in die Anstalt Herzberge eingeliefert werden. Xehmen wit nun nur tterzberger Kranke als Ausgangsfalle, so entgehen uns auf Grund der 6rtlichen Begrenzung des Z/~hlbezirks aus den ent- spreehenden Griinden wie den in bezug auf die zeitliehe Begrenzung des Z/~hlbezirks angefiihrten wiederum weniger Gesehwisterreihen mit zwei Kranken als mit einem. (Von den Geschwisterreihen mit zwei Kranken wird oft das eine Geschwister zum Iterzberger, das andere zum Wittenauer Aufnahmebezirk gehfren. Derartige Ge- sehwisterreihen werden also in beiden Aufnahmebezirken auftreten k6nnen, also verh/iltnismg$ig haufiger in dem ausgewahlten ZiiJalbezirk auftreten kfnnen als Gesehwisterreihen mit nut einem Kranken.) So hat die Beschrankung des Ge- bietes oder Zeitraums, aus dem wit unsere Ausgangsf~ne gewinnen, zur Folge, dab wir Gesehwisterreihen mit mehreren Kranken verhaltnism~Big haufiger erfassen als Gesehwisterreihen mit einem Kranken. Man kann es auch so ausdriicken, dab bei der bier beschriebenen Art der Materialgewinnung eben nieht Gesehwisterreihen als solche, sondern die einzelnen Mitglieder der Geschwisterreihen erfaBt werden,

154 Bruno Schulz: Versuch einer genealogisch-statistlschen ~berpr i i fung

und dab man eben erst fiber diese erfaBten Mitglieder als Ausgangsf~lle (Probanden) die Gesehwisterreihen erfai]t. Bei Merkmalen, die sieh in groi3er Zahl in der Be- vSlkerung finden, wie etwa die Schizophrenie, kSnnen wir aber unsere Ausgangs- f~lle gar nieht anders gewinnen, als dab wir sie einem 5rtlich und zeitlich begrenzten Z~,hlbezirk entnehmen. Schon aus dem einfaehen Grunde, weft eine Ausdehnung der Untersuehung derart, dab wir alle F~lle des ganzen Landes erfassen (ja r ret isch miiBten auch alle aus dem betreffenden Untersuchungsgebiet Ausgewander- ten verfolgt und daraufhin gepriift werden, ob sich unter ihnen Merl~malstr~ger be- l inden), und aus einem Zeitraum, der die Effassung aller kranken Mitglieder der in :Betracht kommenden Geschwisterreihen ermSglicht, rein praktisch unsere Kr~fte fibersteigen wiirde, sie jedenfalls bisher iiberstiegen ha t und in vielen F~llen weiter- hin iibersteigen wird. Bei seltenen Leiden ist viel eher die MSglichkeit gegeben, alle yon dem betreffenden Leiden befallenen Personen der in Betracht kommenden BevSlkerung zu erfassen. So finder sich denn aueh bei dem yon S~6gren 1 in Schweden untersuchten Material yon juveniler amaurotischer Idiot ie ein so hoher Grad yon Stichprobenauslese, dab sieh dann, wenn man die a priorlsche Methode ohne die Weinbergsehe Korrektur der Stichprobenauslese anwendet , nut unbedeutend andere Werte ergeben als mit Anwendung dieser Korrektur . Bei einem Material ~edoch, das wir in einer Welse wie die Schizophrenief~lle vorliegender Arbei t gewonnen haben, ist, das hoffe ich hiermit dargelegt zu haben, die a priorische Methode nicht ohne Beriicksichtigung des Grades der Stichprobenauslese anwendbar; sie wiirde notwendig zu hohe Werte liefern.

DaB dem so ist, l~l]t sich auch aus untenstehender Zusammenstellung drei- kSpfiger Geschwisterreihen ersehen. ~ vier Arten yon Geschwistern (A, B, C, D), deren jede gleich h~ufig auftreten mSge, sind dort die 64 MSglichkeiten des Zu- sammentreffens in einer dreikSpfigen Geschwisterreihe wiedergegeben, deren jede dann ebenfalls gleich h~ufig wie die anderen auftreten wird. A und B seien krank, C und ]) gesund. ErfaBt werden nur Geschwisterreihen, in denen A oder B sich finder, aber diese mSgen zun~ehst s~mtlich erfal3t werden; r sei also gleich 1. Wir erfassen dann 56 Geschwisterreihen. I n ihnen l inden sich 96 Kranke, auf eine Geschwisterreihe also 96 : 56 : 1,71. ]:)as gleiche Ergebnis errechnen wit nach der

Formel s p * 1--qs ' wobei wieder s die Kopfzahl der Geschwisterreihen (hier also

gleieh 3), p die Prozentzahl der Kxanken in der gesamten/qachkommenschaf t der betreffenden Elternkreuzung (hier also gleich 50% oder 0,5); q : 1--p. I~ehmen wir nunmehr an, dab r ~ 1 /2 , d. h. dab wir nur die H/~lfte aller Kranken, also etwa nur al leA, unmittelbar effassen, so effassen wir nur die 37 Geschwlsterreihen mi t A. I n ihnen linden wir 69 Kranke (A oder B), auf eine Gesehwisterreihe also 69 : 37 ~ 1,86. Das gleiche ergibt sich naeh der Formel Weinbergs

s p [ 1 - - ( l - - r ) ( 1 - - p r ) s - l ] ** 1 - - (1--pr)s

Die 64 M6gliehkeiten lauten: BBB CCC DDD

A A B AAC AAD :BBC BBD CCD ABC BAC CAB DAB A B A ACA ADA BCB B D B CDC ACB BCA CBA DBA B A A CA& DAA CBB D B B DCC A B D BAD CBD DAC B B A CCA DDA CCB D D B DDC A D B BDA CDB DCA BAB CAC DAD CBC D B D DCD ADC BDC CAD DBC A B B ACC ADD BCC BDD CDD ACD BCD CDA DCB

1 S~b'gren: Hereditas 14, 374/375 (1931). - - * Bernstein: 1. c. 1929, S. 53. - - �9 * Arch. Rassenbiol. 23, 282 (1931).

eines Schizophreniematerials auf biologisehe Einheitlichkeit. 155

Z~hlen wir in dem erfaBten Material, also in den 37 Geschwisterreihen, nach der Probandenmethode aus, so erhalten wir 24 Probanden, die gleichzeitig Sekund~trf~lle sind, und 48 Sekundir f i l le insgesamt. Wir erhalten somit das Ver- hMtnis 24 : 48 = 1 : 2 ; wit k ~ n e n also, worau] Weinberg hinwies, aus einem stich- probenm~flig er/aflten Material den Grad der Stichl~robenauslese ]eststellen: r is t gleich der Zahl der Probanden, die gleichzeitig Sekundirf/ille sind (wir nennen sie lmrz Sekundirprobanden) , geteilt durch die Zahl aller Sekundiff i l le . (Urn die Ver- hMtnisse fiir r = x/s darzustellen, sind z. B. 216 Geschwisterreihen nStig. Man wird 6 Arten yon Geschwistern [A, B, C, D, E, F] verwenden, wird A, B, C als krank bezeichnen und A als unmit te lbar - - als Probanden - - erfaBte Kranke.)

An der hier wiedergegebenen Darstellung f ib 4 Gesehwisterarten kann man auch auszihlen, wieviele Kranke auf eine Geschwisterreihe ich zu erwarten babe, wenn ich yon den erfaBten Familien nur die beriicksichtige, in denen mindestens 2 Kranke vorkommen. Wir nehmen zunichs t wieder an, dab ich alle Kranken, also alle A und B erfasse. I ch erfasse dann wieder 56 Geschwisterreihen. Un te r ihnen slnd 32 mi t mehreren Kranken. Die Zahl der Kranken in diesen 32 Geschwister- reihen betr~gt 72. Auf eine Geschwisterreihe finde ieh also 72 : 32 : 2,25 Kranke.

sp ( 1 - - q s ' l ) * Z i h l e i e h ingleieher Das gleiehe erh/~lt man naeh der l~ormel 1 - - qs - - s p qs - 1 "

Weise aus, sehe aber nur die Geschwisterreihen, in denen ein A vorkommt, als erfaBt an, setze also je tz t wieder r = i]~, so erhalte ich 25 Geschwisterreihen mi t 57 Kranken, auf eine Gesehwisterreihe also 57 : 25 = 2,28. Das gleiehe Ergebnis erh~lt man,

wenn man mi t der Formel sp [1 - - (1 - - r) (1 - - p r)s - 1] - - s p r qs - 1 rechnet, die 1 - - ( 1 - - p r ) s - - s p r q s - 1

nichts anderes ist, als die S. 154 angegebene Weinbergsche l%rmel, im Z~hler und Nenner verminder t um den Ausdruck sprq s --1.

