De lichaamsgesteldheid van den
loteiing bij verschil in welstand

J

A. qu.
192

De lichaamsgesteldheid van den
loteling bij verschil in welstand

De lichaamsgesteldheid van den
loteling bij verschil in welstand

PROEFSCHRIFT TER VERKRIJGING VAN DEN GRAAD VAN

DOCTOR IN DE GENEESKUNDE

AAN DE RIJKSUNIVERSITEIT TE UTRECHT, NA MACHTIGING
VAN DEN RECTOR MAGNIFICUS Dr. C. EIJKMAN, HOOG-
LEERAAR IN DE FACULTEIT DER GENEESKUNDE, VOLGENS
BESLUIT VAN DEN SENAAT DER UNIVERSITEIT, TEGEN
DE BEDENKINGEN VAN DE FACULTEIT DER GENEES-
KUNDE TE VERDEDIGEN OP DINSDAG 26 NOVEMBER 1912
DES NAMIDDAGS TE 4 UREN DOOR

WILLEM FREDERIK ENKLAAR,

ARTS, OFFICIER VAN GEZONDHEID,
GEBOREN TE DEVENTER

AAN MIJNE VROUW

Na het voltooien van dit proefschrift rest mij de aan-
gename taak in de eerste plaats U Hooggeleerde Ei.jkman,
hooggeachte Promotor, mijn hartelijken dank te betuigen,
voor den steun, dien ik bij de samenstelling van mijn
werk van U mocht ondervinden.

Ook U, Hoogleeraren en Lectoren der Medische Facul-
teit, mijn dank voor hetgeen Gij tot mijn vorming hebt
bijgedragen.

Est in numero quiddam divinum.

Ciceko.

INLEIDING.

In steeds ruimer kring valt ook in ons land in de
laatste jaren belangstelling op te merken voor sociaal-
hygienische vraagstukken. De aandacht, geschonken aan
het werk van Moquette »Onderzoekingen over volks-
voeding in de gemeente Utrecht«, levert hiervan een
direct bewijs.

Behalve de volksvoeding zelf, behandelt Moquette in
bovengenoemd werk den lichamelijken toestand van de
kinderen, den »graadmeter van de volksgezondheid«, en
komt hier tot het resultaat, dat gedurende den school-
leeftijd van zeven tot dertien jaar, de kinderen der minder
gegoeden in slechter physieken toestand verkeeren, dan
die der meer gegoeden, een verschil, dat zich vooral
uitspreekt in een meerdere lichaamslengte en grooter
gewicht en een beter algemeen beoordeelingscijfer der
gegoeden. Moquette wijst tevens, als de oorzaken van
dit verschil, op de slechtere voeding en ongunstiger
hygienische toestanden bij den minder gegoede.

De vraag drong zich aan mij op, of dit verschil, na
het verlaten der lagere school, met den verderen groei

i) Academisch proefschrift, Utrecht 1907.

van het organisme verandert of zich handhaaft, zij leek
mij van belang en een onderzoek waard, te meer, waar
deze vraag voor ons land slechts hier en daar is onder-
zocht en mijns inziens te weinig rekening is gehouden
met de verschillende factoren, die den lichamelijken toe-
stand bepalen, als daar zijn lengte, gewicht, borstomvang,
het bezit van physieke deugden en gebreken, men zou
kunnen zeggen, met de positieve en negatieve teekenen
van lichamelijken welstand.

Het best zou de vraag tot oplossing zijn te brengen,
indien van jaar tot jaar in massaonderzoek dezelfde
individuen der verschillende categorieën aan een onder-
zoek werden onderworpen, of, zooals Moquette deed,
indien de vertegenwoordigers der genoemde klassen, naar
hun leeftijd gerangschikt, onderzocht werden.

Aldus zou inderdaad de geleidelijke ontwikkeling der
verschillende groepen stap voor stap kunnen worden
nagegaan en in een graphisch beeld worden weergegeven.

Beide methoden, hoewel theoretisch juist, stuitten op
practische bezwaren, daar het mij niet mogelijk bleek,
een materiaal te verzamelen, dat aan de bovengestelde
eischen voldeed.

Voor de hoogere welstandsklassen zouden gymnasium
en hoogere burgerschool een voldoend materiaal kunnen
leveren, maar voor de lagere standen bleek mij een
bruikbare materie niet te vinden.

In plaats dus van een onderzoek naar de geleidelijke
ontwikkeling van het organisme bij verschil in welstand,
moest de vraag eenigszins anders gesteld worden en
wel aldus: »Hoe is de lichaamsgesteldheid op een be-
paalden, bv. negentienjarigen leeftijd bij de diverse
maatschappelijke standen?«

Als vanzelf «werd ik gedreven naar liet tijdstip van

negentien jaar, den militieplichtigen leeftijd, waar de
loting in grooten getale Nederlanders van denzelfden
ouderdom maar van eiken rang en stand samenbrengt.
In deze vogels van diverse pluimage meende ik het
materiaal te kunnen vinden voor de oplossing van de
bovengestelde vraag.

Het onderzoek zou dus weergeven een momentopneming
van een groot aantal negentienjarige jongelieden in een
bepaald kalenderjaar. Dat ik deze momentopneming uit-
strekte over een reeks kalenderjaren, geeft het voordeel,
dat hierdoor mogelijk werd in het algemeen een inzicht
te krijgen in den ontwikkelingsgang van de mannelijke
bevolking op negentienjarigen leeftijd, en dat tevens kon
worden nagegaan, in welke mate iedere welstandsgroep
aan die ontwikkeling deelneemt.

Dat liet onderwerp naast een wetenschappelijken ook
een maatschappelijken kant heeft, is duidelijk. Het komt
aan de belangrijkheid ervan ten goede. Ik herinner aan
de studie van Steinmetz:¹) »De toekomst van ons ras«
en aan de vraag door Gjïuber ²) en anderen besproken:
»Voert de hygiene tot ontaarding van het ras?« Ik hoop
gelegenheid te vinden deze en aanverwante vragen nader
ter sprake te brengen.

Om verschillende redenen viel mijn keus op de militie-
plichtigen van de gemeente Utrecht. Een van de voor-
deelen leek mij, dat mijn onderzoek in zekeren zin zou
aansluiten by dat van Moquette, dat het in ieder geval
vergelijking zou toelaten.

Hoe het onderzoek door mij verricht werd en tot welke
resultaten het leidde, zal in hoofdstuk II besproken worden.
Terloops wil ik er op wyzen, dat in Duitschland ook reeds

1 1) de Gids, Octobcr 1910.

2 ) Müncli. Med. Woclieiisclirift 1903, No. 40.

in deze richting gewerkt is en dat aldaar de »Einjahrigen-
statistik« het onderzoek zeer vereenvoudigt. Ten onzent
ontbreekt een dergelijk gerangschikt materiaal ten
eenen male.

Zonder in details te treden kan ik dan ook niet nalaten
te vermelden, dat door mij voor het eerst gebruik gemaakt
is van de directe methode, waarbij alle militieplichtigen
individueel met behulp van het kaartsysteem zijn nagegaan.

Ik heb mij dus niet tevreden gesteld met globale statis-
tieken, ik meende fijner te moeten specificieeren om een
inzicht te krijgen in de samenstelling van onze militie-
plichtige jongelingschap en achtte den meerderen arbeid,
die deze individualisatie onherroepelijk met zich brengt,
ruimschoots vergoed door de winst aan nauwkeurigheid.

Een tweede vraag, die zich bij mij naar voren drong,
vindt haar oorsprong in den aard mijner betrekking, die
mij veel met keuringen in aanraking brengt, het is deze,
of het mogelijk is, de lichamelijke gesteldheid te toetsen
aan een formule, waarvoor de proefpersoon de samen-
stellende factoren levert.

Indien dit werkelijk mogelijk ware, zou het de beslissing
in twijfelachtige gevallen vergemakkelijken, een voordeel,
dat ieder keurend geneesheer mij dadelijk zal toegeven.

Te dien einde werden door mij gegevens, betreffende
goedgekeurde manschappen uit het garnizoen Ede, ver-
zameld en aan een onderzoek onderworpen.

In hoever het mij gelukt is, iets in deze richting be-
reikt te hebben zal uit hoofdstuk III blaken.

Hoewel ons keuringsreglement, in tegenstelling met
vele buitenlandsche, geen bepalingen daaromtrent bezit,
behalve de in 1912 ingevoerde en mijns inziens minder
gelukkige wijzjging, waarbij een borstomvang van minder

dan 80 c.M. ongeschikt maakt voor den dienst, is mij
bekend, dat ook hier te lande aan de formule van Pignkt,
een betrekking tnsschen lengte, gewicht en borstomvang,
waarde wordt toegekend.

Het leek mij daarom van belang deze formule te toetsen
aan hetzelfde materiaal. Ook de resultaten van dat onder-
zoek zullen in hoofdstuk III worden meegedeeld.

HOOFDSTUK I.

Beschouwingen in verband met de litteratuur.

Van een groep personen te onderzoeken de lichame-
lijke gesteldheid, hoewel op zich zelf reeds een beperking,
is toch nog een zoo veelzijdig onderwerp, dat het niet
verwonderen kan, dat door verschillende onderzoekers
nu eens deze dan gene kant scherper belicht wordt. De
een zal het zwaartepunt leggen op de studie van zuiver
anthropometrische factoren, zooals lengte, gewicht, borst-
omvang, een ander zal meer zijn aandacht vestigen op
physiologische functies en ademhaling, stofwisseling,
lichaamskracht bij zijn onderzoek betrekken, terwijl weer
een ander de pathologie op den voorgrond zal stellen
en aan de morbiditeit een eerste plaats inruimt.

Een volledig litteratuuroverzicht ligt dan ook niet in
mijn bestek, ik wil slechts dat in herinnering\' brengen,
wat mij in verband met mijn eigen onderzoek het be-
langrijkst voorkomt.

Bij het bestudeeren van biologische feiten zij men er
steeds op bedacht de rasinvloeden te elimineeren, om
niet tot onjuiste conclusies te komen.

Een gevolg hiervan is, dat wij de mededeelingen uit

het buitenland niet zonder meer als ook voor ons land
geldend mogen beschouwen en zelfs ook voor Neder-
landsclie onderzoekingen hierop bedacht moeten zijn.

De lengte van een volk of van een groep personen is
veelvuldig een punt van onderzoek geweest, omdat men
die lengte als een indicator van de lichamelijke gesteld-
heid beschouwde. Een meerdere lengte geldt in het alge-
meen als een gunstig verschijnsel, niet alleen voor volken
als geheel beschouwd, maar ook voor groepen uit dat volk.

Tegenspraak op dit punt kon ik in de litteratuur niet
ontdekken, wel vond ik het herhaaldelijk bevestigd, zoo bij
von Vogl »Es steht unanfechtbar fest, dasz Völker-
stämme mit bedeutenderer Körpergrösze auch an Kraft
und Fülle die »kleineren« überwiegen; der Schwede
und Norddeutsche sind nicht allein viel gröszer, sondern
auch von Geburt an viel kräftiger als der Franzose und
der Süddeutsche.«

Ook in onze litteratuur b.v. Steinmetz, waar hij schrijft
in het Ned. Tijdschrift voor Geneeskunde 1911, pg. 851,
over een nieuw menschenras in Amerika: »Trouwens
Boas wijst er op, dat tenminste de Oost-Europeesche
Joden de gunstige gevolgen zelfs in de overvolle deelen
van New-York vertoonen door grooter lichaamslengte en
gewicht van de kinderen« en verder: »waar HouzÉ,
Denikek, Bolk aannemen, dat de welvaart de gestalten
langer maakt« enz.

Zoo ook vinden wij bij Moquette in zijn dissertatie
zijn gunstiger oordeel over de schoolkinderen uit ge-
goeden stand ten opzichte van de armere, ten deele ge-

von Vogl : Die Sterblichkeit der Säuglinge und die Wehrfähig-
keit der Jugend. München 1909. Lehmanns Verlag, pag. 10.

«

baseerd op de meerdere lengte bij de gegoede klasse.

Het spreekt dus wel van zelf, dat ik, een onderzoek
instellend naar de lichamelijke gesteldheid bij verschil
in welstand, allereerst mijn aandacht wijdde aan de
lengte der betreffende personen en niet onvermeld kan
laten, hetgeen reeds op dit punt gepubliceerd is.

Het kwam mij evenwel noodzakelijk voor, ten einde de
beoordeeling te verruimen, om mij niet te vergenoegen
met eene vergelijking van de lengte alleen, maar ook
andere factoren bij het onderzoek te betrekken.

Zoo kwam ik er toe om, waar mogelijk, ook het lichaams-
gewicht en den borstomvang na te gaan, daar toch al
deze factoren tezamen de constitutie bepalen. Ook van
belang leek mij te onderzoeken, hoe het gesteld was bij
onze militieplichtigen met de redenen van afkeuring,
daar wij daardoor een inzicht zouden krijgen in de fre-
quentie van verschillende ziekten en gebreken bij de
diverse categorieën.

Tot zoover gaat mijn onderzoek, maar hiermee is het
onderwerp nog niet uitgeput, want verder gaande, zouden
steeds nieuwe vragen zich aan ons opdringen en zouden
wij voor iedere categorie een geheele anthropologie
moeten opbouwen; dan pas zou een volledig oordeel of
liever een juiste vergelijking mogelijk zijn.

Ik vind deze gedachte uitgewerkt bij Niceforo, waar
hij in zijn »Anthropologie der nicht besitzenden Klassen«
schrijft over zijn methode ën zijn programma:

»De wetenschappelijke natuuronderzoeker onderzoekt
in de eerste plaats de physische structuur van den mensch

(lengte, borstomvang, schedel, enz.), zijn physiologische

•

en pathologische kenteekenen (gewicht, kracht, adem,
afstamming, gqboorte-, ziekte- en sterftecijfers), zijn eth-

nografische bijzonderheden (beschaving\', gebruiken, geloof,
kunst en godsdienst) en zijn psychologie.«

»Daarna zoekt hij, altijd met behulp van de experimen-
teele methode en alle middelen, die de moderne natuur-
wetenschap hem aan de hand doet, naar den oorsprong
der door hem vastgestelde feiten en verricht zoodoende
het grondigste onderzoek, dat men over een groep
menschen maken kan. Hij tracht in één woord de geheele
anthropologie van deze groep te geven.«

»Daar de anthropologie toch niet anders is dan het
natuurwetenschappelijk onderzoek van het levende wezen
»inensch« — evenals de zoölogie het natuurwetenschap-
pelijk onderzoek is van de overige levende wezens, de
botanie, die van de planten en de mineralogie, die van
de steenen, — zoo bestaat haar taak natuurlijk in het
navorschen en het oorzakelijk vaststellen van de physisclie
en physiopathologische, ethnographische, psychologische
en psychopathologische kenteekenen van een bepaalde
groep menschen. Nu is één ding zeker: de onderzoekings-
methode, die voor de anthropologie van een stam, een
volk, een ras of het een of ander bepaald onderdeel van
de menschlieid, gebruikt wordt, moet precies dezelfde
zijn als die, welke men bij het vaststellen der anthropo-
logie van een sociale klasse noodig heeft.

Er behoort geen bijzonder scherpe wetenschappelijke
blik toe om in te zien, dat de klassen van onze maat-
schappelijke samenleving, die toch een zeer verschillende
levenstaak verrichten, ook in anthropologisch opzicht
door zeer diepe verschillen gescheiden zijn en dat deze
verschillen soms zoo scherp omschreven zijn als het
verschil, dat op physiologisch, ethnographisch en psy-
chologisch gebied tusschen verschillende stammen en
volken bestaat.«

»Heeft niet reeds Alexis de Toqueville in zijn beroemd
werk over de democratie in Noord-Amerika, de opmerking
gemaakt, dat de klassen der maatschappelijke samenleving
verschillende naties in een staat vormen?«

Dit alles overwegend werd ik mij den omvang mijner
taak bewust en werd het mij a priori duidelijk, dat het
onderzoek, hetwelk ik mij ten doel stelde, bij lange na niet
voldoende was om een volledig oordeel uit te spreken,
waar nog zooveel vraagpunten onaangeroerd bleven, ook
al hadden wij zelf reeds dat doel nader beperkt, door
alleen de lichamelijke gesteldheid na te gaan.

Moge het aan den éénen kant een gevoel van onvol-
daanheid geven te weten, een niet geheel volledig onder-
zoek te kunnen leveren, aan den anderen kant zal deze
wetenschap, die ons althans het bestaan van die terrae
incognitae heeft doen kennen, ons bewaren voor een
oordeel, dat bij nader onderzoek als te weinig gemotiveerd
of onjuist beschouwd zou moeten worden.

Althans voor een deel meegewerkt te hebben aan de
oplossing van de vraag, hoe de constitutie der militie-
plichtigen is bij de verschillende welstandsklassen, leek
mij de gegeven moeite waard.