l~iir u n s e r e G r u p p e I e r g i b t s ich n u n , da das M a t e r i a l 38 S e k u n d ~ r - p r o b a n d e n l i n d 150 S e k u n d i r f ~ l l e e n t h ~ l t , r ~ 0,25. ( U n t e r d e n S e k u n - d ~ r f i l l e n l i n d e n s ieh h i e r a u c h d ie in m e i n e r f r i i he ren A r b e i t i a l s u n - s i che re S e h i z o p h r e n i e n b e z e i e h n e t e n . W i i r d e i ch diese n i e h t m i t r e c h n e n , so w i i r d e r ~ 0,3 w e r d e n , d a d a n n 38 S e k u n d i r p r o b a n d e n a u f 122 S e k u n - d i r f i l l e k ~ m e n . ) R e e h n e n w i r n u n m i t r ~ 0,25 n a e h d e n o b e n a n - g e g e b e n e n F o r m e l n , so e r h a l t e n w i r i n G r u p p e I f i i r die G e s c h w i s t e r - r e i h e n m i t m e h r e r e n K r a n k e n e ine l ~ b e r e i n s t i m m u n g y o n E r w a r t u n g u n d E r f a h r u n g e t w a be i p ~ 0,13 ( E r w a r t u n g f i b e ine G e s c h w i s t e r r e i h e 2 ,22 be i s ~ 5 ,5 ; Z a h l d e r G e s c h w i s t e r r e i h e n f -~ 88 ; E r w a r t u n g f i i r 88 Ge- s c h w i s t e r r e i h e n 195,36; E r f a h r u n g 196). F i i r das G e s a m t m a t e r i a l d e r G r u p p e I e r r e e h n e n w i t e ine ~ b e r e i n s t i m m u n g bei p = 0,083 (s = 4 ,4 ; f = 512 ; E r w a r t u n g 1 ,247 . 512 = 638 ,4 ; E r f a h r u n g 638). W i t e r h a l t e n a ls E r w a r t u n g s z a h l f i i r d ie G e s c h w i s t e r r e i h e n m i t n u r e i n e m K r a n k e n ,

i n d e m w i r h i e r n a e h d e r F o r m e l s p r (1 - - p ) s - 1 i --- ( i ~ r ~ r e c h n e n , d ie s ich d u r c h

E i n f i i g u n g des F a k t o r s r o h n e Mi ihe aus d e r S. 151 w i e d e r g e g e b e n e n

F o r m e l s p (1 - - p ) s - 1 1 - - ( 1 - - p ) s e r g a b , u n d d e r e n R i e h t i g k e i t m a n e b e n f a l l s a n

d e r a u f S. 154 w i e d e r g e g e b e n e n Z u s a m m e n s t e l l u n g i i be rp r i i f en k a n n , f i i r p ~ 0 ,13 (bei r = 0,25, s ~ 4,4 u n d f ~ 512) e ine E r w a r t u n g W y o n 0 , 6 5 8 . 512 = 336,89. G e g e n i i b e r d e r E r f a h r u n g v o n 408 a lso e ine D i f f e - r e n z y o n 71. N a c h d e r S. 152 a n g e g e b e n e n F o r m e l f i i r d e n m i t t l e r e n

�9 Bernstein: 1. c. 1933, S. 31. - - i Z. I~eur. 143.

156 Bruno Schulz: Versuch einer genealogisch-statistischen Cberpriifung

Fehler errechnet sich daraus ein dreifacher mittlerer Fehler yon 32,25. Wir erhalten also unter Berficksichtigung des Grades der Stichproben- auslese noch eine weir grSBere Differenz als ohne Berficksichtigung des Grades der Stichprobenauslese.

Es lag nun nahe zu prfifen, ob die 340 Probanden, die ich auf Grund der ganz groben Tatsache, dab bei ihnen keine Angaben fiber /~uBere Ursachen der Schizophrenie (und seien es solche noch so unwahrschein- licher Art) vorlagen, als ,,endogene" Schizophrenien von den iibrigen Pro- banden getrennt hatte 1, eine Zahl yon Geschwisterreihen mit nur einem Kranken aufwiesen, die die Ziffer der Erwartung verh~ltnism~l~ig um das gleiche fibertraf wie die des Gesamtmaterials, oder ob bei diesen Fs der Unterschied in der Belastung der Geschwisterreihen mit mehreren Kranken gegenfiber der Belastung des Gesamtmaterials nicht so aus- gesprochen zutage trat. Es lag das besonders deshalb nahe, weft sieh diese 340 Probanden bei einer sp~teren Prfifung dann ja auch als starker belastet als das Gesamtmaterial erwiesen hatten.

Wir wollen die Gruppe der ,,endogenen" F~lle hier Gruppe Ia nennen. Diejenigen Geschwisterreihen der Gruppe I, bei denen Angaben fiber ~uBere Ursachen ffir die Erkrankung des Probanden an Schizophrenie vorlagen, wollen wir Gruppe Ib nennen. Tabelle 3 zeigt die Aufteilung des Materials in Gesehwisterreihen verschiedener Kopfzahl ffir Gruppe Ia und Ib, wobei wir, wie in Spalte B der Tabetle 1, den Probanden stets ganz, die anderen fiber 16 Jahre alten Mitglieder der Geschwisterreihen entspreehend ihrem Alter in Rechnung setzten. Da die Gruppe Ia 14 Sekund~rprobanden und insgesamt 90 Sekund~rf~lle (darunter 14 ,,unsl here ) enth/~lt, ist r = 0,16. Wir erhalten dann in der Gruppe Ia, wie in Gruppe X, ffir die Geschwisterreihen mit mehreren Kranken eine voile l~bereinstimmung yon Erwartung und Erfahrung beim Rechnen m i t p ~ 0,13 (s = 5,8; f = 57). Die Erwartungsziffer E lautet 2,258.57 = 128,7, die Erfahrung 129. Ffir das Gesamtmaterial der Gruppe Ia errechnen wir eine l~bereinstimmung ffir 13 ~ 0,095 (s ~ 4,4; f ~ 265; r ~ 0,16). Die Erwartungsziffer lautet 1,298. 265 ~ 344,2, die Erfah- rung 344. Fiir die Geschwisterreihen mit nur einem Kranken linden wir beim Rechnen mit p = 0,13; r ~ 0,16; s = 4,4; und f = 265 eine Er- wartung yon W : 0,6448. 265 : 170,87; Erfahrung 201. Die Differenz betr/~gt also nut 30,2, ist also (bei einem dreifachen mittleren Fehler yon 23,25) jedenfalls geringer, a]s wit zu erwarten h/~tten, wenn in der Gruppe Ia die gleichen Verh/iltnisse herrschten wie in der Gruppe I, yon der sie ja einen Tell bildet. Haben wit n/~mlich auf 512 Geschwisterreihen 71 Ge- schwisterreihen mit nur einem Kranken zu viel erhalten, so mfiBten wir auf 265 Geschwisterreihen 36,75 zu viel erhalten. DaB unsere Zahl 30,2 hinter 36,75 zurfickbleibt, spr/~che in der Tat - - wenn auch in geringem Grade - - fiir eine einheitlichere Zusammensetzung der Gruppe Ia.

x Z. l~eur. 148, 261 f.


Man wi rd n u n a b e r auch das Mate r i a l de r G r u p p e I b (unmi t - t e lbar ) e iner e n t s p r e c h e n d e n Pr i i - l ung un te rz i ehen wol len . I n dieser Gruppe f inden sich 4 Sekun- d/~rprobanden u n d 62 Sekund/ i r - f/~lle ( da run t e r 16 , , uns iche re" ) ; wir mi issen also m i t r = 0,06 rechnen. R e c h n e n wi r zun/~chst auch in d ieser G r u p p e bei den Geschwis te r re ihen m i t m e h r e r e n Schizophrenen m i t p ~ 0,13, so betr/~gt d o r t (bei s = 5,1 ; f ~- 38) die E r w a r t u n g 2,206- 38 = 83,8. Die E r f a h r u n g betr/s 82. Die E r w a r t u n g s t i m m t h ier n i c h t so gu t mi t de r E r f a h r u n g i ibere in wie bisher . W i r h a b e n b isher eine ~ b e r e i n s t i m m u n g i m m e r nu r d a n n a n g e n o m m e n , wenn die Differenz wen ige r a ls 1,0 be- t rug . (Eine g e n a u e ~ b e r e i n s t i m - m u n g h/~tte sich, auch n a c h den S. 151, e rs te Zei le vo r l i egende r Arbe i t e r w ~ h n t e n A n g a b e n Wein- bergs, wohl e r r e c h n e n lassen, doch schien m i r das n i c h t n f t i g . ) Hie r be t r~g t die Di f fe renz n u n zwar 1,8. Doch a u c h sie is t immerh in noch so ger ing , dal l wir sie, j edenfa l l s zun/~chst einmal , vernachl/~ssigen kSnnen . D a

Tabelle 3. A u f t e i l u n g des M a t e r i a l s de r

G r u p p e I a und I b n a c h K o p f z a h l de r G e s c h w i s t e r r e i h e n . (Bereehnung

wie in Spalte B der Tabelle 1.) G.R. ~ Gesehwisterreihen.