Terugkeerend tot de litteratuur over dit onderwerp,
wil ik allereerst noemen, om met Nederlandsche litteratuur
te beginnen, het onderzoek door Dr. G. W. Bruinsma
ingesteld: »De vermeerdering van de lichaamslengte der
mannelijke bevolking van Nederland«, omdat het met het
door mij verrichte onderzoek vele aanrakingspunten
heeft.

Zooals de titel aanwijst, was het hoofddoel het aan-

toonen van een toeneming in lengte. Brüinsma heeft dit
voor de jaren 1868 tot 1905 nagegaan, niet alleen door
de gemiddelde lengte der lotelingen te berekenen in vijf-
jarige perioden, welke gemiddelde lengte in die veertig
jaar een stijging van 3^x/₂ c.M. bleek te hebben ondergaan,
maar ook door provinciesgewijze de procentische ver-
andering in bepaalde lengtegroepen na te gaan, waarbij
hem bleek het afnemen van het aantal kleine lotelingen
en een toenemen van dat der grootere.

Voor nadere bijzonderheden moet ik naar het origineel
verwijzen, dat een aandachtige lezing zeker waard is.

Jammer, dat Bruinsma de woorden »loteling« en »mili-
cien« als synoniem gebruikt, wat immers in werkelijkheid
geenszins het geval is, zooals in het volgend hoofdstuk
even ter sprake zal komen. Moquette toch, schrijvend in
zijn proefschrift pag. 50 over die toeneming in lengte,
wordt daardoor tot een misschien juiste, maar zeker op
onjuiste gronden gestelde hypothese verleid, waar hij
zegt: »Niet onwaarschijnlijk is hier de invloed van den
persoonleken dienstplicht, die de rijkere klassen inlijft
in het leger, van invloed geweest.

De persoonlijke dienstplicht laat de lengte der lotelin-
gen — het onderzoek van Bruinsma betreft lotelingen —
onveranderd, tenzij ^men bewijst, dat die dienstplicht de
rijkere (langere) klasse aanspoort in relatief grooter getale
dan vroeger ter loting te verschijnen, wat inderdaad niet
onmogelijk is, daar velen hunner thans zelf graag hun lot
willen beproeven. Ook hierover in het volgend hoofdstuk.

Wat de studie van Bruinsma echter vooral voor ons"¹onderwerp van belang doet zijn, is het feit, dat hij
bovendien zijn aandacht gewijd heeft aan de lengte van
vertegenwoordigers uit verschillende maatschappelijke
klassen. Hij vergelijkt te dien opzichte cadetten met

kader (Instructie-Bataljon Kampen en Instructie-Com-
pagnie Schoonhoven) en met schepelingen (marine) en
geeft bovendien nog een onderzoek bij een 168 medische
studenten.

Bruinsma vindt inderdaad een meerdere lengte bij
grooter welstand en komt onder meer tot de volgende
conclusie:

»de meerdere lengte staat in onmiddellijk verband met
de gegoedheid en de maatschappelijke klasse, eveneens
met de geregelde voeding der individuen«.

Een volkomen overeenstemming met de bevindingen
van Moquette bij zijn schoolkinderen.

Bruinsma heeft deze verschillen niet in centimeters
uitgedrukt, daar hij niet gewerkt heeft met gemiddelde
lengten, zooals in mijn voornemen lag, maar met ver-
schillende lengtegroepen. Dit doet echter tot de kern der
zaak niets af.

Dit positief resultaat ontsloeg mij mijns inziens niet
van de verplichting bij het Utrechtsche materiaal, dat ik
had uitgekozen, ook op de lengte te onderzoeken, hoewel
ik gelijkluidende resultaten verwachtte.

Bij in andere opzichten onverwachte resultaten zou
men mij in -dat geval dadelijk hebben kunnen ontwapenen
met de veronderstelling, dat een onderzoek naar de lengte
ook wel anders zou zijn uitgevallen.

Dat Bruinsma zich niet tevreden heeft gesteld met een
onderzoek naar de lengte alleen, maar ook vermeerderde
groei van hoofd en voet heeft »kunnen vaststellen, wil
ik slechts terloops vermelden.

Wat mij meer interesseerde is het feit, dat hij ook zijn
aandacht heeft gewijd aan het aantal afkeuringen, dat
van 1875—1905 plaats had. Weliswaar gaat hij hier niet
ver op in, wat betreft den aard dier afkeuringen, zooals

Bruinsma zelf trouwens opmerkt, ook is een onderschei-
ding van maatschappelijke categorieën achterwege gelaten,
maar toch moge er aan herinnerd worden, dat Bruinsma
hier cle aandacht heeft gevestigd op een wijze van breeder
onderzoek, die zich niet blind staart op één punt.

Een uitgebreider onderzoek naar die redenen van af-
keuring kwam mij dan ook zeer noodig voor, waarbij
in. i. een eerste plaats moest ingeruimd worden voor het
onderzoek naar het voorkomen van bepaalde ziekten en
gebreken. Dat hierbij ook weer het verschil bij de diverse
standen wordt nagegaan, volgt uit het voorgaande van zelf.

Onze litteratuur levert in dit opzicht verder niets op,
in Duitschland heeft men er wel zijn aandacht aan ge-
schonken, waarover straks nader.

Door Zwaardemakeris een onderzoek gepubliceerd
over Nederlandsche miliciens der jaren 1887—1891. Dit
onderzoek werd verricht door middel van zoogenaamde
»gezondheidskaarten«, die door de officieren van gezond-
heid werden ingevuld (later vervallen). Hoewel dit onder-
zoek vermeldenswaardige feiten vermeldt, onder meer
de morbiditeit, een factor, die ik bij mijn materiaal niet
kon benaderen, kon ik het op een enkele uitzondering-
na, niet dienstbaar maken aan mijn onderzoek, omdat
hier gegevens waren verzameld uiteen uitgelezen materiaal,
miliciens, dat zijn in casu goedgekeurde militieplichtigen.

In nauwere relatie tot ons onderwerp "staat een ver-
handeling van Bolk ■): »Over de lichaamslengte der manne-
lijke bevolking in Nederland.« Bolk, niet, als Bruinsma,
zuiver statistisch, maar als anthropoloog de constructie
van ons volk onderzoekend, heeft zich niet met provin-

Dr. II. Zwaardemaker. Ned. Mil. Gen. Arch. 1893 3e afl.
-) Prof. L. Bolk. Ned. Tijdschrift voor Geneesk. 190/5 2e helft No. 23.

é

ciale gemiddelden alleen kunnen tevredenstellen, maar
heeft ook voor elke gemeente afzonderlijk de lengte der
lotelingen nagegaan over de jaren 1898 tot en met 1907.
Bolk komt in deze verhandeling, die zich slecht voor
een kort referaat leent, tot de conclusie, dat de lengte
het resultaat is van een inwendigen en van uitwendige
factoren.

De eerste is de anthropologische factor, die de lichaams-
lengte stijgen of dalen doet al naar gelang van het ras,
dat het hoofdelement der bevolking uitmaakt, de tweede
zijn voornamelijk de bodemgeaardheid en het sociale
milieu, die een de lichaamslengte beperkenden of be-
gunstigenden invloed uitoefenen.

Bij de beoordeeling van het door mij gekozen
Utrechtsche materiaal zal dan ook met het bovenstaande
rekening moeten gehouden worden.

Zeer duidelijk blijkt de invloed van het ras uit een
ander onderzoek van Bolk »De lichaamslengte van
Amsterdamsche Joden in 1850 en 1900 vergeleken met
die der niet Joodsche bevolking,« zooals onderstaande
tabel te zien geeft.

Gemiddelde lichaamslengte van Amsterdamsche lotelingen
jaar 1850 jaar 1900 toeneming aantal
niet-Joden 1.585 M 1.694 M 10.9 cM 2000
Joden 1.565 M 1.629 M 6.3 cM 750.

Nog een verhandeling van Bolk ¹): »Over de toeneming-
in lichaamslengte der mannelijke bevolking van Neder-
land« beoogt niet deze toeneming als zoodanig te
demonstreeren, die reeds door Bruinsma is aangetoond,
maar is meer eene aanvulling van de eerste verhandeling,

1 ) Ned. Tijdschrift voor Geneesk. 1910. Ie Helft No. 10.

waarbij dus weer de anthropoloog op den voorgrond
treedt en een verklaring zoekt voor deze toeneming,
»zoo intensief, dat zij buiten de grenzen van het normale
valt.« Het ligt niet in mijn bedoeling iets te zeggen
over de eenigszins phantastische hypothese, die Bolk
hieromtrent ten beste geeft; het genoemde tijdschrift-
artikel is gemakkelijk te bereiken voor den belangstel-
lenden lezer.

Voor ons onderzoek heeft het verder nog deze waarde,
dat ik in staat was enkele gegevens van Bolk door een
kleine omrekening in zoover dienstbaar te maken, dat zij
te vergelijken zijn met mijn eigen cijfers.

Bij liet onderzoek zal dit nader vermeld worden. Dat
ook Bolk foutief het woord »milicien« gebruikt in plaats
van »loteling« blijkt duidelijk uit den volgenden zin op
pag. G50 van het laatstgenoemd artikel: »Het aantal mili-
ciens is gedurende het decennium 1898—1907 voortdurend
gestegen. Bedroeg in 1898 hun aantal 39219, daar was
dit in 1907 vermeerderd tot 46110.« Dat hier »loteling«
gelezen moet worden, kan tot geruststelling van den
Nederlandschen belastingbetaler verzekerd worden.

Hiermee is het voornaamste van onze vaderlandsche
litteratuur medegedeeld.

Wat de buitenlandsche litteratuur betreft, wil ik aller-
eerst bespreken het werk van Nioefoko-: »Antliropologie
der nicht besitzenden Klassen.« Niceforo geeft meer nog
dan de titel belooft. Volgens het boven medegedeelde
programma stelt hij niet alleen een anthropologie in den
ruimsten zin van het woord op voor de arme klassen, maar
geeft bovendien telkens vergelijkende cijfers van de rijkere
klassen. Dat ik dus bij de studie van mijn onderwerp
hier vaak aanknoopingspunten vond, spreekt van zelf. De

omvang van Niceforo\'s werk gebiedt mij, slechts dat aan
te stippen, wat in direct verband staat met het mijne.

In het eerste deel, blz. 47, sprekend over de talrijke
buitenlandsche onderzoekingen naar de lengte — voor-
namelijk bij soldaten — o. a. een reusachtig materiaal
door Livi voor Italië bewerkt, vermeldt hij het verschil,
dat tusschen onderscheidene beroepen bestaat, zoo het
feit, dat de oeconomisch beter gestelden een grootere
lengte bleken te hebben, hoewel hij aan den anderen
kant meedeelt, dat de slagersjongens bijna overal, even-
als in Parijs de zoogenaamde »forts de la halle«, een
zeer groote lengte bezitten en verder de kappers bijna
altijd tot de kleinsten behooren. Terecht wijst hij er
op, dat het hier het beroep is, dat de selectie uitoefent,
daar de arbeiders zich een beroep kiezen, dat zich het
best aan hun lichaamskracht aanpast.

Ook onderzoekingen bij niet-militairen van Quételet,
Broca en anderen wijzen er op dat de lengte in directe
verhouding staat met den maatschappelijken welstand,
hetgeen onder meer blijkt uit een tabel voor Parijs, waar
voor de verschillende arrondissementen de lengte en de
gemiddelde huurprijs gelijk op en neer gaan.

Wat het lichaamsgewicht betreft, vindt Niceforo, even-
als Moquette, een beduidend overwicht bij de rijke
kinderen, wat den borstomvang aangaat, zijn ook zijn
verschillen niet sprekend.

Wat ons verder interesseert, de afkeuringen voor den
dienst, hierover vinden wij bij Niceforo niets medege-
deeld. Hiervoor moeten wij ons wenden naar Duitsche
onderzoekingen. Een uitgebreide studie over dit onder-
werp vond ik van Schwiening en Nicolai: »Ueberdie

^l) Verüffentl. ausdem Gebietedes Militarsanitatswosen. Heft 40.1901).

Körperbeschaffenheit der zum einjährig-freiwilligen Dienst
berechtigten Wehrpflichtigen Deutschlands.« Aan een
onderzoek worden daar onderworpen de jaren 1904 tot
en met 1906.

Voor ons onderzoek van belang is deze studie, omdat
hier een maatschappelijk hoogere categorie, de »Ein-
jährigen«, onderzocht wordt tegenover het gros. Plet is
dezelfde gedachte, die wij, zooals boven vermeld, bij
Bruinsma vinden, maar daar alleen uitgewerkt ten op-
zichte van de lengte, terwijl Sciiwiening en Nicolai
veel verder konden gaan en onder meer de afkeuringen
aan een nauwkeurig onderzoek onderwierpen.

Het Duitsche onderzoek had ten doel, de veelvuldig
geuite klacht over don slechten invloed der hoogere
scholen op de lichamelijke ontwikkeling nader onder de
oogen te zien en in cijfers de al of niet gerechtvaardigd-
heid dier klacht uit te drukken. Sciiwiening deelt nu zijn
materiaal in naar de bezochte scholen. Een nadere dif-
ferentieering hiervan ljjkt mij overbodig, wegens de zoozeer
daarvan afwijkende Nederlandsche schooltoestanden. Een
van de conclusies lijkt mij echter der vermelding waard,
namelijk deze: de ondeugdelijkheidsgraden nemen met
een langduriger schoolbezoek toe. Over het afkeurings-
percentage, in Duitschland zoo veel hooger dan hier, zal
bij mijn onderzoek naar de afkeuringen nog gesproken
worden. Ik wil verder meedeelen, dat Sciiwiening een
iets hooger deugdelijkheidscijfer\' vindt voor de »Ein-
jährigen« dan voor de militie, een cijfer, dat echter niet
zonder bestrijding is gebleven.

Von Vogl wijst in een kritiek over genoemd werk
erop, dat de wijze van berekenen bij Schwiening niet

^l) Münch. Med. Wochenschrift 1909. No. 40.

juist is, daar het materiaal bestond uit 80454 personen,
waarvan 52650 een positieve uitspraak hadden betreffende
hun geschiktheid voor den dienst, terwijl de rest 27804
als »tijdelijk ongeschikt« niet in de berekening werd op-
genomen. Von Yogl kan zich hiermee niet vereenigen,
aangezien van die »tijdelijk ongeschikten« nog zeker een
gedeelte als geschikt verklaard zal worden,»naar taxatie
een 20 procent, maar rekent uit, dat als deze 27804
»Einjährigen« wel in de berekening worden opgenomen,
dat dan het deugdelijkheidscijfer van 65 procent, door
Schwiening gepubliceerd, teruggebracht wordt tot 46,5
procent. Schwiening nu brengt hier tegen in, dat onder
zijn 52650 onderzochten zich bevinden de »tijdelijk onge-
schikten« van vorige jaren, zoodat toch zijn cijfers de
werkelijkheid zouden weergeven, zij het ook met ver-
schuiving van enkele groepen.

Het is niet mijn bedoeling in deze een oordeel uit te
spreken, waarvoor ik mij trouwens niet bevoegd acht
wegens onbekendheid met de Duitsche recruteerings-
techniek. Ik vermeld dit dan ook voornamelijk om er op
te wijzen, hoe voorzichtig men moet zijn met de verklaring
van statistische mededeelingen. Schijnbaar eenvoudige
verhoudingen blijken toch vaak bij nader onderzoek veel
gecompliceerder te zijn dan men zich voorstelde.

Bij het onderzoek naar de afkeuring van ons eigen
materiaal zal ik dit dan ook in het oog moeten houden,
en waar het hier en daar gewenscht blijkt vergelijkingen
te maken met het Duitsche materiaal, daar komt het mij
het veiligst voor, wanneer de afkeuringen vooreen bepaalde
ziekte berekend worden ten opzichte van het aantal af-
keuringen en niet ten opzichte van het aantal onder-
zochten. Op deze wijze meen ik het best de bovengenoemde
moeilijkheden te kunnen ontgaan. Dat het bovendien

slechts bij een oppervlakkige vergelijking moet blijven,
zal men moeten toestemmen bij de heterogeniteit van
het Duitsche en het Nederlandsche contingent.

Waar wij aan den eenen kant de resultaten der »Ein-
jährigen« nogal in een gunstig daglicht zien gesteld
door Schwiening, daar is het aan den anderen kant wen-
schelijk het oor niet te sluiten voor een waarschuwend
woord van anders denkenden.

Von Vogl \') dan beschouwt de „Einjährigen" wel als
physiek minderwaardigen noemt bovendien deprocentische
deugdelijkheid geen betrouwbaren maatstaf voor de be-
oordeeling der lichamelijke gesteldheid. Ik deel deze
meening mede, omdat zij misschien invloed kan uitoefenen
bij de waardeering onzer eigen resultaten. Hij vermeldt
onder meer, dat de procentische deugdelijkheid, dat is dus
de procentische verhouding van het aantal goedgekeurden
ten opzichte van het aantal dienstplichtigen, sedert de
legeruitbreiding van 1893 gestegen is in Pruisen van 43
procent op 55 procent, Hij ziet hierin geen lichamelijke
verbetering van de onderzochten, maar slechts een ver-
andering van den aangelegden maatstaf tengevolge van
een grootere behoefte aan manschappen.

Von Vogl echter laat het niet bij deze mindere opti-
mistische opvatting. Hij zoekt naar de oorzaken van deze
in het algemeen ongunstige verhoudingen en richt het
oog op de zuigelingensterfte. In zijn: -»Die Sterblichkeit
der Säuglinge und die Wehrfähigkeit der Jugend« zegt
von Vogl: »Het zwaartepunt van onze zorgen ligt in de
sterftecijfers en niet in de geboortecijfers«.

Deze zuigelingensterfte ontledend zoekt hij naar de
oorzaken. Zijn welvaart of armoede de factoren, die den

!) Münch. Med. Wochenschrift 1909 No. 51.

doorslag geven ? Hiertegen pleiten de hooge zuigelingen-
sterfte in de welvarende streken van Beneden-Beieren
en de lage sterftecijfers in de arme Pfalz, waar het ook
met vrouwenarbeid en woningnood eerder slechter is
gesteld dan elders.

Voor Oostenrijk is volgens Escherich de armoede niet
de hoofdoorzaak.

Het argument voor Beieren, het onvermogen om te
zoogen, dat als een raseigenaardigheid wordt aange-
voerd, wordt door von Vogl eveneens krachtig weerlegd.

Ook de onheilspellende trias: alcoholisme, syphilis en
tuberculose wordt in verband met de hooge zuigelingen-
sterfte overwogen. Wat de twee eerstgenoemde ziekten
betreft, ze zijn niet talrijker in de gebieden der hooge
zuigelingensterfte, wat de tuberculose aangaat, wordt op-
gemerkt, dat van vier steden in Neder-Beieren met hooge
zuigelingensterfte twee steden ook de hoogste cijfers
hebben voor tuberculosesterfte, maar hiertegenover wordt
weer mededeeling gedaan van andere feiten, die hiermee
in tegenspraak zijn, bv. de lage zuigelingensterfte in
de Pfalz bij hooge tuberculosesterfte, zoodat von Vogl
tot de conclusie komt, dat ook de tuberculose niet
aansprakelijk gesteld mag worden voor de groote zuige-
lingensterfte.

Bij uitsluiting van alle andere factoren ziet von Vogl
zich genoodzaakt de oorzaak te zoeken in territoriale
invloeden: bodem en klimaat. »Der Mensch ist ein Ge-
schöpf des Bodens«. Hij beschouwt den mensch in zijn
wezen en z\\jn afstamming als een substraat van dien
bodem. Zijn bedoeling blijkt uit het volgende: »De zuigeling-
zelf wordt door dien territorialen invloed niet getroffen,
deze komt tot hem door overdraging van de territoriaal
verworven minderwaardigheid van de ouderlijke constitutie.

Het grootste deel der jonggeborenen gaat door deze
ongunstige afstamming ten gronde. De afstamming is de
eerste en gewichtigste factor in de aetiologie der zuige-
lingensterfte, de tweede is de ondoelmatige voeding.«

Ik zou op deze vragen niet verder ingaan, als zij niet
in direct verband stonden met ons eigen onderzoek, zooals
blijkt uit von Vogl, dien ik nog eens wil aanhalen: »De
»Wehrkraft« (d. i. het aantal der dienstplichtigen) is in
Beieren door de reusachtige sterfte in het eerste levensjaar
voortdurend en aanzienlijk laag gehouden. De ongunstige
toestand der »Wehrfähigkeit« (dat is het aantal goedge-
keurden uit de dienstplichtigen) is het gevolg, zoowel van
de zuigelingensterfte, als van de minderwaardige af-
stamming, als van het onthouden van doelmatige voeding.
Deze laatste heeft nog meer invloed op de »Wehrtüchtig-
keit« (dat is de mate van kracht en gezondheid der goed-
gekeurden) dan op de »Wehrfähigkeit«.

Wij zien hier dus inderdaad, dat een beschouwing van
de afkeuringen voor den dienst ons in aanraking brengt
met talrijke andere vragen. Zoo zegt von Vogl—wijzend
op de hooge zuigelingensterfte in Duitschland, een sterfte,
zoo hoog als honderd jaar geleden in Zweden gevonden
werd, en erkennend, dat er feitelijk nog niets ernstigs
beproefd is om dit kwaad de wereld uit te helpen — dat
er twee verzachtende omstandigheden zijn voor dezen
achterstand: ten eerste, dat ten volle miskend is de ver-
zwakking van de volks- en de weerkracht tengevolge van
dit in massa sterven in het eerste levensjaar, ten tweede,
de noodlottige vergissing, dat men meent, dat dit kwaad
vooral schuilt in maatschappelijken nood en sociale
ellende.

Hier voert von Vogl ons dus te midden van den strijd
over de kindersterfte en het is duidelijk, dat hij zich

schaart aan de zijde van hen, die een verbetering dier
kindersterfte als een heilzainen factor beschouwen.

Aan den anderen kant zien wij mannen als Rahts,
Elben, Oesterlen op den voorgrond treden. Zij beschouwen
de kindersterfte als een natuurlijke selectie, die de
zwakkeren doet verdwijnen en de sterkeren laat bestaan.
Volgens hen zou dus een verbetering van de kindersterfte
een kunstmatig in het leven houden der zwakken betee-
. kenen, die door een eventueel zwak nakroost nog meer
tot de ontaarding van het ras zouden bijdragen.

Rahts ^x) voert als bewijs voor zijn redeneering een
statistiek aan, waaruit hij de conclusie trekt, dat de
tuberculose daar, waar de kindersterfte laag is, de meeste
verwoestingen aanricht onder de volwassenen.

Ook Elben ¹) komt tot een gelijk eindresultaat, dat de
kindersterfte een natuurlijke selectie is in den zin van
de leer van Darwin. Hij grondt zijn meening op de door
hem in Wurtemberg gevonden hoogere deugdelijkheid
voor den dienst in streken met grooter kindersterfte.

Ook Oesterlen schaart zich aan deze zijde, maar Prinzing
noemt de tabel, waarop deze meening zich vestigt, onjuist
en verwijt Oesterlen, dat hij slechts let op de ouderdoms-
bezetting der gestorvenen en niet op die der levenden.

Ook Steinmetz, zonder eigen materiaal er toe bij te dragen,
verdiept zich in beschouwingen van gelijke strekking.²)

Tot geheel tegenovergestelde resultaten kwamen echter
Prinzing, Kruse, Gruber, von Vogl, Ammon en anderen.

1 ) Elben, Einige Untersuchungen über die Militärtauglichkeit in
Württemberg. JVürttb Jahrbücher für Landeskunde und Statistik.

2 ^s) de Gids, Oct. 1910.

Koeppe, ^x) dit onderwerp besprekend, wijst op een fout,
die vaak gemaakt wordt, het is deze, dat de zuigelingen-
sterfte veelal vergeleken wordt met de sterftecijfers van
andere ouderdomsklassen uit hetzelfde jaar. Dit is onjuist.
De werking der zuigelingensterfte, waaraan men dan dien
ziftenden invloed wil toeschrijven, komt eerst in volgende
jaren in de mortaliteit der hoogere ouderdomsklassen
voor den dag\'". Koeppe licht dit met een aardig voorbeeld
toe in den vorm van een statistische tabel voor dé stad
Giessen 1894—1903. Van den verheffenden invloed der
zuigelingensterfte blijkt uit deze tabel inderdaad niets.
Men zou toch verwachten na een jaar van hooge zuige-
lingensterfte, waarin dus alleen de sterkeren blijven leven,
dat het volgende jaar voor de tweejarigen gunstige resul-
taten zou geven en evenzeer na een jaar van lage kinder-
sterfte, dat het volgende jaar, een slecht resultaat zou

brengen. Uit deze tabel blijkt veeleer het tegendeel.

t

Terecht zegt dan ook m^\'ns inziens Koeppe: »In de
slechte jaren wordt zeker een scherpe selectie uitge-
oefend, de overlevenden waren zeer zeker de sterkste,
maar zijn z\\j het aan het eind van dat jaar nog?«

Het is dezelfde gedachte, welke ik bij een bekend schrij-
ver-) gelezen heb, die de selectie vergelijkt met een
aardbeving, die niet alleen de bouwvallige stulpen in puin
doet storten, maar tegelijk de hechte getimmerten uit
hun voegen doet geraken, zoodat zij niet meer tegen een
tweeden stoot bestand zijn.

Het zou mij te ver voeren, om een volledig overzicht
te geven van al wat de litteratuur over deze quaestie

geeft. Maar ik kan niet nalaten nog even stil te staan
bij een studie van Geuber ^]): »Voert de hygiene tot ont-
aarding van het ras?« waarvan ik enkele gedeelten wil
overnemen.

Ik wil zelfs geheel ter zijde laten de bewijzen voor de
juistheid zijner meening en de kritiek op de cijfers van
Raths uitgeoefend, waar hij zelfs een geheel andere
conclusie uit trekt, ik wil alleen de aandacht er op vestigen,
hoe hij de grondstellingen van die selectietheorie, die er
op het eerste gezicht zoo hecht en soliede, zoo van
zelfsprekend en logisch uitzien, aantast tot in hun innigste
wezen. Die selectietheorie neemt toch aan een reeks van
veronderstellingen, die bij nader onderzoek onjuist blijken.

Allereerst is het een dwaling aan te nemen, dat steeds

minderwaardigheid moet bestaan, waar ziekte of dood

hun intrede doen. Het toeval speelt zulk een groote rol
\\

in het leven, dat reeds daarmede rekening moet worden
gehouden. Tegen een geweerkogel geeft de beste consti-
tutie geen bescherming, evenmin als zij dat doet tegen
. zooveel infectiekiemen en deze voorbeelden zijn met
talrijke te vermeerderen.

En dan] niet minder onjuist is het, te spreken van
minderwaardigheid, waar een zekere idiosyncrasie bestaat,
hetzij bij het kind, dat aan diphtherie, of bij den jongen
man, die aan typhus of wondkoorts bezwijkt. Ook hier
zijn de voorbeelden voor het grijpen.

Een derde, geheel willekeurige bewering is het, dat
iedere werkelijk minderwaardige, die tengevolge van zijn
minderwaardigheid ten gronde is .gegaan, het van de
geboorte af steeds geweest is en het had moeten blijven.

1) Münch. Med. Wochenschr. 1903. No. 40 en 41.

In een zeer groot aantal gevallen is hij het niet van
aanleg, maar uitsluitend ten gevolge van ongunstige uit-
wendige omstandigheden. Het klein blijven van kinderen
van behoeftige ouders, hun anaemie, rhachitis en scro-
phulose zijn dikwijls het gevolg van de onvoldoende voe-
ding. Hoeveel duizenden en nog eens duizenden hadden,
onder gunstige omstandigheden gebracht, nog tot vol-
komen krachtige menschen kunnen opgroeien? Wijzen
hier niet op de verrassende resultaten van vacantiekolonies,
zijn zij niet het bewijs, dat slechts\' het vijandige noodlot
den groei dier kleinen in den weg staat, waarvoor hun
organisme alle voorwaarden bezit?

Nog een voorbeeld. Ue ubiquiteit van den tuberkel-
bacil is zoodanig, dat er bij secties bijna geen volwassene
gevonden wordt zonder de sporen van een genezen of
tot stilstand gekomen tuberculeus proceè. Bijna ieder
wordt er dus mede geïnfecteerd, maar de meesten kunnen
deze binnengedrongen bacillen vernietigen of tenminste
hun onbeperkte vermeerdering tegengaan. Hetzelfde
individu gaat echter aan. tuberculose te gronde, zoodra
het in bijzonder hoogen graad aan de infectie wordt
blootgesteld, of wanneer zijn weerstand door de een of
andere ziekte, door gebrekkige voeding of overmatigen
arbeid verminderd wordt. Dan is dikwijls geen nieuwe
infectie noodig en van den ouden haard uit verbreidt zich
de ziekte en vergeefs zoekt men naar èen gelegenheid,
waarbij zich de lijder de besmetting op den hals gehaald
heeft. Waar blijft daar de selectie?

En dan, geheel onwetenschappelijk is de scherpe
scheiding van minderwaardig en volwaardig. De eersten
worden cynisch ten doode gedoemd, de laatsten geprezen.
Zulk een scherpe scheiding is er nergens in de organis-
raenwereld. Er bestaat geen normaalmensch. Een oneindig

aantal overgangen voert van den dégénéré tot den vollen
krachtmensch, en ook voor het sterkste gestel bestaat er
een maximaaldosis van schadelijkheden, waartegen zijn
weerstandsvermogen niet meer bestand blijkt. Kunnen
wij niet experimenteel bijna altijd het weerstandsvermogen
van een dier tegen een bepaalden ziekteverwekker breken
door de infectiedosis te vermeerderen ? Welke hoeveelheid
of welke intensiteit van een schadelijken invloed is nu
nog als selectorisch op te vatten of anders uitgedrukt,
waar ligt de grens tusschen de varianten, die het leven
en die, welke den dood waardig zijn?

Wanneer men de aanbidders dier theorie van de natuur-
lijke selectie hoort spreken, zou men gelooven, dat alle min-
derwaardigen, of bijna alle, ter rechter tijd werden uitge-
roeid en van de voortplanting uitgesloten. In werkelijkheid
is dit echter niet zoo. Een zoo scherpe selectie bestaat
er niet, noch in de menschen-, noch in planten- of dieren-
wereld. Was dat inderdaad het geval, bestond inderdaad
de wereld slechts uit minderwaardigen en volwaardigen,
door een flinken afstand gescheiden, en werden door die
scherpe natuurlijke selectie alleen de minderwaardigen
geschaad .en uitgeroeid, ja dan zou zij, optredend als een
harde noodzakelijkheid, inderdaad dat kunnen teweeg-
brengen, wat het geduldige papier haar toeschrijft.

Maar in het werkelijke leven is het anders, duizenden
en nog eens duizenden, die van jongs af als uitgelezenen
zijn te beschouwen, worden door toeval en infectie
vóór hun tijd met de zwakken mee weggenomen of zoo
geteisterd, dat z\\j slechts een verzwakt nakroost geven.
Het is er mee als met den alcohol, die minderwaardigen
uitroeit en aan den anderen kant weer nieuwe minder-
waardigen maakt. Tot zoover Gruber.

Ik heb bij deze vragen wat lang stil gestaan, omdat

ik hoop had, dat mijn onderzoek ook hierop eenig licht
zou werpen: Immers uitgaande van het bekende feit,^)
dat de kindersterfte onder mingegoeden grooter is dan
onder welgestelden, zouden dus eventueele verschillen
in lichamelijke gesteldheid tusschen die beide klassen
daarmee in verband gebracht kunnen worden.

Dat deze verwachting niet geheel vervuld is geworden,
zal nader blijken, daar de uitkomsten van het onderzoek
niet alle in dezelfde richting wezen.

!) Zie voor ons land Verrijn Stuart in zijn Inleiding tot de
beoefening der statistiek, Dl. I. pag. 235 en volgende.

i

HOOFDSTUK II.

Eigen onderzoek.

Bij de inleiding werd er reeds op gewezen, dat ik mijn
oorspronkelijk plan, om te onderzoeken, hoe het groeiend
organisme zich bij de verschillende maatschappelijke
stan<!en verder ontwikkelt na het verlaten der lagere
school, met het doel, om na te gaan, of het door
Moquette in zijn dissertatie aangetoond verschil zich
handhaaft, eenigszins moest wijzigen wegens gebrek aan
bruikbaar materiaal.

Voor de hoogste welstandsklassen toch zou de bevolking
van gymnasium en hoogere burgerschool een voldoend
contingent hebben kunnen leveren, voor de gegoede middel-
klasse zouden burgeravondschool of ambachtsschool in
aanmerking zijn gekomen, maar voor de minst bedeelden
kon ik geen categorie vinden, die aan de eischen beant-
woordde.

Waar het mij dus niet mogelijk bleek om den geleide-
lijken groei van jaar tot jaar na te gaan, daar kwam als
van zelf de\' gedachte bij mij op, om de vraag in dezen
zin te wijzigen : »Hoe is de lichamelijke toestand op een
bepaalden, b.v. negentienjarigen leeftijd?«

Dat ik den negen tien jarigen leeftijd koos, ligt ook al
weer voor de hand, immers, ieder Nederlander wordt op
een bepaalden datum*van het jaar, waarin hij den ouder-
dom van negentien jaar bereikt, opgeroepen om voor de
loting te verschijnen.

Hier biedt zich dus de gelegenheid aan een groot
aantal ^Nederlanders van denzelfden leeftijd aan een
onderzoek te onderwerpen.

De uitkomsten van de loting toch worden neergelegd
in de lotingsregisters. Hierin, in casu die der gemeente
Utrecht, oordeelde ik de verschillende factoren voor een
goed statistisch materiaal aanwezig.

Alvorens in détails te treden, wat betreft de bewerking-
der stof, lijkt het mij hier de plaats, eerst liet materiaal
zelf aan een nader onderzoek te onderwerpen.

Beoordeeling van het materiaal.