K o p f z a h l

G r u p p e I a G r u p p e I b

Z a h l d e r G.I~. Z a h l de r G . R . m i t m i t

~inem e i n e m odor m o h - o d o r m e h - m e h - r e r e n m e h - r e r e n r e r en reren

S c h i z o p h r e n e n S c h i z o p h r e n e n

1,0 1,5 2,0 2,5 3,0 3,5 4,0 4,5 5,0 5,5 6,0 6,5 7,0 7,5 8,0 8,5 9,0 9,5

10,0 10,5 11,0 15,0

Somme Verwendete

Summe

22 -- 16 2 35 2 28 5 32 8 20 4 34 5 14 4 22 4 l l 2 15 3 15 5 16 11 6 3 5 1 6 2 1 -- 2 2 1 1 1 1 1 1 1

304 66

265 57

27 15 28 24 31 22 31 25 21 10 19 9

14 4 7 2 2 4 1 1 1

298

256

1 4 7 7 5 3 9 2 2 2

1 1 1

2 2

!

50

38

sich fiir da s M a t e r i a l de r Gruppe I bei den Geschwis te r re ihen m i t mehre ren S c h i z o p h r e n e n eine volle l~be re ins t immung fi ir p = 0,13 e r g a b u n d fiir d ie G r u p p e I a ebenfal ls , i s t j a ohneh in nahe l i egend , p -~ 0,13 auch fiir d ie G r u p p e I b anzunehmen . F i i r das G e s a m t m a t e r i a l de r Gruppe I b e r r e c h n e n wi r eine U b e r e i n s t i m m u n g zwischen E r w a r t u n g u n d E r f a h r u n g bei p : 0,066 (s ---- 4,5; f ~ 256). Die E r w a r t u n g E b e t r ~ g t 1 ,219-256 ~ 312,06, die E r f a h r u n g 313. Als E r w a r t u n g W fiir d ie Zahl der Geschwis t e r r e ihen m i t e inem K r a n k e n , wobe i s ~-- 4,5; f ---- 256 u n d r - - - -0 ,06 zu se tzen ist , e rha l t en wir bei p - - - -0 ,13 159,5. Die E r - f ah rung betri~gt 207, d ie Differenz 47,5.

D e m n a c h s~he es aus , a ls ob sich auch dann , j a ge r ade dann , wenn wi r eine eigene B e r e c h n u n g vo rnehmen , das Mate r i a l de r G r u p p e I b s t a r k e r


m i t Gesehwis te r re ihen du rchse t z t zeigt , in d e n e n n u r e in K r a n k e r vor- k o m m t , als das Mate r i a l der G r u p p e I a . I c h w e r d e gleich d a r t u n , d a b m i r das E rgebn i s n ich t e inwandf re i e r sehe in t . Z u v o r j edoch einige ande re kurze B e m e r k u n g e n fiber die b i she r igen E rgebn i s se .

W~hrend die Gruppe I 512 zur Verwendung gekommene Geschwisterreihen umfaBt, umfaBt die Gruppe Ia 265, die Gruppe I b 256. Die beiden Teilgruppen zusammen also 521. Das ist auf folgenden Umstand zuriickzufiihren, l~ach der a priorischen Methode wird jede Geschwisterreihe nur einmal gez~hlt. Von den G~schwisterreihen des Gesamtmaterials kann aber eine Geschwisterreihe mit mehreren Probanden einmal in die eine Teilgruppe, ein anderes Mal in die andere Teilgruppe fallen und wird dann in jeder dieser beiden Teilgruppen, da sie in jeder Teilgruppe nur einmal auftritt, auch gez~hlt. Damit h~ngt auch zusammen, dab das Gesamt- material einen Grad der Stichprobenauslese yon 0,25 hat, w~hrend die aus dieser G~samtheit gebfldeten beiden Gruppen beide einen niedrigeren Grad der Stich- probenauslese besitzen (0,16 bzw. 0,06). Es liegt das daran, daB, wenn im Gesamt- material sich in einer Geschwisterreihe zwei Probanden finden, bei dem einen yon ihnen eine ~uBere Ursache angegeben sein kann, bei dem anderen nicht. Es fiillt dann also bei Aufteilung des Materials in zwei Gruppen wie die yon uns gebildeten die zu dem einen dieser beiden Probanden gehSrende Geschwisterreihe in die eine Teilgruppe, die andere in die andere. Keine dieser beiden Geschwisterreihen aber stellt in ihrer Teilgruppe einen Sekund~rprobandon. DaB wir fiir die Gruppe I errechnet haben, dal3 71 Geschwisterreihen mit nut einem Kranken in ihr zuviel sind, w~hrend in Gruppe I a und I b zusammen sich auf die gleiche Weise 30 + 47,5 77,5 Geschwisterreihen mit nur einem Kranken zuviel ergaben, h~ngt zum Teil gleichfalls mit dem Umstand zusammen, da~ wir in den beiden Gruppen I a und I b insgesamt mehr Geschwisterreihen als in der Gruppe I haben; zum Teil beruht es auch auf Ungenauigkeiten der Berechnung.

N u n m e h r abe r mfissen wir doch noch e i n m a l d a r a u f zu r f i ekkommen, d a b wir ffir d ie Gruppe I b bei den Gesehwis t e r r e ihen m i t m e h r e r e n K r a n k e n n ich t eine so genaue ~ b e r e i n s t i m m u n g zwischen E r w a r t u n g u n d E r f a h r u n g ffir p ~ 0,13 gefunden h a b e n wie be i de r Gruppe I u n d der G r u p p e Ia . E ine vSllige l ~ b e r e i n s t i m m u n g e r h a l t e n wir e rs t bei e inem R e e h n e n m i t p ~ 0,09. Die E r w a r t u n g l a u t e t d a n n 2 , 1 5 7 . 3 8 ~ 81,96; E r f a h r u n g is t 82. W i r sehen h i e r aus e inma l , u n d da rau f h inzuweisen ha l t e ieh ffir sehr wesent l ich, daft die Erwartungszi][ern beim Rechnen mit zwei so verschiedenen Prozentzahlen wie 13% und 9% 8o nahe aneinander liegen, daft das Rechnen mit beiden durchaus m6glich ist. Wollen wir abe r d ie t a t s~ch l i ch ge fundene Ziffer p ~ 0,09 als d ie a l le in r icht ige ansehen , so mfissen wir folgende ]~berlegung a n s t e l l e n : A n u n d ffir s ich w~re es das n~chs t l i egende gewesen a n z u n e h m e n , d a b die Schizophrenief~l le in den Geschwis te r re ihen m i t m e h r e r e n K r a n k e n in der gleichen Weise e rb l ieh bed ing t w~ren, sowohl bei den Geschwis t e r r e ihen der G r u p p e Ia , wie be i denen der Gruppe Ib . Der U n t e r s c h i e d zwisohen dem G e sa mt - m a t e r i a l t ier Gruppe I a u n d der G r u p p e I b h ~ t t e sich d a n n d a d u r c h e rk l s lassen, d a b in der Gruppe I b r e l a t i v m e h r Geschwis te r re ihen m i t n u r e inem K r a n k e n waren. I s t da s n u n a b e r n i e h t der Fall," zeigen also auch die Gesehwis ter re ihen m i t m e h r e r e n K r a n k e n bei den be iden G r u p p e n I a und I b verschieden s t a r k e Sch izophren ieh~uf igke i t , so i s t


m i t de r MSgl ichke i t zu rechnen , d a b die Gruppe I b sich (zum m i n d e s t e n auch) d a d u r c h yon der G r u p p e I a un te r sche ide t , dab in ihr e ine ge r ingere M a n i f e s t a t i o n s w a h r s c h e i n l i c h k e i t he r r sch t als in der G r u p p e Ia . D e n n wen igs t ens fiir d ie Geschwis te r re ihen m i t mehreren K r a n k e n w i r d m a n j a E r b l i c h k e i t a n n e h m e n miissen, w i rd hier also n ich t n u t exogene Be- d i n g t h e i t a r m e h m e n kSnnen .

W i r w e r d e n also d ie ve r sch iedene Schizophrenieh/~ufigkeit de r G r u p p e I a u n d I b d a n n n i ch t nu r d a r a u f zurf ickzufi ihren haben , d a b in d e r G r u p p e I b ganz besonder s zu viele Geschwis ter re ihen m i t nu r e i n e m K r a n k e n (die d a n n also v e r m u t l i c h keine erb l ichen Sch izophren ien , wenn m a n will , also i i b e r h a u p t ke ine Schizophrenien w~ren) s ich be- l inden . ] ) e n k e n wir a b e r t i b e r h a u p t an eine famili/~r bed ing te v e r s c h i e d e n hohe Man i f e s t a t i onswahr sche in l i chke i t , so wi rd m a n f ragen, ob d e n n nun n i c h t die ve r sch iedenen Befunde bei dem G e s a m t m a t e r i a l (der G r u p p e I , wie be im G e s a m t m a t e r i a l j eder der be iden T e i l g r u p p e n I a u n d Ib) e inerse i t s u n d bei den Geschwis te r re ihen mi t m e h r e r e n K r a n k e n der 3 G r u p p e n I , I a u n d I b ande re r se i t s auch auf eine solche f ami l i a r ve r - schiedene Man i f e s t a t i onswahr sche in l i chke i t zur i ickzuf i ihren sein k S n n t e n .