De betrouwbaarheid van de gegevens laat niets -te
wenschen over. De lotingsregisters zijn officieel, op de in
de militiewet aangegeven wijze, gewaarmerkt, zoodat twijfel
hieromtrent den meest kritischen beoordeelaar vreemd
zal zy\'n.

De statistische onderzoeker moet over een voldoend aan-
tal waarnemingen kunnen beschikken. Daar de Utreclitsche
lotingsregisters, vooral die van het laatste decennium,
jaarlijks een duizendtal namen bevatten, en ik het onder-
zoek, door meer jaargangen te bewerken, ad libitum kon
uitstrekken, was ik op dat punt gerustgesteld.

Verder was mij aanlokkelijk de gedachte, dat het
mogelijk zou zijn, door steeds meer kalenderjaren terug
te gaan, eventueele veranderingen in den loop der jaren
op tc kunnen sporen en na te kunnen gaan, in welke

mate iedere welstandsgroep aan die verandering deel-
neemt.

Behalve de quantiteit moet ook de qualiteit deugen.
Het materiaal moet bevatten de gegevens, die voor het
onderzoek noodig zijn. In casu moeten dus aanwezig zijn:
primo de verschillende welstandsklassen, die aan een
onderzoek moeten worden onderworpen, en wel zoodanig,
dat ze een nadere differentieering toelaten; secundo
moeten er zijn aanwijzingen, die betrekking hebben op de
lichamelijke gesteldheid der betrokkenen en conclusies
toelaten.

Ook aan deze eischen voldoet ons materiaal. Dat alle
verschillende welstandsklassen aanwezig zijn, spreekt
van zelf, ze zijn aanwezig in dezelfde verhouding als ze
deel uitmaken van de bevolking, de loting toch zondert
niemand uit, het lotingsregister van een bepaald kalender-
jaar geeft • dus volkomen weer de geheele mannelijke
bevolking, die in dat jaar negentien jaar wordt.

Een nadere verdeeling van het materiaal in verschillende
welstandsgroepen bleek mij ook mogelijk. Daar de be-
spreking van dit punt tot de bijzonderheden van het
onderzoek zelf zou voeren, zal dit later uiteengezet worden.

De registers geven ook aanwijzingen omtrent de lichame-
lijke gesteldheid van de lotelingen. Wel missen wij ge-
gevens betreffende borstomvang en lichaamsgewicht,
maar behalve de lengte der voor de loting verschenen
jongelieden, staat achter den naam van iederen loteling
vermeld, of hij is aangewezen voor den dienst of vrijge-
steld, terwijl tevens de reden tot vrijstelling vermeld wordt.

Van die redenen tot vrijstelling—er zijner onderscheidene,
die wegens broederdienst is bijvoorbeeld een ieder be-
kend — interesseert ons in deze het meest de vrijstelling
wegens lichamelijke ongeschiktheid. Het lotingsregister

geeft dit aan, het vermeldt zelfs den aard van de ziekte
of het gebrek, het geeft het nummer van het keurings-
reglement, waarvoor de afkeuring plaats had.

Aan de hierboven gestelde eischen voldoet ons materiaal
dus, het biedt bovendien een groot voordeel, waar ik
even op wil wijzen.

De onderzoeker toch vindt voor zich in het lotings-
register het geheele materiaal, daar het register de ge-
heele mannelijke bevolking van den dienstplichtigen
leeftijd omvat, het is dus een materiaal zonder eenige
selectie. Dit is van groot belang.

Wie dezelfde vraag zou willen nagaan voor de twintig-
jarige jongelingsschap en daartoe alle miliciens aan een
onderzoek zou onderwerpen, hij begaat een fout, daar
hij vergeet met een uitgelezen categorie te doen te hebben.
De lichamelijk ondeugdelyken zijn door de militiekeuring
verwijderd.

Ging men verder en deelde men deze miliciens in naar
hun maatschappelijken welstand en vergeleek ten slotte de
lichamelijke gesteldheid van de vertegenwoordigers der
genoemde rubrieken, dan zou men wellicht tot verkeerde
conclusies komen. Het zou toch mogelijk kunnen zijn,
dat een rubriek A door verschillende goede hoedanig-
heden uitstak boven een rubriek B. Men zou dan recht
hebben tot de conclusie: A is beter dan B.

Wanneer echter bij nader onderzoek bleek, dat van
de categorie lotelingen, waaruit rubriek A gerecruteerd
werd, het aantal afkeuringen b.v. het dubbele was van
het aantal afkeuringen, dat plaats had in de groep, waaruit
B werd samengesteld, dan zou men zeer zeker voorzichtiger
worden in zijn uitspraak: A is beter dan B, men zou
klemmender argumenten moeten kunnen aanvoeren 0111
zijn uitspraak staande te houden.

Waar hier gesproken is over het belang van te be-
schikken over een materiaal zonder selectie, daar kan
ik het volgende niet onvermeld laten.

Het lotingsregister bevat weliswaar de namen van alle
lotelingen zonder uitzondering, het geeft ook aan van
ieder, of hij is aangewezen of vrijgesteld, maar het ver-
meldt slechts de lengte van die jongelieden, die ter
loting zijn verschenen.

Waar dus later, bij de bewerking der gegevens, ook
de lengte der lotelingen niet onvermeld blijft, daar moeten
wij vooraf overwegen, of hier niet inderdaad door het
wegblijven bij de loting — hetgeen, zooals wij zien zullen,
niet zelden voorkomt — een selectie wordt uitgeoefend.

De voor mijn onderzoek noodige scheiding van het
materiaal in verschillende welstandsrubrieken werd voor
een gedeelte — in aanfluiting aan Moquette,— aldus
uitgevoerd, dat het schoolgeld al^s indicator van den
welstand werd genomen, terwijl voor een ander gedeelte
het materiaal in drie welstandsklassen, A, B en C werd
verdeeld, waarvan A de gegoeden, B den goeden werk-
mansstand en C de armere bevolking vertegenwoordigde.
Nadere detailleering volgt later.

Overwegen wij nu de vraag, of het wegblijven-\'van
lotelingen bij de loting, dat dus een hiaat in het lotings-
register geeft betreffende de lengte, storend werkt in
dien zin, dat de betrouwbaarheid der, gevonden cijfers
te wenschen overlaat, zoodat de berekende gemiddelden
niet zouden weergeven de gemiddeldeni die men zou
hebben gevonden bij volledige opkomst.

In de eerste plaats gaan wij dit na voor het complex
lotelingen, dus de som der rubrieken A, B en C.

Het absolute cijfer, dat de gemiddelde lengte der lote-
lingen weergeeft, kan slechts dan berekend worden,

indien de lengte van alle in het register vermelde per-
sonen bekend is. Gelukkig kunnen wij wat van deze
voorwaarde laten vallen en toch een betrouwbaar resul-
taat bereiken. De wet van de groote getallen komt ons
hier te hulp.

Wanneer selectie is uitgesloten, laat het ons onver-
schillig of wij bij de berekening der gemiddelde lengte
over een honderdtal waarnemingen meer of minder be-
schikken. De voldoende grootte van het geheel — en ook
op dat punt kan het materiaal kritiek doorstaan (vergelijk
Niceforo ^x) pag. 75 en volgende — waarborgt een vol-
komen betrouwbaar gemiddelde.

Is hier inderdaad selectie uitgesloten? Zijn hier dus
de wegblijvers, wat hun lengte betreft — gelijk te stellen
met de groote massa ter loting verschenen personen?
Met andere woorden, geeft de lengte een dusdanige
selectie, dat zij invloed zal uitoefenen om al of niet bij
de loting te verschijnen?

De personen van normale en meer dan normale lengte
kunnen hier buiten beschouwing blijven, het spreekt
van zelf, dat hun lengte niet de drijfveer zal zijn om hun
lot te beproeven. Het gaat hier dus om hen, die in
hun lengte een reden tot ongeschiktverklaring voor den
dienst zien, dat zijn dus zij, die werkelijk beneden de
vastgestelde maat 1.55 M. zijn of zij, die althans in die
meening verkeeren.

Wat is de gang van zaken? ²) De loteling wordt bij de
loting gemeten. Wordt daar geconstateerd, dat hij te klein
is, dan krijgt hij een oproeping om voor den militieraad

\') Niceforo. Antliropologie der nicht hesitzenden Klassen.

²) De wijziging door de nieuwe inilitiewet 1912 kan hier buiten
beschouwing blijven, daar mijn onderzoek vóór de invoering dier wet
plaats had.

te verschijnen, waar hij nog eens wordt overgemeten.
Wordt hij ook daar te klein bevonden, dan wordt hij door
dien militieraad afgekeurd.

Was zoo iemand niet ter loting verschenen, dan had
hij toch voor den militieraad kunnen komen; zijn lot
was dan gelijk aan dat van zijn te kleinen collega, die
wel ter loting was gekomen, dus afkeuring.

Had hij echter ook het verschijnen voor den militieraad
(dat dus ook facultatief is) verzuimd, dan had de militie-
commissaris hem ingedeeld bij de infanterie. Nu is hij
echter verplicht bij de opkomst der militie, die dadelijk
volgt op genoemden militieraad, zich te begeven naar
het hem aangewezen garnizoen, alwaar hem de krijgs-
artikelen worden voorgelezen. Van dit oogenblik af is de
loteling milicien geworden, de persoon in quaestie, de
ondermaatsche, in dit geval dus zonder keuring. Daar
iedereen bij aankomst onder de wapenen gekeurd wordt,
ondergaat hij dus ook een keuring. Zijn gebrek wordt
alsdan ontdekt met het gevolg: afkeuring. Dit gaat
verder aldus, dat hij met verlof gezonden wordt, tot hij
een oproeping (waaraan hij gedwongen kan worden gevolg
te geven) krijgt om voor de Gedeputeerde Staten te komen
van zijn provincie, die hem ongeschikt verklaren.

Men ziet, het eindsresultaat is in alle gevallen hetzelfde.
De te kleine loteling wordt afgekeurd. Het al of niet
verschijnen voor de loting heeft echter in deze absoluut
geen invloed.

Maar ook voor den onderzoeker van de lengte der
lotelingen is het volmaakt onverschillig, of de te kleine
loteling verschijnt of niet. Immers het lotingsregister
vermeldt van ieder, of hij is aangewezen of vrijgesteld,
met de reden waarom. Achter den naam van den te
kleinen loteling vindt men dus vermeld, dat hjj, hetzij

door den militieraad of door Gedeputeerde Staten wegens
te klein zijn is vrijgesteld.

Al maakt het in werkelijkheid voor den ondermaatsche
geen verschil, als hij weg blijft van de loting — bij de
meesten is de zucht om vrij te komen van den dienst
de leidende gedachte — toch moeten wij nagaan: Is dit
den volke bekend? Ik moet deze vraag ontkennend be-
antwoorden, want bij persoonlijke navraag kreeg ik den
indruk, dat de volksmeening is, dat de te kleine loteling
reeds bij de loting ongeschikt wordt verklaard. Zelfs bij
Brüinsma ^]) vinden wij deze onjuiste meening. Aldaar
staat, handelend over de afwezigen bij de loting: »dat
nimmer of slechts bij liooge uitzondering onder de vrij-
willig ontbrekenden zullen behooren zij, die beneden de
maat 1.55 M. zijn, omdat zij weten anders te zullen worden
ingedeeld bij het trekken van een dienstplichtig nummer
door hun burgemeester«.

Het gevolg hiervan is, dat de te kleinen en zij, die
in dien waan verkeeren, percentsgewijs talrijker aanwezig
zullen zijn.

Het feit, dat al de lotelingen beneden 1.55 M. in de
berekening worden opgenomen, drukt op zich zelf het
gemiddelde iets omlaag, daar er geen compensatie is in
een factor, die de buitengewoon lange lotelingen in grooter
getale aanmoedigt aanwezig te zijn en evenmin is te
ontkennen het feit, dat door de boven vermelde algemeene
opinie ook de rubriek 1.55—1.60 M. (dus z\\] die meenen
te klein te zijn) relatief talrijker vertegenwoordigd zal
zijn. Dat hierdoor het algemeen gemiddelde iets lager
zal zijn is duidelijk.

Wat hierboven besproken werd, gold voor het complex

>) Mil. Gen. Tijdschrift 1007, pag. 208.

lotingen. Met de drie welstandsklassen A, B en C werd
geen rekening gehouden, daar het in grooter percentage
verschijnen der kleine individuen voor alle groepen als
gelijk geldend beschouwd mag worden.

Daar bij nader onderzoek bleek, dat er, wat de lichaams-
lengte betreft, verschillen bestaan tusschen de rubrieken
A, B en C en bovendien, dat van iedere rubriek niet het
zelfde percentage ter loting verscheen, komen er factoren
in het spel, die hun invloed op het gemiddelde kunnen
uitoefenen en wier invloed wij eenigszins moeten nagaan.

De lotingsregisters der lichtingen 1900 tot en met 1909
bevatten 9902 personen, samengesteld:

A 2091 B 6766 C 1135

Hiervan verschenen ter loting:

A 1348 B 5600 C 834
dus resp. 64, 83 en 74%.

Als gemiddelde lengte over die jaren vond ik 1.6996 M.

Daar de lengte der groepen A, B en C bekend was, toonde
een kleine berekening mij, dat wanneer alle rubrieken
volledig waren opgekomen, ik zou gevonden hebben
1.7005 M, een verschil dus van nog geen 0.1 c.M.

Resumeerend wordt dus door de relatief dichtere be-
zetting der groep 1.55 tot 1.60\'M. het gemiddelde iets
gedrukt, * evenzoo door de kleinere opkomst der langere
groep A. De invloed dezer factoren is echter zoo gering,
dat het de bruikbaarheid van het materiaal niet vermindert.

Onderzoek naar de lengte met behulp van school- en
lotingsregisters.

Allereerst wilde ik nagaan, hoe het stond met delengte
der lotelingen bij verschil in welstand. Het interes-
seerde mij of het verschil, dat Moquette vond, een voor-

sprong van 13 c.M. op 13jarigen leeftijd ten gunste van
de meest gegoeden, nog bestond.

Het leek mij het meest rationeel, om, evenals Moquette,
het schoolgeld als indicator van den welstand te nemen.

In Utrecht is deze scherpe scheiding mogelijk, daar er
vijf soorten scholen bestaan. De eerste soort betaalt tot
ƒ3.12 per jaar, de 2de ƒ6.24, de 3de ƒ12, de 4de ƒ30 en
de 5de ƒ 50.

De groote moeilijkheid was deze, dat ik uit het lotings-
register niet te weten kon komen op welke school de
loteling geweest was. Ik moest dus den omgekeerden weg
bewandelen en begon met het schoolonderzoek.

Met de meeste welwillendheid stelden de hoofden der
scholen mij hun registers ter beschikking.

Ten einde de lotelingen van 1909 na te gaan, zocht ik
dus in het schoolregister alle jongelieden, die in 1889
geboren waren. Deze namen zocht ik terug in het lotings-
register. Deze methode is omslachtig, maar ik had voors-
hands geen andere. Ook was deze werkmethode niet pro-
ductief, hetgeen zich gemakkelijk laat begrijpen, als men
nagaat, dat een groot gedeelte der schoolgaande jongens
Utrecht verliet en dus niet in de lotingsregisters voor-
kwam. Daar kwam nog bij het verlies van die jongelui,
die niet ter loting kwamen en waarvan ik de lengte dus
niet kon vaststellen. Daar ondanks deze tegenvallers het
onderzoek toch nog positief resultaat opleverde, wil ik
dit vermelden.

Ik bezocht de volgende scholen, die ik mede door den
naam van de hoofden dier scholen zal aanduiden:

J v

5e soort: Schoolplein (Laméris) en Puntenburg (Bever-
sluis); 4c soort: Hamburgerstraat (vroeger Fétéris) en
van de lo soort die van de hoofden: Benders, Ilocnkamp,
Heineke en de »havelooze schoof«.

Laméris.

Beversluis.

Soort.

Ie Soort

Uit deze cijfers blijken inderdaad de rijken langer dan
de armen, terwijl een toeneming in den loop der jaren
eveneens voor den dag komt. Wat het laatste punt
betreft, maakt de »havelooze school« een uitzondering.
Hoewel dit feit mij belang inboezemde, kon ik het niet
verder nagaan, daar de schoolregisters niet meer door-
liepen.

Voor een beter overzicht de scholen soortsgewijs
samenvattend, krijg ik de volgende cijfers:

5e Soort. 4e Soort. Ie Soort.

Ik heb verder de vraag overwogen, of dit verschil in
lengte ook uit iets anders verklaard kan worden dan uit
verschil in welstand. Invloeden door het overwegen van
een bepaald ras zouden niet buiten beschouwing mogen
worden gelaten.

Daar ik de Israëlieten in alle rubrieken geëlimineerd
had, kon ik bij de gemengde en wisselende Utrechtschó
bevolking geen bepaalde factoren vinden.

Als tegenproef deed ik een zelfde onderzoek op kleinere
schaal in den Helder, waar de autochtone bevolking als
vrij lang (evenals in Utrecht) bekend staat.