Daft man daran denke~ muff, daft sich unter den Eltern der Geschwisterreihen mit mehreren Kra~ken unerkannte homozygote l~ecessive be/inden, darau/ sei nochmal8 hingewiesen. W~re es so, so wfirde auch dies wieder, wenigstens soweit die Eltern das Gef~hrdungsalter fiir Schizophrenic iiberlebt haben, fiir eine unvollst~ndige Manifest~tionswahrscheinlichkeit sprechen. Folgende Untersuchung allerdings gibt uns keinen Anhaltspunkt daffir, nun gerade unter den Eltern der Geschwisterreihen mit mehreren Kranken besonders viele unerkannte homozygote Recessive anzunehmen: Unter den 214 Eltern der 107 Geschwisterreihen mit mehreren Kranken finden sich nur 7 : 3,3 %, die das 40. Jahr nicht fiberlebt haben, und nur 19 ~ 8,8 % (worin die obengenannten 7 enthalten sind), die das 50. Jahr nicht iiberlebt haben. In der Tabelle auf Seite 252 meiner Schizophreniearbeit, die fiber insgesamt 1317 Eltern berichtet (allerdings traten die Eltern yon Gesehwisterreihen mit mehreren Probanden dort mehrfach auf), finden sich 79 Eltern unter 40 Jahren und 114 weitere zwischen 41--50 Jahren, zusammen also 193 unter 50 Jahren, also 5,9% bzw. 8,6%. AuBerdem fanden sich unter den Eltern der 486 Geschwister- reihen der Gruppe I mit nur einem Kranken auch im groBen und ganzen nicht weniger psychische Auff~lligkeiten als unter den Eltern der 107 Geschwisterreihen der Grulape I mit mehreren Kranken. (Siehe Tab. 4.) ]:)ort sind die Prozentziffern bezogen im einen ~'alle auf 486, im anderen Falle auf 107. Es handelt sich natfirlich nur um einen ganz groben ~berblick. Wir haben die psychisch auff~lligen Eltern (unter denen sich natfirlich kein Schizophrener befindet) aufgeteilt in Geisteskranke, fragliche Geisteskranke, Trinker, SelbstmSrder, Nervenleidende und Psyehopathen. Unter der Bezeiehnung Psychopathen wurden nieht nur ausgesprochene Psycho- pathen, sondern auch alle irgendwie charakterlieh Auff~lligen zusammengefaBt. Die ZusammensteUung ergibt keine Anhaltspunkte fiir die Annahme, dab sich unter den Eltern der Geschwisterreihen mit mehreren Kranken besonders viel unerkannte homozygote Recessive befinden kSnnten.

A u c h wenn wi r n u n in de r G r u p p e I b m i t p ~-- 0,09 rechnen , e r h a l t e n wi t i ib r igens d o r t zu v ie l Geschwis te r re ihen mi t n u r e i n e m K r a n k e n . Die E r w a r t u n g W be t r / ig t (bei r = 0,06; p ~-- 0,09; s = 4,5; f = 256)

160 Bruno Schulz: Versuch einer genealogisch-statistischen Cberpriifung

0 ,724 . 256 : 185,3. Die E r f a h r u n g betr/~gt 207. Die Dif ferenz 21,7 is t g e n a u so grog wie der d re i fache m i t t l e r e Feh le r .

Tabelle 4. P s y c h i s c h e A u f f a l l i g k e i t e n u n t e r den E l t e r n de r G e s c h w i s t e r - r e i h e n d e r G r u p p e I.

Es fand sich unter den Elteru der

Geschwisterreihen mit einem Schizophrenen . . . . .

Geschwisterreihen mit mehreren Sehizophrenen . .

Geschwisterreihen mit einem Schizophrenen . . . . .

Gesehwisterreihen mit mehreren Schizophrenen . .

~= [ ~ 1

= ~

43 24

10 11

8,8 4,9

9,3 10,3

83 6 5 145

16 3 - - 25

17,1 1,2 1,0 2 9 , 8

14,9 2,8 -- 23,4

~ ' Z

306

65

63,0

60,7

~ b r i g e n s is t de r U m s t a n d , d a b die Be funde bei den be iden T e i l g r u p p e n I a u n d I b n ich t den B e f u n d e n der G e s a m t g r u p p e I e n t s p r e c h e n (bzw. d a b die Summe ihre r Ergebn i s se n i c h t v611ig d e m E r g e b n i s de r Ge- s a m t g r u p p e I en t sp r ich t ) , n i c h t e t w a d u r c h das R e c h n e n m i t r bed ing t . R e c h n e n wir n/~mlich ftir be ide G r u p p e n ohne Ber i i cks i ch t igung yon r bzw. m i t r = 1, so e r h a l t e n wir in G r u p p e I a fiir Geschwis te r re ihen m i t mehreren K r a n k e n l~?bereinst immung zwischen E r f a h r u n g u n d E r w a r t u n g fiir p = 0,165 (s = 5,8; f = 57, E r w a r t u n g 2,254 �9 57 = 128,5; E r f a h r u n g 129). Der Be fund e n t s p r i c h t also d e m der G r u p p e I . (Es sei g le ich angefi igt , d a b wir be im R e c h n e n m i t p = 0,165 (und s = 4,4) f i ir W 0 , 7 1 8 . 2 6 5 = 190,3 e r h a l t e n ; die E r f a h r u n g betr/~gt 201. Die Dif ferenz 10,7 f/~llt in den d re i f achen m i t t l e r e n F e h l e r 21,9.) F i i r G r u p p e I b f i n d e t sich be im Rechnen m i t p = 0,165 (s = 5,1; f = 38) die E r w a r t u n g 2 ,203- 38 = 83,7 ; E r f a h r u n g 82. A n u n d fiir s ich k 6 n n t e m a n dies wieder sehr gu t als l~be re ins t immung ansehen ; so betr/~gt, wenn wir m i t de r y o n

p~ s (s__~_ 1) .* rechnen , sogar Bernstein angegebenen F o r m e l E - - E ~ + 1 - - qs _ s p qs - - ,

de r e infache mi t t l e r e F e h l e r schon 2,86. W i r e r h a l t e n d a n n (beim R e e h n e n mi t p = 0,165; s = 4,5; f = 256) als E r w a r t u n g W 0,711. 2 5 6 = 182,0; E r f a h r u n g = 2 0 7 ; Dif ferenz = 2 5 ; d re i f ache r m i t t l e r e r F e h l e r 21,7. R ich t ige r sche in t es a b e r auch h ier wieder , m i t e iner Ziffer f i i r p zu rechnen, bei der m a n eine genaue re l ~ b e r e i n s t i m m u n g zwischen E r w a r t u n g und E r f a h r u n g e rha l t . So e r h a l t m a n z. B. b e i m R e c h n e n m i t p = 0,13 als E r w a r t u n g fiir E 2 , 1 4 9 . 3 8 = 81,7; E r f a h r u n g 82. Als E r w a r t u n g fiir W erh/~lt m a n d a n n 0,771 �9 256 = 197,3; E r f a h r u n g 207; Differenz 9,7; d re i facher m i t t l e r e r F e h l e r 20,2. I n Tabe l le 5 s ind die e r rechne ten Befunde e i n a n d e r i ibe rs ich t l i ch gegeni iber ges te l l t .

�9 Arch. Rassenbiol. 27, 31 (1933).

Gruppe I ,, Ia ,, Ib ,, Ib

Gruppe I ,. Ia ,, Ib ,, Ib


Tabelle 5. ~ b e r b l i c k fiber die Befunde der Gruppe 1, Ia und Ib.

E s l a n d s ich (v511ige oder annahe rnde ) ( ~ b e r e i n s t i m m u n g ] zwischen E r w a r t u n g und E r f a h m m g in bezug auf H~uf igkc i t ] d e r K r a n k e n bei

d e n G e s c h w i s t e r r e i h e n m i t m e h r e r e n K r a n k e n E r -

- r

1 1 1

Zahl der Geschwis t e r - r e ihen m i t n u r e i n e m

K r a n k e n

1 0,25 0,16 0,06 0,06

s p

5,5 0,165 5,8 0,165 5,1 0,165 5,1 0,13 5,5 0,13 5,8 0,13 5,1 0,13 5,1 0,09

E r w a r - Er- r t u n g fah-

E rung

88 196,3 196 57 128,5 129 38 83,7 82 38 81,7 82 88 195,4 196 57 128,7 129 38 83,8 82 38 81,9 82

allen Geschwis te r re ihen war - Er - i

s E rwar - Er - t ~ g fah- ! p f tuEng :ahu ~ rung

4,4 0,129 512 637,9 638]367,6 408 4,4 0,153 265 343,9 3441190,31 201 I

0,115 [ 197,3 207 I 313 i 182,0] 207 I 313,1 4,5 256

4,4 0,083 512 638,4 638]336,91408 I 0,095 265 344,2 344] 170,8] 201 ]

0,066 1185,31 207 ] 3131159,51 207 I 312,1 256

drei- Diffe- f a c h e r

m i t t - r enz l c r e r

Fehle~

40,4 30,3 10,7 21,9 25,0 21,7 9,7 20,2

71,1 32,2 30,2 23,2 47,5 23,2 21,7 21,6

Zum Schlul~ unserer Untersuchung fiber die hier in Frage stehenden Verh~ltnisse bei den Geschwisterreihen der Gruppe I sei noch darauf hingewiesen, daft unter Beriicksichtigung von r sich nach der a Triorischen Methode ann~ihernd die gleichen Werte /iir p ergeben wie nach der Pro- bandenmethode. So ergaben sich nach der Probandenmethode fiir das Gesamtmaterial 8,2 % Schizophrenieh~ufigkeit unter den Geschwistern x. Die Erreclmung in vorliegender Arbeit (s. S. 155) ergab 8,3%. Zwar ist unsere Gruppe I nicht ganz dem S. 222 verwendeten Material gleich- zusetzen, da in der Gruppe I sich nicht die F~lle befinden, die yon einem schizophrenen Elternteil abstammen. Aber diese machen ja nur einen kleinen Bruchteil des Gesamtmaterials aus. Ffir die Gruppe Ia lautet (allerdings auch hier wieder unter Hinzuffigung der F~lle, die yon schizo- phreniebehafteten Eltern abstammen) die nach der Probandenmethode errechnete Ziffer 10% 2, in vorliegender Arbeit (s. S. 156) 9,5%. Auch die nach der Doppelprobandenmethode gefundene Ziffer yon 10,4% paBt fibrigens verh~ltnism~Big gut zu der mittels der a priorischen Methode an Geschwisterreihen mit mehreren Kranken gefundenen Ziffer yon 13%.