Ik vond hier de volgende cijfers, die weer het langer
zijn der gegoeden aantoonen. Dat de verschillen hier
niet zoo sprekend zijn, als in Utrecht, behoeft niet te
verwonderen, daar hier de scheiding in twee rubrieken
»gegoed« en »minder gegoed« niet zoo scherp is, als die,
welke te Utrecht werd toegepast. Een gemeenteambtenaar
gaf den graad van welstand aan.

Den Helder.

Lichting 1909. Gegoed. - Minder gegoed.

Aantal. Lengte. Aantal. Lengte.

56 1.728 M. 121 1.709 M.

Een verschil dus van bijna 2 c.M.

Op grond van bovenstaande cijfers kunnen wij voor
Utrecht besluiten:

Doorloopend zijn de gegoeden langer geweest,
dit verschil is in de laatste jaren geklommen tot
bijna 5 c.M.,

beide rubrieken, rijk en arm, zijn in lengte toege-
nomen.

De bovenstaande wijze van onderzoek is omslachtig en
weinig productief. Dat ik ten slotte nog over 1766 waar-
nemingen kon beschikken, is te danken aan het zeer groot
aantal registernamen, dat ik tot mijn beschikking had.

Onderzoek bij de loting.

Een eenvoudiger en vollediger wijze van onderzoek
kon ik in toepassing brengen bij de loting in Utrecht,
Augustus 1910.

Ik had daar van één kalenderjaar een groot aantal
vertegenwoordigers, terwijl ik bovendien gelegenheid had
het onderzoek wat verder uit te strekken, daar ik behalve
de lengte ook het gewicht en den borstomvang kon be-
palen. De welwillendheid van den kolonel, militiecommis-
saris T. Ongerboer overwon de bezwaren, aan dit onder-
zoek verbonden.

Het lichaamsgewicht (zonder schoenen) werd bepaald
op een veerbascule, die telkens gecontroleerd werd. De
borstomvang werd genomen onder de jas, ter hoogte van
de horizontale mamillairlijn, in ademhalingspauze. Over
de fouten, die hierbij gemaakt werden, omdat het onder-
zoek bij gekleede personen moest geschieden, zal later
nog gesproken worden.

Als indicator van den welstand werd weer de school

#

genomen, door aan iederen loteling te vragen, waar hij
zijn opleiding, genoten had.

Van de zijde dei\' lotelingen werd, ten opzichte van dit
niet verplichte onderzoek, geen bezwaar ondervonden; de
attractie der weegschaal was duidelijk merkbaar.

Totaal werden 853 lotelingen onderzocht.

Hoewel iedere school afzonderlijk werd uitgezocht, geef
ik kortheidshalve het totaal-resultaat, ingedeeld volgens
de vijf soorten scholen.

Onderzoek bij de loting 1910 te Utrecht.

Lengte. Om met de lengte te beginnen, zien wij
hier weer de 5o soort uitsteken boven de andere, (een
gemiddelde lengte van bijna 1.76 M. is wel als een merk-
waardigheid aan te stippen) verschillend met de 1« soort
méér dan 5\'/„ c.M.

Ik breng in herinnering, dat Moquette bij jongens van
dertien jaar een verschil van 13 c. M. vond. Dit verschil
is dus weliswaar aanzienlijk verminderd, maar toch nog
aanmerkelijk.

Zonder onderscheid geeft een meerdere welstand een
grootere lengte.

Gewicht. Het gewicht vertoont ook dezelfde traps-
gewijze opklimming, het verschil tusschen le en 5e soort
bedraagt zelfs ruim 6\'/₂ KG.

Borstomv a n g. De borstomvang geeft niet zulke

marquante verschillen te zien, alleen de 5e soort heeft
een overwicht van 2 cM. Verder zien wij allen vrijwel
gelijk, zelfs een lagere klasse soms iets uitsteken boven
een hoogere. Aangestipt zij, dat Moquette in zijn proef-
schrift hetzelfde vond op den kinderleeftijd en daar
tevens gewag kon maken van gelijkluidende buitenland-
sche resultaten.

De verschillen zouden zeker sprekender zijn geweest,
indien bij ontkleede personen gemeten was. De kleeding
bij den minder gegoede is in den zomer zwaarder en
dikker dan bij den welgestelde. Dat daardoor de uit-
komsten, wat gewicht en borstomvang aangaat, voor de
armere klasse te gunstig worden voorgesteld, is duidelijk.
Bij een nadere beoordeeling dezer cijfers op bladz. 91
moet ik hier nog even op terug komen.

Behalve de waarnemingsfouten, die bij ieder onderzoek
gemaakt worden, is hier aanwezig een bron van afwijkingen,
doordat er zooveel factoren invloed uitoefenen op die
maat, factoren, deels afhankelijk van den onderzoeker,
deels van den onderzochte.

De onderzoeker heeft zorg te dragen zijn proefpersonen
steeds in dezelfde houding en op dezelfde hoogte te
meten en ^ijn maatband steeds even strak aan te leggen,
de onderzochte heeft het in zijn macht, door dieper te
in- of exspireeren, de borstmaat te vergrooten of te ver-
kleinen. Het feit, dat de keuringsreglementen van de
verschillende landen zoozeer uit elkaar loopen, wat betreft
de techniek dezer meting, wijst er reeds op, dat de
moeilijkheden niet denkbeeldig zijn.

Om een voorbeeld te noemen, het Duitsche keurings-
reglement meet bij horizontaal gestrekte armen ter hoogte
van de mamilla en neemt het verschil tusschen diepe
in- en exspiratie. Hier is men dus wel degelijk afhankelijk

van goeden wil en bevattelijkheid van den onderzochte.
Hoeveel aanstaande miliciens begrijpen, wat het is, diep
te inspireeren? Maar al te vaak meenen zij, door flink
de schouders op te trekken, iets goeds gepresteerd te
hebben. De tijd, om dit alles te verbeteren, is meestal
bij een massaonderzoek te veel beperkt om het behoorlijk
te kunnen doen. Daarom komt mij deze methode, hoewel
bij een enkel individu voortreffelijk en theoretisch juist,
in de praktijk niet gelukkig voor.

Het leek mij beter, in ademhalingspauze de maat te
nemen. Nu zijn hier natuurlijk ook moeilijkheden. In de
eerste plaats heeft iemand met energie, de neiging
zich goed voor te doen en zal, als hij ziet, dat zijn
borstmaat genomen wordt, de borst wat uitzetten. Ik
meende deze fout aldus te corrigeeren, door onder het
nemen der maat tevens de vragen te doen, die noo-
dig. waren voor mijn onderzoek. Terwijl dus de onder-
zochten hun antwoorden gaven, werd de maatband aan-
gelegd en afgelezen. Door het spreken zelf en door het
afleiden van de gedachten werd van zelf een meer onge-
dwongen stand verkregen, mijns inziens de beste waar-
borg voor betrouwbare metingen.

Dan mag niet vergeten worden, dat de borstmaten over
het algemeen al niet ver uit elkaar loopen, hetgeen er
ook al niet toe bijdraagt sprekende verschillen te geven,
en dan, dat ik door de omstandigheden gedwongen was
het onderzoek bij gekleede personen te verrichten.

In hoever nu deze fouten invloed hebben op de boven-
vermelde getallen, durf ik niet beslissen. Ik meende
echter op de mogelijkheid dier fouten de aandacht te
moeten vestigen.

Als korte samenvatting van liet voorgaande meen ik
te mogen concludeeren:

Een meerdere welstand geeft een meerdere lengte, een
grooter gewicht en een weinig afwijkenden borstonivang.

Hoewel de bovengenoemde onderzoekingen mij niet
zonder belang voorkwamen, konden zij mij niet geheel
bevredigen.

Het onderzoek door middel van de school- en lotings-
registers gaf bij een reusachtigen arbeid een pover resul-
taat, wat het aantal betreft der waarnemingen.

Het onderzoek bij de loting gaf mij wel is waar een
groot aantal gegevens omtrent de lichting 1911, maar
gaf daarentegen geen inzicht in de veranderingen, in
den loop der jaren ontstaan. Daar ook juist die verande-
ringen mijn belangstelling hadden, zocht ik een andere
werkmethode, die de nadeelen van verlies aan materiaal
beperkte en kwam tot de volgende wijze van onderzoek.

Onderzoek naar de lengte rechtstreeks uit de lotingsregisters.

De lotingsregisters der gemeente. Utrecht leverden
weer het materiaal. Vijftien jaargangen werden door mij
bewerkt van 1885 tot en met 1889 en van 1900 tot en
met 1909. •

De welstandsclassificatie volgens de scholen ondoel-
matig gebleken zijnde voor een massaonderzoek, besloot
ik tot de indeeling in drie rubrieken A, B en C, voor-
namelijk gerangschikt volgens de beroepen.

Onder A zijn te verstaan de gegoede of vermogende
ingezetenen, zooals zoons van groothandelaren en groot-
industrieelen, verder studenten, gymnasiasten, hoogere
burgerscholieren en zij die dooi\' naam of woonplaats
tot de gegoeden gerekend mogen worden.

Onder B wercl ingedeeld de zoogenaamde burgerklasse,

zij, die een beroep of bedrijf van kleinen omvang uit-
oefenen, zooals timmerlieden, metselaars, loodgieters,
meubelmakers, behangers, slagers, bakkers, kleinwinke-
liers, kruideniers, sigarenwinkeliers, tappers, schoenma-
kers. Ook klerken bij de spoorwegmaatschappijen en
kantoorbedienden zijn hieronder begrepen. Zooveel moge-
lijk werd bij de bepaling van deze categorie ook met de
woonplaatsen te rade gegaan.

Onder C zijn gerangschikt de on- en minvermogenden,
losse werklieden, sjouwers, opperlieden, bosjesmakers
(sigarenmakers), steenbakkers, boerenarbeiders, schippers,
vletters, kermisreizigers, straatventers en loopknechts.

Wat de militairen betreft, deze werden als volgt inge-
deeld :

Onder A de cadetten der koninklijke militaire academie,
de adelborsten, voor een groot deel de reservisten (in
verband met de woonplaatsen), de studenten in de genees-
kunde (reserve- en adspirant-reserve-oflicieren van ge-
zondheid).

Onder B de vrijwilligers bij de korpsen hier te lande.

Onder C de vrijwilligers bij de koloniale troepen, de
mariniers en de marine.

Deze schifting werd met groote nauwkeurigheid uit-
gevoerd door den heer H. Bandeloos, ambtenaar op het
bureau militie ten stadhuize.

In twijfelachtige gevallen b.v.daar, waaralleen »koopman«
vermeld stond, hetgeen dus even goed betrekking kon
hebben op den sinaasappelventenden Judaeër als op den
rijken koopmanszoon-, gaf de plaatselijke bekendheid in
verband met woonplaats of naam der ouders den door-
slag, terwijl de heer C. W. Wagenaak, bureauchef
der afdeeling »militie«, met zijn uitgebreide plaatselijke
kennis welwillend de hiaten aanvulde.

Volgens het kaartsysteem werden nu van iederen loteling
de gegevens uit de registers opgeteekend, te weten, het
lotingsnummer, de lengte bij opkomst ter loting en de
beslissing ten opzichte van den dienst, derhalve of aan-
gewezen of vrijgesteld met de reden waarvoor, terwijl
een A, B of C op de kaart aanduidde in welke klasse
de loteling geplaatst was.

Het resultaat van het onderzoek naar de lengte blijkt
uit achterstaande tabel. De ondermaatschen, in de be-
rekening opgenomen, worden bij de bespreking der af-
keuringen nader besproken.

Zooals men ziet, zijn verschillen ten opzichte van de
drie rubrieken onderling en ook veranderingen in iedere
groep in den loop der jaren waar te nemen.

Het -aantal waarnemingen bij A en C is te klein om
van jaar tot jaar die verandering na te gaan.

Daarom zullen wij telkens een groep van vijf jaren
samen nemen en vinden alsnu:

A B C

lichting ES* lengte lengte ^ lengte

1885—89 202 1.708 M. 1892 1.676 M. 218 1.676 M.
1900—04 644 1.714 M. 2889 1.691 M. 862 1.698 M.
1905—09 704 1.727 M. 8211 1.698 M. 472 1.694 M.

Voor de jaren 1885—89 dus een verschil van 2.7 cM.,
voor 1900 tot en met 1904 een verschil van 2.8 cM. ten
opzichte van B en van 1.6 cM. ten opzichte van C, voor
1905 tot en met 1909 een verschil van 2.9 cM. ten op-
zichte van B en van 8.8 cM. ten opzichte van C.

Dat de verschillen niet zoo sprekend zijn als die van
het lotingsonderzoek en het schoolonderzoek is wel hier-
aan te wijten, dat de classiflceering volgens A, B en C
minder scherp is dan die volgens de schoolgelden.

Berekenend de lengte over deze reeks jaren 1885—1909
voor iedere rubriek vinden wij

A • B 0

waarn. lengte waarn. lengte waarn. lengte

1550 1.719 M. 6992 1.691 M. 1052 1.691 M.

Berekenend de lengte voor liet geheel in ieder quin-
quennium :

1885—89 gemiddelde lengte 1.679 M. aantal waarn. 1812
1900—05 gemiddelde lengte 1,696 M. aantal waarn. 8895

1905—09 gemiddelde lengte 1.702 M. aantal waarn. 4387
^ 1910 gemiddelde lengte 1.713 M. aantal waarn. 853¹)
In het geheel werden onderzocht 9594 lotelingen, ge-
middelde lengte 1.696 M.²)

Wat de gemiddelde lengte betreft vinden wij dus voor
Utrecht in 25 jaar een toeneming van 3.4 cM.

Dat alle welstandsklassen aan dien groei deelnemen,
blijkt uit deze cijfers duidelijk, de groei bedraagt voor
A 2.4 cM., voor B 2.2 cM. en voor C 1.8 cM.

Het verschil dat voor 25 jaar bestond tusschen ge-
goeden en minder gegoeden is dus nog iets vermeerderd,
een bevestiging derhalve van het schoolonderzoek.

Het feit, dat O, de armere klasse, voor enkele jaren
een beter gemiddelde geeft dan B is mij geenszins ont-
gaan. Ik heb de mogelijkheid overwogen van een langere
autochtone armen bevolking, maar vond in mijn cijfers
hiervoor geen aanmoediging, behalve in die, welke meege-
deeld zijn over de »havelooze school«, die echter wel op
een te klein aantal waarnemingen kunnen berusten.

Bij het samenstellen van graphische voorstellingen van
jaar tot jaar kwamen er bij C vrij groote schommelingen
aan den dag, zoodat ik het voor het waarschijnlijkst
houd, dat de oorzaak van de bovengenoemde afwyking
ligt in het nog niet voldoend aantal waarnemingen.

Ook A laboreert hieraan, zij het in mindere mate; ver-
gelijken wij hiermee de toeneming van B dan blijkt deze
van jaar tot jaar zich uit te drukken in een regelmatige
stijgende lijn.

1 Onderzoek bij de loting, zie pag. 41.

2 ) Uit de cijfers van Bolk berekende ik als gemiddelde voor de
jaren 1898—1907:
Voor het Rijk: 1,681 M.
Voor de prof. Utrecht: 1,G88 M.

De toeneming van de lengte in de laatste 25 jaren
alsmede de meerdere lengte der gegoeden worden duide-
lijk aangetoond.

Onderzoek naar de afkeuring voor den dienst.

In de voorgaande bladzijden is het verschil besproken,
dat er tusschen de welstandsklassen bestaat in lengte,
gewicht en borstomvang. Het scheen mij niet van belang
ontbloot, tevens na te gaan, hoe het stond met de af-
keuringen voor den militairen dienst.

Wij zouden daardoor een inzicht kunnen kragen in
de frequentie van bepaalde ziekten en gebreken. Deze
geven dus weer, zooals ik in de inleiding zei, de negatieve
teekenen van gezondheid.

Alleen het optellen van het aantal afkeuringen zou
echter niet tol het gewenschte resultaat voeren, daar
men rekening moet houden met de soort der waarge-
nomen afwijkingen. Het gemis van een wijsvinger, dat
even ongeschikt maakt als .een zwakke constitutie, mag
niet zonder meer daarmee op één lijn gesteld worden.
Een oordeelkundige beschouwing van de redenen van
afkeuring is dus een voorname eisch.

M e t h o d e van onderzoek.

Het materiaal vormden weer de lotingsregisters der
gemeente Utrecht van 1885 tot en met 1909. Het is
hetzelfde materiaai van het vorig onderzoek, uitgebreid

met het decennium 1890—99. De classilicatie van den

%

welstand is eveneens dezelfde, terwijl ook hier weer het
\'kaartsysteem werd toegepast, zooals vroeger werd be-
schreven.

Met de gegevens, op de kaarten vermeld, was ik in
staat:

1°. de samenstelling van het jaarlijksch contingent lote-
lingen ten opzichte van de rubrieken A, B en C
na te gaan;

2°. de afkeuringen percentsgewijs voor iedere rubriek
en voor het geheel te berekenen.