Wir haben nun noch die Verhdltnisse bei den Geschwisterreihen zu betrachten, deren einer Elternteil schizophren oder vermutlich schizophren ist. Wir wollen diese Geschwisterreihen, wie schon erw~hnt, Gruppe I I nennen. Die Zahl dieser Geschwisterreihen betr~gt allerdings nur 48 bzw. die der Geschwisterreihen mit zwei und mehr K6pfen nur 38. Den Befunden diirfte also nur eine geringe Sicherheit zukommen. Immerhin erscheint mir ihre Wiedergabe zweckm~Big. Tabelle 6 gibt die Auf- teilung des Materials nach Kopfzahl der Geschwisterreihen, in gleicher Weise berechnet wie in Spalte B der Tabelle 1 und wie in Tabelle 3. Der Grad der Stichprobenauslese, mit dem wir hier rechnen werden, ist 0,15,

1 Z. N e u r . 143, S. 222 . - - 2 Z. Neur . 143, S. 263.

Z. f. d. g. N e u t . n. P s y c h . 151. 11

162 Bruno Schulz: Versuch einer genealogisch-statistischen (~berpriifung

da sich in der Gruppe I I zwei S e k u n d s u n d insgesamt 13 Sekund~rf~lle (davon 9 ,,sichere") f inden. Wi r e rha l t en d a n n bei den Geschwisterreihen mi t mehreren K r a n k e n eine l~be re in s t immung zwischen E r w a r t u n g und E r f ah rung fiir p ~- 0,2 (r z 0,15; s ~-- 5,0; f z 9). Er- w a r t u n g E 2 , 3 2 7 . 9 ~ 20,9; E r fah rung ~ 21. F i i r das Gesamtmate r i a l der Gruppe I I e rha l t en wir eine l ~ b e r e i n s t i m m u n g zwischen E r w a r t u n g

u n d Er f ah rung be im

Tabelle 6. A u f t e i l u n g des Ma te r i a l s der Gruppe I I n a c h K o p f z a h l der G e s c h w i s t e r r e i h e n (Berechnung

wie in Spalte B der Tabelle 1).

K o p f z a h l

1,0 1,5 2,0 2,5 3,0 3,5 4,0 4,5 5,0 5,5 6,0 6,5 7,0 7,5 8,0 8,5 9,0 9,5

10,0

8 u m m e

Verwendete Summe

LR. ~ Geschwisterreihen.

Z a h l a l l e r

Schizo- G.l~. p h r e n e n

8 8 2 2

10 10 4 4 5 6 5 7 1 1 5 9 2 2 1 2 1 1 1 1 1 2

1 4 1 1

48 60 38 50

Z a h l d e r

G.R. mit mehreren Schizo- phrenen

1 2

3

1

1

1

R e c h n e n mi t p = 0,12 (r = 0,15; s ~ 3,8; f 38); E r w a r t u n g 1,318- 38 = 50,0 ; E r fah rung 50. Geschwisterreihen mi t n u r e inem K r a n k e n ha-

Schizo- ben wir zu erwar ten (r ----- phrenen

d i e s e r 0,15; p : 0,2; s ---- 3,8; G.R. f ~ 3 8 ) 0,559.38 ~ 21,2 ;

_ E r f a h r u n g (38 - - 9 -~ ) -- 29. Die Differenz zwi- _~ schen E r w a r t u n g u n d 2 E r f a h r u n g betri~gt 7,8 ; 4 der dreifache mi t t l e re 7 Feh le r betr~gt 9,3.

-- Das Bemerkenswer te 2

_ bzw. Auffs an die- - sere Befunde ist folgen- 2 des: Man h~t te den-

_ ke n sollen, dal~ m a n -- hier fiir das Gesamt- 4 ma te r i a l der Gruppe I I

-- die gleiche Ziffer ftir p 21 e rha l t en h~t, te wie fiir 21 Geschwisterre ihen mi t

mehre ren K r a n k e n . D e n n auch die Geschwi-

s terreihen mi t n u r e inem K r a n k e n h a b e n ja hier einen schizophrenen oder ve rmut l i ch schizophrenen El te rn te i l . A n der Erb l ichke i t ist demnach eigent l ich hier n ich t zu zweifeln. W e n n wir daher n u n dennoch auch in der Gruppe I I bei den Geschwisterre ihen m i t mehre ren K r a n k e n eine hShere Ziffer ftir p f inden als bei dem G e s a m t m a t e r i a l der Gruppe I I , so legt das wieder den Gedanken an eine fami l ia r bed ing te Manifes ta t ions- wahrscheinl ichkei t nahe.

Es wi~re natiirlich auch hier wieder an die M6glichkeit zu denken, daft sich unter den Eltern der Geschwisterreihen mit mehreren Kranke~ besonders viel unerkannte homozygote Recessive linden kfnnten; d. h. der eine Elternteil ist ja in jedem Falle


als homozygot recessiv, oder doch als vermutlich homozygot recessiv erkannt. Aber bei dem Ehepartner dieses Schizophrenen oder vermutlich Schizophrenen k6nnte es sich ja um einen unerkannten homozygoten Recessiven handeln.

Eine in der gleichen Weise wie bei Gruppe I vorgenommene •ntersuchung in dieser Hinsicht gibt uns aber auch hier wieder fiir diese M6glichkeit keine Anhalts- punkte. So ist unter den 18 Eltern der Geschwisterreihen mit mehreren Kranken der Gruppe I I nur eine Person, die vor dem 40. Jahre, und es sind mit dieser insgesamt nur 3, die vor dem 50. Jahre ausgeschieden sind. Von den 9 nicht schizophrenen oder nicht vermutlich schizophrenen Eltern dieser Gruppe sind insgesamt 4 psychisch auff~llig, d. h. einer ist geisteskrank und 3 w~ren, wenn wir die gleiche ]qomenklatur wie bei Gruppe I anwenden, als Psychopathen einzureihen. Unter den 39 nicht schizophrenen und auch nicht vermutlich schizophrenen E l t e rn der Geschwister- reihen der Gruppe I I m i t nur einem Kranken linden sich 4 Geisteskranke, 1 fraglich Geisteskranker, 3 Trinker und 5 ,,Psychopathen".

Ubr igens e rh~l t m a n a u c h hier wieder be im R e c h n e n m i t r ~ 1 E r - gebnisse ffir p, d ie zwar se lbs tve r s t~nd l i eh hSher l iegen als be i Berf ick- s i ch t igung des Grades de r S t i chprobenaus lese ; aber die E rgebn i s se ffir das G e s a m t m a t e r i a l de r G r u p p e I I e inersei ts und ffir d ie Geschwis t e r r e ihen m i t mehre ren K r a n k e n de r Gruppe I I andere r se i t s s t ehen z u e i n a n d e r wieder e twa im g le ichen Verhi~ltnis wie be im Rechnen u n t e r Berf icks icht i - g u n g des G r a d e s de r S t i chprobenaus lese . So e r h a l t e n wi r fi ir d ie Ge- sehwis te r re ihen m i t m e h r e r e n K r a n k e n eine l ~ b e r e i n s t i m m u n g zwischen E r w a r t u n g u n d E r f a h r u n g be im Rechnen mi t p ~ 0,25 (s : 5,0; f ~ 9). E r w a r t u n g E 2 , 3 3 . 9 ~ 20,97, E r f a h r u n g 21. Ff i r Geschwis t e r r e ihen m i t nur e inem K r a n k e n e rha l t en wir beim R e c h n e n m i t p ~ 0,25; s ~ 3,8; f : 38 als E r w a r t u n g W 0,639 �9 38 --~ 24,3; E r f a h r u n g i s t 29. Die Differenz betri~gt 4,7, der dre i faehe mi t t l e r e F e h l e r 8,7.