Wat deze berekening betreft zou ik het volgende willen
opmerken. Bruinsma — in het bij de litteratuur gerefereerde
artikel — heeft het aantal afkeuringen berekend per
duizend lotelingen (hij schrijft abusievelijk militairen)
zonder meer. Dit nu lijkt mij voor ons doel onjuist. Het
is beter slechts die lotelingen in de berekening op te
nemen, die werkelijk onderzocht zijn.

Als zoodanig komen dus in aanmerking: 1°. zij, die
zijn aangewezen voor den dienst. Deze zijn als goedge-
keurd te beschouwen, aangezien een latere afkeuring bij
hun indiensttreden hen toch weer, via Gedeputeerde
Staten, in het lotingsregister had gebracht, maar nu als
ongeschikt; 2°. zij, die zijn vrijgesteld wegens het dienen
als vrijwillig militair; 3°. de.afgekeurden.

Wat de vrijstellingen betreft, zij dus ten overvloede nog
opgemerkt, dat die wegens broederdienst, eenigen zoon,
alsmede de uitsluitingen (b.v. die wegens gevangenisstraf)
niet in de berekening zijn opgenomen.

Wat wij dus gaan berekenen, is het percentage afge-
keurden ten opzichte van het aantal onderzochte jonge-
lieden.

Nu maken wij hierbij ^een f°^ut- Het is deze, dat al de
»aangewezenen« als onderzocht meegeteld worden. Dit
zou juist zijn, als zij allen ook* werkelijk milicien, dus
soldaat werden. Daar echter het bij de wet geregelde
contingent kleiner is dan het aantal aangewezenen, zoo
zullen er onder dezen zijn, die niet behoeven te dienen,
wegens het trekken van een hoog lotingsnummer. Onder

de laatsten zullen er zeker zijn, die bij keuring onge-
schikt zouden zijn bevonden en die, vertrouwend op hun
vrijlotingsnummer, zich de qualificatie »aangewezen« laten
welgevallen. Deze personen nu worden bij mijn bereke-
ning als »geschikt bevonden« meegeteld. Nu is dit aantal
misschien niet groot, daar de lotelingen met gebreken,
ondanks hun hoog nummer, zich voor de zekerheid vaak
laten afkeuren voor den militieraad — onder de afkeuringen
vond ik meermalen hooge lotingsnummers — theoretisch
is deze fout niet tegen te spreken. Een correctie zou zijn
aan te brengen, door alleen de dienstplichtige nummers
te beschouwen, maar dit lijkt mij voor ons onderzoek
overbodig, te meer daar deze fout zeker gelijkmatig
werkt. Ik leg hierop den nadruk. Nog meer dan de absolute
cijfers, interesseeren ons de verhoudingscijfers. Ik kom
hier straks nog even op terug.

Dat de thans vigeerende militiewet 1912 dit bezwaar
mist, door te keuren vóór de loting, zij terloops opgemerkt.

Wat de bovengenoemde berekening van Buuinsma be-
treft, hiertegen lijkt mij bij globale berekeningen geen
bezwaar.

B;j ons onderzoek komen echter andere factoren in het
spel. Wij hebben te doen met drie rubrieken, die ieder
hun eigenaardigheden hebben.

Om te beginnen, is het aantal der vrijstellingen, zoowel
die voor »eenige zoon« als voor »broederdienst«, niet
gelijk in de genoemde groepen. Het komt mij dus onjuist

^x) Dat zeer verschillende factoren invloed uitoefenen om voor den
militieraad te verschijnen, moge blijken uit het volgende curiosum.
Er is mij een gemeente bekend, waarvan de lotelingen bijna allen
voor don militieraad komen. Do niet alledaagsche oorzaak hiervan is,
dat het daar door het schoone geslacht bijzonder gewaardeerd wordt,
te weten, of hun aanbidders volkomen gezond zijn.

voor, deze vrijstellingen mee te tellen, waar het ons juist
te doen is, om verschillen op te sporen.

Dat er verschillen bestaan in dit opzicht, kan ik met
cijfers aantoonen.

• . Ik heb nagegaan het aantal eenige zoons voor A, B en
C in de jaren 1885 tot en met 1902 en vond:

A 365 op een aantal van 2454 = 149 per duizend,

B 1052 op een aantal van 9112 = 115 per duizend,

C 188 op een aantal van 2013 = 94 per duizend,

een niet onbeduidend verschil, dat echter verandert, als
men ook de vrijstellingen wegens broederdienst er bij
neemt. Ik deed dit voor het decennium 1890—1899 en vond:

Vrijstellingen wegens broederdienst vrijstellingen
wegens eenigen zoon.

A 439 op een aantal van 1299 = 338 per duizend,

B 1814 op een aantal van 5182 = 350 per duizend,

C 440 op een aantal van 1370 = 321 per duizend.

Deze verschillen zouden op zich zelf nog niet zoo\'n
grooten invloed hebben, als ze steeds gelijkmatig door-
werkten.

Dit is nu bij ons onderzoek niet het geval, omdat de
militiewet 1901 een groote wijziging heeft gebracht in
het aantal dier vrijstellingen.

Vóór dien tijd werden ingevolge de militiewet van
1861 de eenige zoons en de grootste helft van het tot
één gezin behoorend aantal zoons vrijgesteld. Bij de wet
van 1901 werd dit veranderd en werden eenige zoons en
de grootste helft der zoons dienstplichtig.

Dat hierdoor het aantal vrijstellingen wegens broeder-
dienst aanmerkelijk verminderde, behoeft geen betoog.

Om een juist inzicht hierin te hebben, geef ik de cijfers
over de lichtingen 1903 tot en met 1909.

Dat ik. met lichting 1903 begin, komt hierdoor, dat
op de lichting 1902 nog de oude wet van 1861 van toe-
passing was. De militiewet 1901 is 1 Januari 1902 in
werking getreden, zoodat de in December 1901 door den
militieraad verleende vrijstellingen nog volgens de oude ₍
wet plaats hadden.

Ik vond dan voor 1903 tot en met 1909:

Vrij stellingen wegens broederdienst:

A 192 op een aantal van 1435 = 134 per duizend.

B 772 op een aantal van 5064 = 152 per duizend.

C 132 op een aantal van 841 = 157 per duizend.

De verschillen met de vorige jaren springen in het oog.

Dat wij dus door de vrijstellingen mee te rekenen, andere
resultaten zouden krijgen is nu reeds a priori duidelijk.

Ik vond het de moeite loonend, dit aan te toonen en
heb de berekening gemaakt voor de jaren 1902 en 1903,
waardoor dus de storende invloed der wet 190L tot uit-
drukking komt. . .

Lichting 1902 (militiewet 1861).

Vrijstellingen niet ^{(cloor mij} Vrijstellingen ^(düor

gevolgde Bruinsma

meegerekend. .. . . meegerekend. . ,,

methode). ^b gevolgd).

A 35 op 144 = 24.3% A 35 op 217 = 16.1%

B 49 op 390 = 12.6% B 49 op .570 = 8.6%

C 8 op 83 = 9.6% C 8 op 123 = 6.5%

Totaal 92 op 617 = 14.9% Totaal 92 op 910 = 10.1%

Lichting 1903 (militiewet 1901).
A 53 op 197 = 26.9% A 53 op 222 = 23.9%
B 74 op 515 = 14.4% B 74 op 595 = 12.4%
C 11 op 91 = 12.1% C 11 op 109 = 10.1%
Totaal 138 op 803 - 17.2% Totaal 138 op 926 = 14.9%

Deze cijfers spreken voldoende. Zie den sprong van de
afkeuringen van A van 16.1% op 23.9% (volgensBruinsma\'s
berekening) en vergelijk hiermee die, volgens mijn bere-
kening, van 24.3% op 26.9%, dan meen ik reeds bewijzen
genoeg te hebben, dat het, althans voor dit onderzoek,
de voorkeur verdient, de vrijstellingen wegens broeder-
dienst niet in de berekening op te nemen.

Aangezien het keuringsreglement meer dan 300 redenen
tot afkeuring vermeldt, waardoor in de eerste plaats de
overzichtelijkheid verloren gaat en bovendien het materiaal
te veel versnipperd zou worden, bleek mij de noodzake-
lijkheid, om verschillende ziekten en gebreken tot bepaalde
groepen te vereenigen.

Een leidraad voor een indeeling vond ik in de reeds
vermelde studie van Schwiening en Nicolai over de
»Einjährigen«. Met eenige wijzigingen nam ik deze
indeeling over en kwam tot het aannnemen van de volgende
twaalf groepen, benevens een groep ondermaatschen.

Groep I. Algemeene zwakte, slecht ontwikkelde borst-
kas, het uit de krachten gegroeid zijn, bloedarmoede,
tuberculosig pulmonum, chronische bronchitis en pleu-
ritis, adipositas, openbarstende litteekens, chronische
Periostitis, scrophulosis, watervaatsgezwellen, emphyseein,
asthma bronchiale, chronische peritonitis.

Het is dus de groep van debiele personen, waarvan
bovendien een groot gedeelte lijdende is aan tuberculose
in haar verschillende vormen. De samenvoeging moge wat
heterogeen schijnen, als men bedenkt, dat de keuring voor
de militie geen zorgvuldig clinisch onderzoek is en boven-
dien door verschillende deskundigen verricht wordt, zullen
de bezwaren tegen deze groepeering zeker verminderen.

Om een voorbeeld te noemen. De personen, die voor
algemeene zwakte, slechte borstontwikkeling, uit de krach-
ten gegroeid zijn en bloedarmoede worden afgekeurd,
zouden zeker, naar ik mij voorstel, bij een nader clinisch
onderzoek een groot procent aan tuberculoselijders leve-
ren. Ook de fijnere nuanceering in tuberculosis pulmonum
en chronische bronchitis eischt meer, dan van een massa-
onderzoek, als dat voor de militie, mag verwacht worden.

Wij gaan daarom veiliger al deze ziekten samen te
nemen, aldus verkrijgende een groep van zeer zeker
physiek minderwaardige individuen.

Groep II. Ziekten van hart en groote vaten.

Hieronder tevens de varices en varicocele. Een nadere
dilïerentieering van de verschillende hartgebreken lijkt
mij om bovenvermelde reden niet gewenscht.

Dat varices in deze rubriek werden opgenomen, vindt
zijn reden hierin, dat men dit gebrek al in een belang-
rijken graad moet bezitten alvorens afgekeurd te worden,
zoodat de afgekeurden zeker als de bezitters van een
slecht vaatstelsel mogen gequalificeerd worden.

Hetzelfde geldt van de varicocele. Deze geeft, zelfs in
belangrijken graad, meestal geen bezwaren, is den bezitter
meestal onbekend. Dat men op dit punt by de keuring
niet te hooge eischen stelt, zal ieder, die in de gelegen-
heid is vele militairen te onderzoeken, .blijken uit het
groot aantal voorkomende varicoceles.

Dat de afkeuringen voor varicocele dus onder deze
groep gerangschikt worden, heeft m.i. alle reden.

Groep III. . Brekingsanomalieën a. myopie,

b. hypermetropie,

c. astigmatisme.

Groep IV. Andere oogziekten.

Hieronder ook de ziekten van oog-
leden, traanzak, oogspieren.

Groep V. Ingewandsbreuken.

Groep VI. Ziekten der ooren.

Groep VII. Struma en morbus Basedow.

Groep VIII. a. Verminking en misvorming der ex-
tremiteiten,

b. Verbuiging der wervelkolom,

c. Mank gaan.

Groep IX. Deze groep bevat de moeilijk elders onder
te brengen ziekten en gebreken, b.v. misvormingen van
allerlei aard, ziekten van ledematen en gewrichten, af-
wijkingen in spieren, gezwellen, poliepen, hydrocele, aan-
doeningen van slijmvliezen, dwalende testikel, hazenlip,
luxaties, flstula ani, pedes sudatorii. Inderdaad dus een
zeer heterogeen samenvoegsel.

Groep X. Zenuwziekten, neuralgieën, spierverlammin-
gen, erethismus nervosus, incontinentia, stotteren.

Groep XI. Krankzinnigheid, idiotismus, imbecillitas,
epilepsie. \'

Groep XII. Inwendige ziekten, ziekten van maag, darm,
lever, nieren, rheumatismus, haematurie.

Deze groepeering heeft voor ons onderzoek het groote
voordeel, dat wij geen nadeel ondervonden van veran-
deringen in het keuringsreglement. Het thans vigeerend
keuringsreglement is in 1904 in werking getreden, terwijl
de lichting 1905 de eerste was, die volgens dit reglement
gekeurd werd. De nummers der ziekten veranderden
door een hier \'en daar gewijzigde specilicatie. De boven-

genoemde groepeering vermijdt echter de hieruit voort-
spruitende moeilijkheden. De bewerking van het materiaal
werd zoo ingericht, dat het mij mogelijk was, iedere ziekte
ook afzonderlijk na te gaan, zoowel in iedere welstands-
groep, als in ieder jaar.

Allereerst gaan wij na het totaal aantal afkeuringen in
iedere groep. Om betrouwbaarder cijfers te verkrijgen
nam ik telkens vijf jaren samen.

Het resultaat is neergelegd in onderstaande tabel.

A B C

Het totaal aantal afgekeurden bedroeg dus 17.7 % van
het aantal onderzochten of 177 per duizend. Gezien de
andere manier van berekening bij Bruinsma, kan het
niet verwonderen, dat hij over de jaren 1885—1901) voor
de provincie Utrecht vindt een gemiddelde van 150 per
duizend, een lager verhoudingsgetal dan wij. Het getal,
ten opzichte waarvan berekend wordt, dus de noemer
van de breuk, is bij Bkuinsma zooveel grooter, terwijl
de teller, het aantal afgekeurden, gelijk is. Buitendien
rekent Bruinsma over de provincie Utrecht en ik over
de gemeente van dien naam.

Toch moet men voorzichtig zijn met zijn conclusies.

Bruinsma zegt, pag. 289, als bewijs van een gunstigen
toestand: »het aantal afkeuringen is van 1880 af niet
toegenomen«.

Zeker, als men gaat berekenen het aantal afkeuringen
ten opzichte van het aantal lotelingen, is dit zoo. Maar
de quaestie is ingewikkelder.

Een voorbeeld zal dit duidelijker maken.

Laten wij veronderstellen, dat het aantal lotelingen
stijgt voor de jaren 1890 tot 1900 van 30000 op 40000.
Verder, dat wij hebben in 1890 4000 afkeuringen, clan
is het afkeuringscijfer: ⁴/₃₀ = 13.3 %.

Wanneer nu het absolute aantal afkeuringen niet ver-
anderde, zouden wij in 1900 hebben een afkeuringscijfer
van ⁴/₄₀ = 10 %. Men zou dan geneigd zijn van een grooten
vooruitgang te spreken. Toch acht ik het zeer goed
bestaanbaar, dat wij een dergelijke vermindering van het
afkeuringscijfer vinden, zonder dat er iets noemenswaards
ten gunste is veranderd.

Wat toch is do gang van zaken? Blijven wij bij het
zoo even genoemde voorbeeld. Er moeten aangewezen
worden in 1890 uit die 30000 lotelingen 11000 miliciens.
Uit de lotingsnummers 1 tot en met 11000 is dat contin-
gent niet samen te stellen, want onder die 11000 zijn
natuurlijk afkeuringen, vrijstellingen wegens broeder-
dienst enz.

No. 11001 en volgende nummers komen dan aan de
beurt, tot het contingent volledig is. Laten wij aannemen,
dat bij No. 20000 het vereischte contingent bereikt is. Wij
hadden 30000 lotelingen, er blijven er dus 10000 over.
Neem hiervan weder 4000 af wegens broederdienst, dan
zijn er dus 6000 lotelingen, die een vrijlotingsnummei-

trekken, die dus, hoewel zij als aangewezen te boek staan,

t

niet behoeven te dienen, wegens hun vrijloten.

Nemen wij nu liet tweede geval, het jaar 1900. Wij
hebben nu 40000 lotingen. Er zijn evenals in 1890 weder
11000 miliciens noodig. Nu is de mogelijkheid toch zeer
goed denkbaar, dat dan ook bij No. 20000 het contingent
na aftrek van 4000 afkeuringen en 5000 broederdiensten
bereikt is. Wij namen toch aan, dat aan de toestanden
niets noemenswaard veranderd is.

En toch zou de statisticus zeggen, dat het afkeurings-
cijfer gedaald is van 13.3 % op 10 %.

Wij zien hier dus ten duidelijkste, dat er nog andere
factoren in het spel komen, in de eerste plaats de grootte
van het aantal lotelingen en de grootte van het benoodigde
contingent, hetwelk dus, naarmate het grooter wordt,
meerdere van de lotelingen in liet onderzoek betrekt.

Mijn bedoeling was aan te toonen, dat men, berekenend
het afkeuringscijfer door het aantal afkeuringen te deelen
door het aantal lotelingen, uit een daling van dit af-
keuringscijfer nog niet zonder meer mag besluiten tot
een verbetering van het gehalte der negentienjarige
jongelingschap.