Die ffir das G e s a m t m a t e r i a l der Gruppe I I u n t e r Be r f i cks i eh t igung y o n r e r r echne te Ziffer v o n 12 % Schizophren ieh~uf igke i t pal3t a u c h hier wieder r e c h t gu t zu de r n a e h der P r o b a n d e n m e t h o d e g e f u n d e n e n Ziffer y o n 12,6% bzw. 10,2% 1

Schon in de r f r f iheren A r b e i t wurde ats auffa l lend, beze ichne t , dal3 d ie Geschwis te r re ihen m i t sch izophrenen E l t e rn Zi f fe rn fiir Schizo- ph ren ieh~uf igke i t l i e fe r ten , die nu r wenig fiber den Zi f fern der Schizo- phreniehi~uf igkei t in den Geschwis te r re ihen des G e s a m t m a t e r i a l s l agen 1. H i e r h a b e n wir naturgem~13 wieder e inen ~hnl ichen Befund , d a es sieh j a um das gle iche M a t e r i a l hande l t . Dama l s dach te ich in e r s t e r Lin ie a n einen d u r e h die K l e i n h e i t des Mate r ia l s b e d i n g t e n Zufal l , u n d aueh j e t z t mSeh te ieh a m ehes t en den Zufa l l ffir den auff~l l igen B e f u n d ver- a n t w o r t l i c h m a c h e n I.

I ch mSch te d a h e r a u e h j e t z t noch, so nahe diese A r b e i t es legt , e r n e u t B e t r a c h t u n g e n f iber d ie A r t des E rbganges anzus te l l en , y o n so lehen absehen . U n d zwar u m so mehr , a ls sich aueh sons t die a n d e n ver- sch iedenen G r u p p e n e r h o b e n e n Befunde zum Tell n o c h n i e h t r e e h t in

1 Z. ~eur. 148, 255.

11"


Einklang miteinander bringen lassen. So wies ich ja auch in der friiheren Arbeit schon darauf hin, dab unter den Kindern schizophrener Probanden bisher insgesamt 9% Schizophrene gefunden wurden; die Beschaffenheit des Ehegat ten des Probanden wurde dabei nur insofern beriicksichtigt, als er nicht schizophren sein durfte. Nehmen wir Panmixie an, nehmen wir also an, dab der Proband genau so oft auf einen in bezug auf Schizo- phrenie heterozygoten Ehepar tner st6Bt, wie der Verbreitung solcher Heterozygoten in der BevSlkerung entspricht , so wiirden wir rechnen k6nnen, dab unter 5 - -6 die Ehe eingehenden Probanden einer die Ehe mit e inem heterozygoten Par tner eingeht. (Denn da wir fiir Schizo- phrenieh~ufigkeit in der Durehschnittsbev61kerung 1% annehmen, k6nnten wir mit 18% Heterozygoten in der Gesamtbev61kerung reehnen 1 Dabei ist allerdings eine vol lkommene Manifestationswahrscheinlich- keit angenommen, auch ist angenommen, dab Heterozygote ebenso- leicht zur Heirat gelangen wie yon der Schizophrenieanlage freie Homo- zygote.)

Wir h/itten dann bei 1/5--1/6 aller Ehen yon Sehizophrenen die M6g- liehkeit, dab unter den Nachkommen wieder Schizophrene sich l inden. Da wit als Ergebnis aller Ehen yon Schizophrenen mit einem Nicht- Schizophrenen 9% Schizophrene finden, miiBten also die El ternkreu- zungen, aus denen iiberhaupt k ranke Kinder hervorgehen k6nnten, rund 5- -6rea l 9% = 50% Kranke liefern. 50% aber wiirde ja gerade das aus der Kreuzung R R • DR zu erwartende Ergebnis sein, allerdings nur dann, wenn vollkommene Manifestationswahrscheinlichkeit angenommen werden kSnnte. Eine solche ist ja aber zum mindesten auf Grund der Zwillingsforschung unwahrscheinlich. Auch hier also stoBen wir auf Widerspriiche. Hoffentlich wird es weiterer Forschung gelingen sie aufzukl/~ren. Dazu beitragen kann, abgesehen yon der Vergr61]erung des Materials iiberhaupt, vielleicht vor al lem die Erforschung der Nach- k o m m e n geisteskranker Ehepaare und die Untersuchung der Nach- kommen solcher Personen, die man mi t Sicherheit entweder als D R oder R R Individuen ansprechen kann (also jedenfalls nieht als DD Indi- viduen). Auch die Bildung yon Gruppen von Probanden mit m6gliehst gleiehart igem klinischen Verlauf wird man immer wieder in Angriff nehmen miissen; bei unseren bisherigen Nachkommenuntersuchungen handelt es sieh ja in der Hauptsache um die Untersuehung der Nach- kommen yon Personen, die an der parano iden Form der Schizophrenie e rk rank t waren.

SehlieBlich diirfte aueh der Weg weiterfiihren, dab man Schizophrene mi t Kindern (ohne die Beschaffenheit der Kinder dabei zun/~chst zu beriieksiehtigen) in zwei Gruppen teilt, n/~mlich in solehe, bei der sich unter den Blutsverwandten der Probanden (abgesehen yon den Kindern)

1 Joha~nsen: Elemente der exakten Erblichkeitslehre, S. 572 f. Jena 1926.

eines Schizophreniematerials auf biologische Einheitlichkeit. ]65

einer oder mehre re Schizophrene f inden, und in eine Gruppe, bei de r die P r o b a n d e n (auch wieder ohne Ber i icks ich t igung der Be funde bei den Kindern ) als v611ig unbe las t e t in bezug auf Schizophrenie erscheinen. Man wird d a n n nachtr/~glich sehen, ob un te r den K i n d e r n der be l a s t e t en Sch izophren iep robanden sich verh/~ltnism/~Big mehr Schizophrene f i nden als un t e r den K i n d e r n der , ,unbe las te ten" .

Die ~berpriifung des Materials auf seine Uneinheitlichkeit dureh Anwendung der a priorischen Methode auf die Geschwisterreihen mit mehreren Kranken ist hiermit beendet. Ich m6chte jedoch nicht verschweigen, dab ich versucht habe, die Einheitliehkeit auch noch auf eine andere Weise zu iiberpriifen und dab diese Priifung im Gegensatz zu der eben geschilderten nicht ffir die uneinheitliche Zu- sammensetzung des Materials sprach. Zwar messe ich dieser nunmehr zu schfldern- den Untersuchung in unserem Falle keinen groBen Wert bei; aus welchen Griinden werde ich darlegen. Aber gerade wegen der abweichenden Ergebnisse fiihle ich reich doch verpflichtet auf die Untersuchung und ihre Ergebnisse, wenn auch nur kurz, einzugehen; in der Zusammenfassung werde ich allerdings dariiber nicht berichten. Es handelt sich darum zu untersuchen, ob unter de~ Eltern der Geschwisterreihen mit nur einem Merkmalstrdiger soviele Merkmalstr541er sind, wie mau zu erwarten hdtte, wenn die erbbiologische Beschaffenheit der Geschwisterreihen mit nur einem Merkmalstr~ger die gleiche w/~re wie die der Geschwisterreihen mit mehreren Merkmalstr~gern. Dabei mull beachtet werden, dall Geschwisterreihen mit nur einem Merkmalstritger im allgemeinen eine geringere Kopfzahl aufweisen als Geschwisterreihen mit mehreren Merkmalstri~gern 1. Wir kSnnten daher in der Gruppe der Geschwisterreihen mit nur einem MerkmalstrKger, obwohl sie yon Eltern der gleichen Art abstammten, allein deshalb nur einen Merkmalstr~ger in jeder Geschwisterreihe haben, weil die Geschwisterreihen besonders klein sind.

Wir werden daher untersuchen, welche Prozentzahl yon kranken Eltern wir unter den Eltern einer Gruppe yon n-kSpfigen Geschwisterreihen mit nur einem Kranken zu erwarten haben, wenn wir als Krankheitserwartung unter den Ge- schwistern die jeweiligen Prozentziffern annehmen, die wir fiir die gesamten Nach- kommen der Kreuzung gesund • krank einerseits und der Kreuzung gesund • gesund andererseits gefunden haben. Dabei werden wir als durehschnittliehe Kopf- zahl diejenige annehmen, die sieh bei der Gruppe der Geschwisterreihen mit nur einem Merkmatstr~ger ergibt (hier unter Einschlull des Probanden). Und wir werden diejenigen Geschwisterreihen, die yon der Kreuzung gesund • krank abstammen, und diejenigen, die yon der Kreuzung gesund • gesund abstammen, in dem Ver- h~ltnis zueinander in l~chnung setzen, in dem sie in der Gesamtheit des zur Unter- suehung stehenden erfallten Materials zueinander stehen. ]:)as n~here habe ieh bereits frtiher dargelegt ~

Fiir unser Schizophreniematerial ]autet nun die 1)rozentziffer fiir die Krank- heitserwartung yon Nachkommen der Kreuzung gesund • krank 11,7, fiir die der Kreuzung gesund • gesund 8,1 a. Die zweite Kreuzung tri t t 12,47mal sooft auf wie die erste (s. Tab. 7; 611:49). Die durchsehnittliche Kopfzahl der Ge- schwisterreihen mit nur einem Merkmalstrgger betr~gt einschlielllich des Probanden 3,7. Bei Berechnung dieser Ziffer wurde der Proband ganz gez~hlt, die iibrigen Geschwister wurden ihrem Alter entsprechend in Rechnung gesetzt. Die Zahl 2,7

1 Bei unserem Material lautet das Verh~ltnis tatsiichlich 2,7 : 3,9. 2 Z. Neur. 128, 790f. (1930). a Errechnet aus Tabelle 7 vorliegender Arbeit und den Angaben auf S. 155,

Zeile 26 und S. 162, Zeile 1 und 2 vor]iegender Arbeit.

166 Bruno Schulz: Versuch einer genealogisch-statistischen ~berpri i fung

stellt also gleichsam die durchschnittliche korrigierte Bezugsziffer dar, mi t der wir ja nach dem abgektirzten Verfahren Weinbergs zu reehnen pflegen. Die entsprechende Ziffer fiir Geschwisterreihen mit mehreren 1Vferkmalstr~gern lautet einschlieBlich des Probanden 4,9. Wir wollen also die Erwartungsziffern der kranken Eltern ffir

Tabelle 7. V e r t e i l u n g d e r G e s c h w i s t e r r e i h e n m i t e i n e m u n d m e h r e r e n S c h i z o p h r e n e n a u f d ie v e r s c h i e d e n e n E l t e r n k o m b i n a t i o n e n .

I Geschwisterreihen Init

mehreren nur einem Kranken Kranken

Ein Elter krank . - �9 I 10 (40,51 ) 39 (70,0)

m

Beide Eltern gesund ~ 125 (486,0) 486 (1363,0)

Geschwisterreihen mit der durchschnittl ichen Kopfzahl 3,7 errechnen, soweit es sich um Geschwisterreihen mit nut einem Kranken handel t 2. Der Einfachheit der Rechnung halber errechnen wir jedoch die Ziffer fiir Gesehwisterreihen mit der durchschnittliehen Kopfzahl 4 *.

Die Geschwisterreihen als Ergebnis der Kreuzung gesund X gesund lassen sich in 12,344 = 23 187 MOglichkeiten darstellen. (8,1% in anderer Form geschrieben

1 laute t 1 2 ~ ") Von diesen 23 187 Mfglichkeiten wiirden nach der Formel

W = (n) w r ( 1 - - w ) n - r * *

16 553 Geschwisterreihen keinen, 5819 Geschwisterreihen eineu, 771 Geschwister- reihen zwei, 45 Geschwisterreihen drei und eine Geschwisterreihe vier 1V[erkmals- tr~ger erhalten. Entsprechend lassen sich die l~achkommen der Kreuzung gesund x krank in 8 ,554= 5344 MOglichkeiten darstellen. Unter ihnen wiirden 3255 Ge- schwisterreihen mit keinem, 1716 mit einem, 341 mit zwei, 30 mit drei und eine Geschwisterreihe mit vier Merkmalstr/~gern sich finden. ErfaSt wiirden von den Geschwisterreihen der Kreuzung gesund X gesund 7500 Geschwisterreihen (ni~mlich 5819 einmal, 771 zweimal, 45 dreimal und eine viermal). ErfaSt wiirden v o n d e r Kreuzung gesund x krank 2492 Geschwisterreihen (n/tmlich 1716 einmal, 341 zweimal, 30 dreimal und eine viermal). Die 5819 Geschwisterreihen mit einem Kranken liefern 11 638 Eltern. Die Kreuzung gesund X gesund, yon der diese Ge- schwisterreihen abstammen, t r i t t in der bier wiedergegebenen Berechnung 7500 :

1 Die eingeklammerten Ziffern stellen die korrigierten Bezugsziffern, also die Zahl der Geschwister, wenn man diese ihrem Alter entsprechend in Rechnung setzt, dar. Ffir die hier in Frage kommende Berechnung ist diese Ziffer noch jeweils um die Zahl der Probanden zu vermehren.

2 Bei den Berechnungen Z. •eur. 128, 803--807 wurde versehentlich bei der Bereehnung der durehschnittlichen Kopfzahl iiberall der Proband fortgelassen. Eine wesentliehe Xnderung der Ergebnisse t r i t t dadureh in den dort gebrachten Beispielen nicht ein.

* Wir erhalten, wie wir gleich sehen werden, eine Erwartung yon 3,3% kranker El te rn ; beim Rechnen mit einer durehsehnittl ichen Kopfzahl yon 3 wiirden wir 3,5 % erhalten.

** In der Formel bedeutet W die Wahrscheinlichkeit des Auftretens der Ge- schwisterreihen mit r Merkmalstr~gern, n die durchschnittl iche Kopfzahl der Geschwisterreihen, w die Wahrscheinlichkeit des Auftretens von Merkmalstr/~gern (also dasselbe, was in vorliegender Arbei t bisher als p bezeiehnet wurde), r die Zahl der Merkmalstr~ger. N/~heres siehe Z. Neur. 123, 801 (1930).

eines SehizophreniemateriMs auf biologische Einheitlichkeit. 167

2492 ~ 3real so oft auf wie die Kreuzung gesund • krank. Dami t beide gleich hgufig auftreten, ist die El ternzahl 11 638 dutch 3 zu teilen. Dami t sie 12,47mal h~ufiger als die El tern der Kreuzung gesund • krank auftri t t , wie es ja in dem vorliegenden Material tatsgchlieh der Fall ist, ist sie mi t 12,47 zu multiplizieren. Das Ergebnis sind 48 414 El tern. Diese Ziffer ist zu vermehren um 3432 Eltern, die 1716 Elternpaare gesund X krank bilden. Unter den im ganzen 51 846 El tern finden sich also 1716 kranke Eltern, das sind 3,3%.

Gegeniiber dieser Erwartungsziffer steht, wie sich aus Tabelle 7 ergibt, eine Erfahrungsziffer yon 3,7 % kranker Eltern unter den Eltern der Geschwisterreihen mi t nur einem Kranken ; ngmlich unter (486-4-39 ~ ) 525 Geschwisterreihen mi t 1050 El tern 39 kranke Eltern. Das sprgche also nicht dafiir, dab sich unter den Eltern der Geschwisterreihen mi t nur einem Kranken ,,zu wenig" Kranke finden. Aber wie schon angedeutet , halte ich die hier wiedergegebene l~berpriifungsart, wie ich bei ihrer ersten Ver6ffentlichung bereits ausfiihrte, fiir ziemlich ungenau. So rechnen wir ja hier mi t Ziffern fiir die Erkrankungswahrscheinlichkeit w, die am Gesamtmaterial gewonnen sind, also an einem Material, das mfglicherweiso exogen bedingte Fglle enthgl t 1. Es kommt noch ein Umstand hinzu, den ich damals bei der Darstellung der Methode und ebenso bei der eben wiedergegebenen Anwendung auf u_user Schizophreniematerial nicht beriicksichtigt habe. Von der El ternkreuzung gesund • gesund s tammen im vorliegenden Material Kinderreihen yon der durchschnittlichen Kopfzahl 2,97, yon der Elternkreuzung gesund X krank s tammen solche yon der durchschnit t l ichen Kopfzahl 2,25 (beidemal ohne Probanden). Je kleiner die Kopfzahl, desto gr6Ber die Aussicht, dab in die Geschwisterreihe nur ein Kranker kommt. Es t rggt also der Umstand ,dab die l~'achkommen der Eltern- kreuzung gesund • krank so wenig zahlreich sind, dazu bei, dab in den Geschwister- reihen der Nachkommen dieser Kreuzung sich oft nut ein Kranker finder. (Wenn natiirlich auch bei gleicher Kopfzahl unter den Kinderreihen die El ternkreuzung gesund • krank prozentual mehr kranke Kinder haben wird als die El ternkreuzung gesund • gesund.)

Es war nicht n6tig, diesen Umstand bei den friiheren Berechnungen praktisch zu berficksichtigen. In dem dort verwendeten Material Lokays betrug die Kopfzahl der Geschwisterreihen, die der Kreuzung gesund x gesund ents tammten, ohne Probanden 2,84, die der Geschwisterreihen, die der Kreuzung gesund X krank ent- stammten, 2,77 (s. Lokay ~ S. 117). Und in den dort ebenfalls zur Untersuchung ge- kommenen Material Gerums ergibt sich fiir die Nachkommen der Kreuzung gesund • gesund 3,5, fiir die der Kreuzung gesund x krank 3,3 (Gerum a S. 374, 356, 350). An und fiir sich ist es ja auch durehaus wahrscheinlich, dab die Schizophrenie eines Elters die Fruchtbarke i t des betreffenden Elternpaares herabsetzt, dab dagegen die Epilepsie und der Schwachsinn das nicht oder kaum tun. Immerhin h~tte damals auf die MSglichkeit hingewiesen werden miissen, dab die verschiedene durchschnittliche Kopfzahl der Geschwisterreihen, die yon verschiedenen Kreu- zungen stammen, das Ergebnis triiben kann.