Ik wil geenszins beweren, dat met de door mij gevolgde
wijze van berekening, die de vrijstellingen uitschakelt,
deze fout geheel vermeden wordt. Ik vermijd daarmee
die fouten, die ontstaan door de vrijstellingen en de
wijzigingen daarvan, zooals b.v. voor de militiewet van
1901 eenige bladzijden hiervoor werd aangetoond. Ik
herhaal, dat bij mijn onderzoek de onderlinge verhou-
dingen op den voorgrond treden, waar wij verschillen
tusschen de welstandsgroepen nasporen.

Zoo heeft de militiewet 1901 ook het contingent gebracht
van 11000 op 17500. Dat hierdoor tevens het aantal afkeu-
ringen beïnvloed wordt, is na het bovengezegde duidelijk.
De lichting 1903 bestond voor het eerst uit 17500 man.

Alleen dan ware dus een berekening zuiver, als alleen de
onderzochte lotelingen werden in rekening gebracht of,
zooals bij de tegenwoordige militiewet 1912, waar allen
(behalve de vrijstellingen) eerst worden gekeurd.

Ik wees er reeds op, dat een gedeelte van de vrijlotings-
nummers ook wel voor den militieraad komt tot onderzoek,
vooral de zoogenaamde »twijfelaars«, zoodat bovenstaande
redeneering niet tot in bijzonderheden juist is.

Keeren wij nu terug tot ons punt van uitgang, de
totale afkeuring, berekend voor de jaren 1885—1909
op 17.7%.

Vergelijken wij na de bovenstaande overwegingen
hiermee, wat Schwiening en Nicolai in hun Einjahrigen-
statistiek op pg. 66 mededeelen voor het Duitsche Rijk,
een totale afkeuring van 35%, dan zullen wij, dunkt mij,
veiliger gaan onze betere cijfers niet te wijten aan een
zooveel beter gehalte van onze landgenooten en ook niet
aan een strengere keuring in Duitscliland. Wat het
laatste betreft, geloof ik eerder het tegendeel, gezien het
feit, dat men in Duitschland niet volkomen deugdelijken
gebruikt bij den »ongewapenden dienst«. Veeleer is de
oorzaak van het verschil hierin te zoeken, dat de afkeu-
ringen door Schwiening en Nicolai berekend worden ten
opzichte van een contingent, dat in zijn geheel onderzocht is.

De proef op de som zullen wij hebben, als de uitslag-
van de keuringen der keuringsraden, \') die dit jaar voor
het eerst gehouden zijn, bekend wordt gemaakt.

Dat het percentage afgekeurden alsdan zeer gestegen
zal zijn, laat zich a priori reeds vermoeden.

Wat ik er persoonlijk van zag, bevestigde dit.

Dat men ook hier weer niet de schuld mag geven aan

\') Ingesteld bij de militiewet 1912.

een slechter gehalte der onderzochten of aan een grootere
strengheid der keuring — hoewel die niet geheel is weg
te cijferen — daarvan ben ik overtuigd.

De waarde van mijn cijfers wordt door het bovenstaande
niet geschaad, daar ze onderling juist\'è verhoudingen
weergeven. Dat ze niet zonder meer met eventueèle latere
onderzoekingen vergeleken mogen worden, spreekt van zelf.

Het aantal afkeuringen blijkt dus bij de gegoeden het
grootst en bij de minst gegoeden het geringst. Wij von-
den toch het percentage afgekeurden voor de jaren
1885—1909 bij A = \'24.2, bij B = 16.9, bij C. = 13.2.

Wat ook de aandacht trekt, is het feit, dat de aantallen
van jaargroep tot jaargroep eenzelfde golfbeweging door-
maken. Alleen C in 1890—1894 maakt hierop een kleine
uitzondering.

De styging in het laatste decennium hangt waarschijnlijk
af van den invloed der wet 1901.

Gaan wij nu na, hoe deze afkeuringen over den loop
der jaren in iedere welstandsgroep zich gedetailleerd
voordeden.

Om weder grootere getallen te krijgen, nam ik telkens
vijf jaren samen. Het decennium 1890—99 had ik reeds
als een groep van tien jaren berekend. Ik vond het niet
noodig, deze groep ook weder in twee vijfjarige perioden
te splitsen.

De volgende tabellen geven een overzicht van de af-
keuringen.

Reden tot

1885—89 1890—99 1900—04 1905—09

arkeuring.

Onbekend 10 (31.8) 4 (4.8) 1 (1.3) 2 (2.3)

Te klein 2 (6.4) 4 (4.8) 3 (3.8) 3 (3.4)

I 15 (47.7) 32 (38.3) 43 (54.7) 42 (48.3)

II 2 (6.4) 8 (9.6) 12 (15.4) 33 (38)

19 41 33 47

III¹) 27 2(85.9) 61 3(73. ) 52 G(66.2) 79 2(90.9)

G 17 13 30

IV 8 (25.4) 11 (13.2) 10 (12.8) 11 (12.7)

V — — 1 (1.2) 3 (3.8) 5 (5.8)

VI 3 (9.5) 7 (8.4) 7 (9. ) 9 (10.4)

VII — — 2 (2.4) 10 (12.8) 23 (26.5)

0 8 18 31

VIII\') 3 1 (9.5) 12 4(14.4) 22 3(28.2) 36 4(41.4)

2 0 1 1

IX 4 (12.7) 4 (4.8) 4 (5.1) 11 (12.7)

X 1 (3.2) 3 (3.6) 2 (2.6) 6 (6.9)

XI 1 (3.2) 3 (3.6) 3 (3.8) 5 (5.8)

XII 1 (3.2) 1 (1.2) 4 (5.1) 6 (6.9)

77 (245) 153 (183) 176 (224.3) 271 (311.8)

Aantal onder
zochten

314 836 785 869

De tusschen \'haakjes geplaatste getallen zijn berekend per duizend
onderzochte lotelingen.

De onder elkander geplaatste kleine cijfers geven aan de op
pag. 55 genoemde onderverdeeling in a, b en c.

Reden tot _18g._₈₉
afkeuring.

Onbekend 21 (15.2)

Te klein 29 (21.0)

I 62 (45)

II 10 (7.3)

13

III 21 3(15.2)

IV 30 (21.8)

V 11 (8.0)

VI 5 (3.6)

VII —

VIII 29 (21.0)

IX 8 (5.8)

X 6 (4.4)

XI 2 (1.6)

XII — —

234 (169.7)
Aantal onder-

1379

zochten

6- (1.8)
48 (14.5)
136 (41)

23 (7)

33

71 9(21.3)
29

39 (11.8)
19 (5.7)
12 (3.6)
4 (1.2)

51

63 0(1.9)
G

26 (7.8)
3 (0.9)
6 (1.8)
1 (0.3)
457 (137.9)

3315

— — 2 (0.6)

29 (12.9) 30 (9.4)

66 (29.1) 176 (54.9)

19 (8) 46 (14.4)

26 47

5414(23.8) 10510(32.8)

14 48

35 (15.4) 70 (21.8)

15 (6.6) 20 (6.2)

13 (5.7) 31 (9.7)

15 (6.6) 45 (14.0)

36 83

45 0(19.8) 10612(83.,)

3 11

17 (7.5) 36 (11.2)

9 (4.0) 17 (5.3)

4 (1.8) 13 (4.1)

6 (1.9)

320 (141.3) 703 (219.8)
2264 3199

Do tusschcn haakjes geplaatste getallen zijn berekend per duizend
onderzochte lotelingcn.

Reden tot

I_onderzochte lotelingen.

t- Ondermaatschen.

Vergelijken w\\j allereerst het getal ondermaatschen clan
vinden we voor bovengenoemde jaargroepen:
A 2 4 3 8 totaal 12 op 2804 onderzochten

= 4,30_/oo;

B 29 48 29 30 totaal 136 op 10157 onderzochten

= 18.4 o/₀₀.

C 6 18 4 2 totaal 30 op 2025 onderzochten

= 14.8 °/oo-

B en C hebben meer dan driemaal zooveel.ondermaat-
schen als A.

In den loop der jaren was dat aantal per duizend
berekend:

1885—89 1890—99 1900—01 1905—09 Gemiddeld.

Het aantal ondermaatschen blijkt in den loop dei-
jaren dus enorm afgenomen, vooral voor C is de ver-
betering zeer groot. -¹

Groep I. Yoor deze groep der zwakke en tuberculeuze
individuen vinden wij de volgende pro mille cijfers:

1885—89 1890—99 1900—04 1905—09 Gemiddeld.

Deze cijfers zullen op het eerste gezicht verwonderen.
Dat de gegoeden juist een grooter aantal zwakke personen
leveren en zelfs de minst gegoeden in deze verreweg
het beste figuur maken, is zeker tegen de verwachting van,
hen, die zich de vroeger vermelde resultaten herinneren.

Eén ding mag echter niet over het hoofd gezien worden,
dat is de groep der ondermaatschen. Ik heb mjj her-
haaldelijk persoonlijk kunnen overtuigen, zoowel by het
lotingsonderzoek te Utrecht als bij de talrijke keuringen,
waarmee mijn betrekking mij in aanraking brengt, dat
de groep ondermaatschen inderdaad, van physisch-
anthropologisch standpunt bezien, een hoogst inferieure
collectie vertegenwoordigt.

Ik acht m\\j dan ook niet alleen ten volle gerechtigd,
maar oordeel het juister, om als debiele personen op te
vatten de combinatie van de ondermaatschen met groep I.

Wij vinden daarvoor weder pro mille:

Ondermaatschen -f- groep I. Gemiddeld.

De verschillen blijken alsnu voor A en B vrijwel ge-
^ nivelleerd. terwijl C de gunstigste verhouding geeft.

Ten einde verder een inzicht te krijgen in de validiteit
der verschillende rubrieken, besloot ik nu samen te
nemen, die ziekten en gebreken, die iemand als physiek
minderwaardig doen kennen.

Ik rekende daartoe de ondermaatschen, groep I de
debiele personen, groep II de hartgebreken, VII struma
en Basedow, XI de zielsziekten, XII de inwendige ziekten.

Ik vond daarvoor per duizend:
1885—89 1890—99 1900-04 1905—09 Gemiddeld

Hier komt dus inderdaad weer voor den dag het feit,
dat de gegoeden naar verhouding het grootste aantal
inferieure personen leveren.

Bezien wij deze tabel wat nader, en wel van jaargroep
tot jaargroep, dan blijkt de groote omkeer na 1900 te
hebben plaats gehad, tenminste wat A en B betreft. C
l^is zich zelf vrijwel gelijk gebleven.

Vóór 1900 zijn A en B vrijwel gelijk, A zelfs nog iets
beter, maar na dien tijd is de verhouding veranderd.

De oorzaak hiervan bleek mij vooral gelegen te zijn
in het aantal afkeuringen voor struma en Basedow, de
groep VII.

Groep VII. Struma en Basedow.

1890-99 1900-04 1905-06
A - 2.4 °/_o0 12.8 o/₀₀ 26.5 o/₀₀
B - 1.2 0/«, 6.6 %₀ 14.0 o/₀₀
C - - 2.6 %o 5.9 °/₀₀

De toeneming en vooral de snelle en gelijkmatige toe-
neming in de rubrieken A, B, en C verdient de aandacht.
Dat zij zich het sterkst doet gevoelen bij A spreekt vanzelf,
door het relatief groot aantal afkeuringen voor deze ziekte.

Groep II. Hartgebreken. Ook deze groep is der aan-
dacht waard en is voor een deel debet aan het feit, dat
A in de latere jaren lioogere afkeuringscijfers geeft dan B.
Ik vond hiervoor:

Het aantal hartgebreken, in A het grootst, blijkt in den
loop der jaren over het geheel genomen te stijgen in
alle groepen, — afgezien van enkele groote afwijkingen
bij C, die wel op rekening mogen gesteld worden van
liet betrekkelijk te klein aantal waarnemingen.

Sinds 1885—89 blijken de hartgebreken bij A verzes-
voudigd, bij B verdubbeld en bij C verdrievoudigd.

Berekenen wij het aantal hartgebreken nu eens niet
ten opzichte van liet aantal onderzochten, maar ten opzichte
van het aantal afgekeurden, dan vinden wij:
A 2.6% 5.2% 6.8% 12.2%
B 4.3% 5.0% 5.6% 6.5%
C 3 % 1.1% 5.3% 8.4%
In hoeverre het toenemen der hartgebreken is toe te
schrijven aan een strengere keuring in den loop der jaren,
moet ik in het midden laten. We zouden dezelfde vraag

ook bij de toeneming van het struma kunnen stellen.
Evenwel, in de groep VII was de toeneming gelijkmatig
bij alle drie rubrieken, de onevenredige toeneming der
hartgebreken bij A wordt dus niet verklaard door een
strengere keuring, tenzij men aanneemt, dat A, B en
C, wat keuring betreft, niet in dezelfde condities ver-
keeren.

De bewering, dat met verschillende maat gemeten
wordt voor den welgestelde en den minder bedeelde,
is beslist onwaar; dat door middel van omkooperij de
rijke zich een afkeuring zou kunnen koopen, zooals vaak
min of meer openlijk gezegd wordt, het is een laster,
die gevoed wordt door minderwaardige sujetten, die er
hun beroep van maken den aanstaanden miliciens de
beurzen te snijden. Ons corps officieren van gezondheid,
dat grootendeels de leiding heeft bij de keuring, staat te
hoog voor een dergelijke verdachtmaking.

■ Men zou echter kunnen zeggen, dat de gegoede eerder
met een attest van zijn huisdokter zal verschijnen en
zoodoende de aandacht van de commissie op zijn gebrek
zal vestigen. De uitgebreidheid van ons ziekenfondswezen
is het beste tegen-argument en als ik mij de vele attesten
herinner, .die mij op mijn keuringsreis door den werkmans-
stand werden aangeboden, dan ben ik overtuigd, dat dit
bezwaar, althans tegenwoordig, binnen enge grenzen
teruggebracht is.

Wanneer wij bovengenoemde cijfers der hartgebreken
vergelijken met hetgeen Schwiening en Nicolai meedeelen,
dan vinden wij een treffende overeenkomst. Ook zij be-
rekenen het aantal afkeuringen voor hartgebreken ten
opzichte van het totaal aantal afkeuringen (pg.46) en vinden
bij de »Einjährigen« 14.7 %, bij de overige militie 5.8 %.

Vergelijk daarmee onze laatste cijfers 12.2% by A en

6.5 % bij B (O is te klein in aantal), dan zien wij dat ook ¹
in Duitschland bij de gegoeden de hartgebreken ongeveer
tweemaal zooveel voorkomen als bij de minder gegoeden. .

Groep III. Brekingsanomalieën.

Wel een overzicht waard is deze groep van afwijkingen.
Zooals te verwachten was, komen zij bij de meer gegoeden
veelvuldige!\' voor, waarvan het voortgezet onderwijs als
de oorzaak valt aan te wijzen.

Wij vinden nu aan brekingsafwijkingen:

1885—89 1890—99 1900—04 1905—09 Gemiddeld

A 85.9 %o 72.9700 66.2% 90.9 %₀ 78.1 %

B 15.2% 21.1% 23.8 %₀ 32.8 %₀ 24.7%

C 18.3 »/co 11.0 %o 20.6% 11-8\'% 13.3%

A verreweg bovenaan maar vrijwel stationair, B, hoe-
wel veel gunstiger dan A, schijnt echter op weg zijn
oogen te bederven, terwijl ook hier C het voordeeligst
voor den dag komt.

Berekenen wij ook deze brekingsafwijkingen eens ten
opzichte van het aantal afgekeurden, dan vinden wij:

1885—89 1895—99 1900—04 1905-09

Hiertegenover vinden Schwiening en Nicolai 10.3% voor
de »Einjährigen« en 4.4% voor de overigen.

Dit verschil met onze uitkomsten behoeft niet te ver-
wonderen, als men nagaat, hoe men de slecht ziende
jonge mannen toch nog voor de militie bruikbaar acht
in Duitschland.

Hoe de brekingsafwijkingen zich onderling verhouden
bij onze rubrieken A en B, blijkt hieruit:

Op honderd afkeuring-en voor brekingsanomalieën:
A. myopie 64 B. myopie 47.4

hypermetropie 6 hypermetropie 14.3

astigmatisme 30 astigmatisme 38.3

Hierbij meen ik het, wat détailbeschrijving der af-
keuringen betreft, te kunnen laten.

Üit de voorgaande tabellen kan de belangstellende
lezer gemakkelijk zien, hoe het met de andere ziekte-
groepen gesteld is, voor een afzonderlijke beschouwing
vond ik het aantal gegevens op vele plaatsen te klein.

Als resultaat van dit onderzoek kunnen wij met zeker-
heid zeggen, dat het aantal afkeuringen bij de gegoeden
het grootst, bij de minst gegoeden het geringst is, ook
zelfs al worden de ooggebreken, bij de gegoeden zoo
talrijk, buiten rekening gelaten. Ook de beschouwing van
die ziekten en gebreken, die het individu als physiek
minderwaardig kenmerken, geeft hetzelfde resultaat.

HOOFDSTUK III.

DE FORMULEQÜAESTIE.