Auch soweit das Schizophreniematerial in Frage kommt, das in der vorliegenden Arbeit iiberpriift wurde, glaube ich nicht, dab die verschiedene durchschni t t l iche Kopfzahl der yon verschiedenen Kreuzungen stammenden Gruppen das Ergebnis betr/~chtlich beeinflussen diirfte. Die Differenz 2,97--2,25 ~ 0,72 ist jedoch immerhin gr6Ber als bei dem eben erwKhnten Material Lokays und Gerums, und so wollte ich doch darauf aufmerksam machen, dab mSglicherweise ein geringes Zuriick- bleiben der Erwartungsziffer hinter der Erfahrungsziffer bei der hier angegebenen Art der Berechnung darauf beruhen kann, dab bei dieser Berechnung die

1 Ngheres dariiber siehe Z. Neur. 123, 806 (1930). - - ~ Z. Neur. 122 (1930). -- a Z. Neur. 115, (1928).

168 Bruno Schulz: Versuch einer genealogisch-statistischen (Jberprtilung

verschiedene Fruchtbarkeit der verschiedenen Elternkreuzungen nicht beriicksichtigt wurde. Grol]en praktischen Wert aber lege ich gerade in unserem l~alle der eben wiedergegebenen Art der ~berprfifuIig vor allem auch deshalb nicht bei, weft bei ihr die H~ufigkeit der Schizophrenie unter den Eltern die ausschlaggebende Rolle spielt, ich jedoch -- worauf schon mehrfach hingewiesen -- annehmen mSchte, dab die von schizophrenen Eltern abstammenden Geschwisterreihen unseres Mate- rials zufalligerweise ungewShnliche Verh~ltnisse aufweisen, die nicht als repr~sen- tativ anzusprechen sind.

Zusammenfassung. Es sollte ein Schizophreniematerial auf seine biologische Einheitlich-

keit fiberprfift werden, und zwar dadurch, dab einerseits ffir Geschwister- reihen mit mehreren Kranken die Erwar tung der H/~ufigkeit der Kranken, andererseits die Erwartung der H~ufigkeit der Geschwisterreihen mit nur einem Kranken berechnet wurde. Dabei muBte allerdings berficksichtigt werden, dab die Prfifung an einem Material vorgenommen wurde, das auf dem Wege der Stichprobenauslese erfaBt war und in dem sich infolgedessen verhi~ltnism~Big zu viel Geschwisterreihen mit mehreren Kranken befanden oder doch befinden konnten, und bei dem fiberdies mit unvollkommener Manifestationswahrscheinlichkeit des Merkmals gerechnet werden muBte.

Ware das Material einheitlich, so h~tten die Geschwisterreihen mit mehreren Kranken bei der bei ihnen angewandten Berechnungsart eine gleich grol~e prozentuale Schizophrenieh~ufigkeit fiir die gesamte (nicht nur ffir die erfal]te) Nachkommenschaft der Elternkreuzungen yon der Art der hier zusammengefal]ten errechnen lassen mfissen wie das Gesamt- material bei der bei ihm angewandten Berechnungsart . Zweifellos aber ergab die Berechnung auf Grund der Befunde bei den Geschwisterreihen mit mehreren Kranken eine h5here Ziffer als die auf Grund der Befunde des Gesamtmaterials. Wegen der MSglichkeit einer unvollkommenen Manifestationswahrscheinlichkeit, die bei den einzelnen Geschwisterreihen verschieden groB sein kann, l~Bt dieser Befund keine einheitliche Deutung zu. Es kSnnte so sein, dab sich unter den Geschwisterreihen mit nur einem Kranken F~tlle finden, die nicht erblich sind (wenn man will, also keine Schizophrenien sind), die also gleichsam f/~lschlicherweise in das Material gelangten, und dadurch die Zahl der Geschwisterreihen mit nur einem Kranken fiber Gebfihr vermehrt haben. Es k6nnte aber auch so sein, dab sich die Geschwisterreihen mit mehreren Kranken, oder wenigstens ein Teil yon ihnen, dadurch vom Gesamtmaterial oder wenigstens einem Teil des Gesamtmaterials unterscheiden, dab die Anlage zur Schizophrenie in diesen Geschwisterreihen eine hShere Manifestations- wahrscheinlichkeit besitzt.

Ffir diesen zweiten Umstand wiirde sprechen, dab in zwei Gruppen des Materials, die nach dem Vorhandensein oder dem Fehlen yon Angaben fiber ~uBere Ursachen der schizophrenen Erkrankung der Probanden


gebildet wurden, in jeder dieser beiden Gruppen auch die Geschwister- reihen mi t mehreren Kranken eine verschiedene Schizophrenieh/~ufigkeit errechnen lieBen. Allerdings sind die Unterschiede so gering, dab sie noch durchaus nicht als gesichert angesehen werden kSnnen.

Die Befunde bei den Gesehwisterreihen, die yon einem schizophrenen oder vermut l ich schizophrenen Elternteil abs tammen, scheinen zwar ebenfalls fiir eine famili/~r beding~e versehieden hohe Manifestations- wahrscheinlichkeit der Schizophrenie zu sprechen. Auch hier n/~mlich lassen die nur an den Geschwisterreihen mi t mehreren Kranken erhobenen Befunde hShcre Ziffern errechnen als die am Gesamtmater ia l erhobenen Befunde, was darum auff/illig ist, well bier ja auch die Geschwisterreihen mi t nur einem Kranken yon schizophrenen El te rn abs tammen, die Kranken auch in diesen Geschwisterreihen also m i t grofler Wahrscheinlichkeit erbliche Ffille sind. Doch auch bier ist das" Material noch viel zu klein, bzw. der Untcrschied zu gering.

Will man yon einer etwaigen verschieden hohen Manifestat ionswahr- scheinlichkeit absehen und die einander widersprcchenden Befunde im Gesamtmater ia l und in den Geschwisterreihen mit mehreren K r a n k e n nur so erld/~ren, dab sich unter den Geschwisterreihen mit nu t einem Kranken eine Anzahl exogen bedingter Psychosen (also keine Erb- schizophrenien) fanden, so wiirde deren Zahl, wenn wir einmal aUe ]3e- funde nicht nur innerhalb der Fehlergrenzen, sondern absolut als gesichert anschen, auf 71 zu sch/~tzen sein unter im ganzen 512 hier zu beriick- sichtigenden Geschwisterreihen. Daftir abet jedenfalls spricht die Unter - suchung, dab entweder ein Tell der Geschwisterreihen mit nut e inem Kranken nicht in das Material hinein gehSrt, oder dab das Material eine famili/~r verschiedene Manifestationswahrscheinlichkeit aufweist. Der eine wie der andere Befund wiirde gut zu dem Ergebnis einer friiheren Untersuchung am gleichen Material passen, der dahin ging, dab die Ge- schwisterreihen derjenigen 1)robanden, bei denen eine ituBere Ursache fiir die Ents tehung der Schizophrenie angeschuldigt war, eine geringere Schizophrenieh/~ufigkeit aufzuweisen ha t ten als die Geschwisterreihen derjenigen 1)robanden, bei denen solche Angaben fehlten.

An sich ist auch mSglich, dab die Geschwisterreihen mit mehreren Kranken deshalb h6here Ziffern errechnen liegcn, weil sich unter ihren El tern verh/~ltnism/~Big h/iufiger als im Gesamtmater ia l unerkannte recessive Homozygoten befunden haben kSmlten. Anhal tspunkte fiir diesc MSglichkeit haben sich nicht ergeben. Sollte sie abet delmoch for unser Material zutreffen, so wiirde man diese Tatsache ja auch nur wieder als Beweis fiir die Annahme einer unvol lkommenen Manifestations- wahrscheinlichkeit (hier einer solchen bei den Eltern) zu werten haben. Es steht zu hoffen, dab Untersuchungen dieser Art an grSBerem Material noch zur K1/~rung der Frage beitragen.

Z. f. d . g. N e u r . u . P s y c h . 151. l l a

170 Bruno Schulz.

Aul3er dem oben dargelegten eigentlichen Ergebnis der Arbeit (die eigentliche Aufgabe der Arbeit war ja, das Material auf seine Einheitlich- keit zu prfifen) zeigte sich noch als ein methodologisch interessantes Ergebnis, da$ auch hier wieder unter Berficksichtigung des Grades der Stichprobenauslese die a priorische Methode die gleichen Ziffern lieferte wie die Probandenmethode.

Zweitens wurde deutlich vor Augen geffihrt, wie nahe bei Anwendung der a priorischen Methode die Erwartungsziffern aneinander liegen k5zmen, auch wenn man verh/~ltnism~l~ig welt yon einander liegende Prozentziffern ffir die H/~ufigkeit der Merkmalstr~ger unter den ~qach- kommen bestimmter Elternkreuzungen (wenn man diese Nachkommen- reihen fiber einen in ihnen enthaltenen Merkmalstri~ger gewonnen hat) annimmt.

Es sei mir erlaubt, Herrn Sanit/~tsrat Weinberg fiir die vielfache Unterstfitzung, die er m~ bei dieser Arbeit hat zuteil werden lassen, meinen aufrichtigen Dank auch an dieser Stelle zum Ausdruck zu bringen.

Nachtrag bei der Korrektur. Weinberg teilte mir inzwischen mit, daft er es jetzt ffir richtiger halt, bei Ausz~hlung auf Schizophreniehiiufigkeit die zwischen dem 16. und 40. Jahre Ausgeschiedenen nicht zur It/~lfte, sondern zu zwei Dritteln in Rechnung zu setzen. In vorliegender Arbeit konnte das nicht mehr berficksichtigt werden.

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Versuch einer genealogisch-statistischen Überprüfung eines Schizophreniematerials auf biologische Einheitlichkeit