Men heeft gezocht by den normaal gebouwden mensch
haar liet bestaan van vaste verhoudingen tusschen lengte,
gewicht en borstomvang, met de bedoeling, deze betrek-
kingen na te gaan bij een bepaald individu, om een
inzicht te krijgen in diens constitutie.

Inderdaad zijn verschillende dergelijke formules op-
gesteld, te veel om ieder afzonderlijk te bespreken. Deze
veelvuldigheid wijst allereerst op het feit, dat de grond-
gedachte van dit formulair verband veler belangstelling
heeft gewekt en ook, dat men zich met de gevonden
resultaten niet heeft vergenoegd, maar steeds naar ver-
anderingen en verbeteringen is blijven streven.

Aangezien de lichamelijke gesteldheid een complex is
van zeer verschillende samenstellende factoren, waarop
zoowel liet gemis als de aanwezigheid van goede of
slechte lichamelijke eigenschappen invloed uitoefent, is het
zonder meer duidelijk, dat een dergelijk complex zich
niet laat knellen in het keurslijf van een formule, die
slechts met enkele van die factoren rekening houdt.

Wie alleen zou afgaan op de uitkomst van een formule
bij de beoordeeling der lichaamsgesteldheid, zou stellig
meer fouten begaan, dan hij, die dit nalaat en den proef-
persoon onderzoekt volgens de regelen van- zijn kunst.
De uitkomst van een formule maakt iemand niet geschikt
of ongeschikt, hetzij voor den dienst of voor een levens-
verzekering. Wie een dergelijken eisch stelt aan een for-
mule, heeft al heel slecht de bedoeling der onderzoekers
begrepen. Dit zou slechts dan waar zijn, als een goed
geproportioneerd lichaam, waarvoor dus de bovenge-
noemde wiskundige betrekkingen ideale resultaten geven,
tevens waarborgt tegen iedere ziekte. Wij weten, dat de
werkelijkheid geheel anders is, de tuberculose vinden
wij lang niet altijd bij slecht gebouwden, en deze voor-
beelden zijn met vele te vermeerderen.

Bij de beoordeeling van een bepaald persoon zal dus
steeds het geneeskundig onderzoek de hoofdrol vervullen.

Maar is dit geneeskundig onderzoek zoo zeker van z\\jn
taak, dat het alle andere hulpmiddelen gerust terzijde
kan stellen?

Op groote schaal wordt ons bij de keuring voor de
militie om een oordeel gevraagd: geschikt of ongeschikt?
Tertium non datur. Geen medische slag kan listiglijk om
den arm worden gewonden.

Hoewel de geschiktheid zich niet bij het pond laat
afwegen, zullen wij vaak onbewust een balans opstellen,
waarin de negatieve hoedanigheden, de ziekten en ge-
breken, gewogen worden tegenover gunstige momenten
als een stevige bouw, goede voedingstoestand van huid
en spieren enz.

Niet daar, waar een uitgebreid tuberculeus longproces
de schaal zoo diep doet doorslaan, dat zelfs alle verdere
gunstige momenten de balans niet aan het wankelen

kunnen brengen, niet daar,\'waar een ernstig nierlijden,
een maligne nieuwvorming of een belangrijke misvorming
de uitspraak vergemakkelijken, maar daar, waar aan
credit- als aan debetzijde weinig te vermelden is, in die
neutrale zóne, daar doen zich de groote moeilijkheden
voor aan den keurenden geneesheer.

Daar wordt de al of niet geschiktheid voor den dienst
een zoo subjectief iets, dat men verlangend moet uitzien
naar alle middelen, die een vasteren grond onder de
voeten zouden kunnen geven.

Eén van die middelen lijkt mij de toepassing van boven-
bedoelde formules, die dus weergeven de verhoudingen,
die langs empirischen weg gevonden zijn te bestaan bij
normaal gebouwde personen.

Wanneer uit een groot aantal waarnemingen is gebleken,
dat normaal een zekere verhouding bestaat tusschen lengte,
gewicht en borstomvang of eenige andere combinatie, dan
lijkt het mij zeer zeker rationeel, om in die twijfel-
achtige gevallen, waar de keuze tusschen geschikt of
ongeschikt moeilijk valt, na te gaan, of de bewuste per-
soon inderdaad voldoet aan die eischen.

De ervaring heeft mij geleerd, dat die moeilijkheden
zich het meest voordoen bij die personen, bij wie geen
bepaalde afwijkingen worden waargenomen en waar de
vraag meestal deze wordt: Is de man sterk genoeg om
den militairen dienst te kunnen volhouden?

In zoo\'n geval is men mijn inziens volkomen gerechtigd,
de al of niet aanwezigheid van normale lichaamsver-
houdingen den doorslag te doen geven.

De geschiktheid voor den dienst is geen vast omschreven
begrip, zij is afhankelijk: 1° van de eischen, welke gesteld
worden, die weer afhangen van het aantal benoodigde
miliciens en het aantal en het gehalte der aan de keuring

onderworpen jonge mannen, en 2° van de opvatting van
den keurenden geneesheer.

Waar het dus mogelijk is, diens subjectiviteit te be-
perken, mag dit niet nagelaten worden.

De vraag naar de geschiktheid is, niet enkel uit een
zuiver militair oogpunt beschouwd, der aandacht waard.

Het individu met een minderwaardige constitutie, dat
aan de vermoeienissen van het krijgsmansleven wordt
blootgesteld kan daardoor belangrijk worden geschaad,
terwijl door het afkeuren van een voldoend corpus een
onbillijkheid wordt begaan tegenover andere belangheb-
benden. De Staat zelf heeft goede bruikbare krachten
noodig, heeft dus ook groot belang bij een streng onder-
zoek, daar iedere onbruikbare soldaat een verlies aan
kracht, moeite en geld beteekent.

Wanneer nu de gang van zaken deze was: in dubiis
abstine, men stelde dus de twijfelaars vrij van den dienst,
dan zou de onbillijkheid tegenover de andere belang-
hebbenden, vooral met de thans vigeerende militiewet
Colijn, nog niet-zoo heel groot zijn. Het zou dus hierop
neerkomen, dat de sterkere broeders om een kleiner aantal
vrijstellingen loten. Hun betere natuurlijke gesteldheid
lijkt mij\' tegenover deze kleine onbillijkheid een goede
compensatie.

Bij de vroegere militiewet 1901, waar eerst geloot werd,
wie dienstplichtig was, en daarna gekeurd werd, waren de
gevolgen onaangenamer, daar het kon voorkomen, dat
door loting vrijgestelde lotelingen nog maanden na dato
dienstplichtig werden door afkeuring van miliciens, die
niet tegen den dienst bestand bleken. Dat onder die
omstandigheden de lust, zijn militieplichten te vervullen,

minder groot is dan hij anders geweest zou zijn, is

*

duidelijk. Een strengere keuring had den betrokkenen,

afgekeurden en invallers, veel teleurstelling bespaard en
zou ook den Staat tot voordeel zijn geweest.

In plaats echter van het bovengenoemde standpunt,
van de twijfelaars af te keuren, bestaat er volgens mijn
ervaring, veeleer het streven, dezen, als het even kan,
goed te keuren.

Onder het motto: »probeeren« wordt menige sukkel in
uniform gestoken en blijft, al wordt hij later niet afge-
keurd, een lastpost voor z\\jn omgeving. Dat de instelling
der keuringsraden, die volgens de militiewet 1912 het
geheele contingent keuren vóór de loting, in deze ver-
betering zal brengen, geloof ik zeker. Onwillekeurig gaat
men, waar een behoorlijk materiaal te krijgen is, hoogere
eischen stellen.

Daar wij ten onzent, zooals in Duitschland een rubriek:
»geschikt voor actieven ongewapenden dienst« missen,
waarin het bovengenoemde uitschot geschikt zou kunnen
worden ondergebracht, — de administratietroepen of
militaire werkers der wet 1912 hebben mijns inziens een
andere strekking, ondergaan trouwens dezelfde keuring
als de anderen lijkt het mij gewenscht, het bovenge-
noemde standpunt te wijzigen in dien zin, dat slechts
mogen worden aangenomen die lieden, wier constitutie

\') In Duitschland wordt do militiepliohtige na militair-geneeskundig
onderzoek ingedeeld in een van de volgende rubrieken:
a. tauglich (zum Dienst im stehenden Heere)-
h. bedingt tauglich (zum Dienst in der Ersatzreserve),
c. zeitig untauglich.

(L /.um Dienst im stehenden Heere zwar untauglich, aber noch

im Landsturm verwendungsfähig.
c. dauernd untauglich.
Dij de vaststelling van groep ff wordt bovendien nog onderscheiden:
tauglich zum activen Dienst mit der Waffe, en: /.um aktiven Dienst
ohne Waffe.

eenig\'szins een waarborg biedt voor een goed vervullen
van hetgeen van hen gevraagd zal worden. Wij zouden
dus, hetzelfde waar von Vogl (vlg. Hoofdstuk I) voor
Duitschland op aandringt, de »Wehrtüchtigkeit,« dat is de
physieke waarde van de goedgekeurden, daarmee ten
zeerste verhoogen. Dat wij dus bij het beoordeelen van
de op dit terrein veelvuldig voorkomende twijfelachtige
gevallen, objectieven steun maar al te goed kunnen ge-
bruiken, is bij mij aan geen twijfel onderhevig en even-
zeer geloof ik, dat men dezen steun zal kunnen vinden
in verstandige toepassing van proefondervindelijk als
juist bewezen anthropologische feiten.

Deze overwegingen brachten mij er toe, om de gelegen-
heid, die zich aan mij voordeed, een 500-tal miliciens uit
het garnizoen Ede te onderzoeken, niet te laten voorbij-
gaan, zonder ze nagegaan te hebben op de bekende
formule van Pignet.

Tevens gaven zij mij aanleiding een theoretische
overweging aan de praktijk te toetsen, waarover later
meer.

De formule van Pignet.

Pignet trekt van het centimetergetal der lengte af de
som van het centimetergetal van den borstomvang (bij
uitademing) en het kilogramgetal van het gewicht. Dit
verschil noemt hij indice numérique of coëfficiënt de
robusticité. ^J)

Noemen wij dezen coëfficiënt = P, dan ziet dus de for-
mule er aldus uit:

L - (B G) P.

t

Pignet. Du coëfficiënt de robusticité. Buil. méd. 1901.

Hij noemt personen met een index
beneden 10 zeer sterk
10—15 sterk
16—20 goed
21—25 middelmatig
26—30 zwak
31—35 zeer zwak
boven 35 totaal ongeschikt.

Een grootere index correspondeert dus met een slechtere
lichaamsgesteldheid.

Over Pignet vond ik nog het volgende vermeld bij R.
Anthony, Anthropologie, Hygiëne individuelle, Education
physique pg. 24:

»Pignet put suivre les hommes qu\'il avait examiné
à cet égard lors de la visite d\'incorporation.

Il constata une rélation frappante entre l\'indice numé-
rique et la morbidité.«

Verschillende onderzoekers hebben de formule van
Pignet met het oog op de beoordeeling van de geschikt-
heid voor den militairen dienst nader onderzocht. Butza \'),
Sestini ²), Lemoine ⁸) en Corcelle ⁴) hadden hiermede .
goede resultaten.

Onderzoek.

Het onderzoek werd door m ij in twee gedeelten verricht,
het eerste betrof 164 miliciens der infanterie van de licli-

\') Butzà: Sur lil valeur du coëfficiënt de robusticité Piqnet.
Caducée 1905.

^s) Sestini : Physikalische Konzeichen zur Iïeurtheilung der Militiir-
diensttauglichkeit.

³) Lemoine: Conditions »d\'aptitude physique au service militaire.
Caducée 1904.

⁴) Corcelle: Sur lo coefficient de robusticitô-Thôse. Rof. in journ.
de inéd. et de chir. pratique T. LXXVI 1905.

ting 1911 uit het garnizoen Ede, het tweede 167 miliciens
der infanterie, 113 der veldartillerie en 54 der cavalerie.

Totaal werden 498 personen nagegaan door middel
van het kaartsysteem.

De condities, waaronder werd onderzocht, waren steeds
zooveel mogelijk gelijk, de leeftijd der proefpersonen was
ongeveer 20 jaar; het onderzoek had \'s morgens plaats,
terwijl er nog geen dienst van hen gevraagd was. Zooals
men weet, wordt door vermoeienis vooral de lengte sterk
beïnvloed, volgens Ranke kan deze vermindering zelfs
5 tot 6 cM. bedragen.

Gemiddeld werden 30 personen per dag onderzocht.

De gang van het onderzoek was de volgende. De proef-
persoon kleedde zich geheel uit en werd alsdan door
mij beoordeeld, zonder dat eenige maat genomen was.
Deze beoordeeling werd door mij uitgedrukt in een cijfer,
waarvan 5 het hoogste vertegenwoordigde en 1 zeer slecht
beteekende.

Vervolgens werd de proefpersoon gemeten en gewogen
en de borstomvang bepaald. Dit laatste geschiedde op
.drie wijzen:

1°. Borstomvang gemeten vlak onder de mamillae bij
hangende armen in ademhalingspauze.

2°. Volgens het Zwitsersche keuringsreglement, de
armen half schuin naar voren gestrekt en het bovenlijf
iets naar voren gebogen.

3°. Volgens het Duitsche keuringsreglement, de armen
horizontaal en het verschil nemen tusschen in- en
exspiratie.

Voor de toelichting dier maten verwijzend naar het
Utrechtsche lotingsonderzoek, kan ik hier volstaan met
de mededeeling, dat in mijn berekening de eerstgenoemde
maat werd gebruikt.

Ik kreeg de volgende resultaten: -1

C beteeken t beoordeelingscijfer.

Zonder een enkele uitzondering zien wij dus den index
van Pignet kleiner worden bij een verbetering van het
beoordeelingscijfer.

Het cijfer 1 behoefde niet te worden toegekend. Als
curiositeit wil ik vermelden, dat tijdens het onderzoek
drie jongelieden voor vrijwilliger gekeurd werden, aan
wie ik het cijfer 1 toekende. De index van Pignet was
gemiddeld 40. Allen werden afgekeurd.

Om den lezer niet noodeloos met tabellen te vermoeien,
wil ik hier nog meedeelen de treffende overeenkomst,
die ik vond, wat betreft het onderzoek bij de infanterie,
in het eerste en tweede onderzoek. Btf het eerste vond
ik by 164 man een gemiddeld beoordeelingscijfer van 3.9
en een index P van 20.1. Bij het tweede vond ik bij 167
man een gemiddeld beoordeelingscijfer ook van 3.9 en
een index P van 20.2. Ik vermeld deze bijzonderheden,
omdat z\\j pleiten voor de betrouwbaarheid der beoor-
deeling.

Dat ik voor de bereden wapens nog gunstiger cijfers

vond, kan niet verwonderen, als men weet, dat deze cate-
gorie wordt uitgekozen uit het gros. Ik vond dan ook
voor de veld-artillerie bij 113 man een gemiddelde be-
oordeeling van 4.3 en een index P van 14.8, voor de
cavalerie was dit voor 54 man resp. 4 en 20.0.

Vervolgens werd de indice numérique onderzocht in
iedere deugdelijkheidsgroep afzonderlijk, ten einde den
invloed van de lengte na te gaan.

De personen met hetzelfde beoordeelingscijfer werden
dus gerangschikt naar hun lengte. Ik nam drie groepen
aan, de zeer lange personen van 1.80 M. en meer, dan
een rubriek van 1.70—1.80 M. en verder de middelmatigen
van 1.60—1.70 M., een kleinere rubriek was niet gewenscht
wegens te geringe vertegenwoordiging.

Ik verkreeg de volgende resultaten:

Hoewel het wenschelijk zou zijn over een nog grooter
aantal waarnemingen te beschikken, die waarschijnlijk
liet verschil nog kleiner zouden maken, meen ik uit het
hierboven vermelde te mogen concludeeren:

Dat de lichamelijke gesteldheid, voor zoover de corre-
latie van lengte, gewicht en borstoinvang recht geeft deze

te beoordeelen, zeer goed haar uitdrukking vindt in de

*

formule van Pk;ni:t; dat in deze formule de lengte geen

correctie behoeft, al is niet te ontkennen, dat een grootere
gestalte de neiging vertoont de indice numérique grooter,
dus slechter te maken.

Dat de leeftijd invloed heeft, is duidelijk, daar wij te
doen hebben met een groeiend organisme met zijn wis-
selende verhoudingen. De formule van Pignet geldt
voor den militieplichtigen leeftijd bij de vermelde indices,
(zie pg. 77.)

Over de toepassing is reeds gesproken. Zij moet mijns
inziens blijven een hulpmiddel bij keuringen, dat in
dubieuze gevallen den doorslag geeft, zij mag de keuring
zelf in intensiteit niet doen verminderen, zij is geen
axioma, geen wet van Meden en Perzen, maar een gids,
die, met verstand geraadpleegd, in vele gevallen den juisten
weg zal doen wijzen.

Op welk getal zal men den voldoenden index moeten
stellen ?

Het komt mij voor, dat men de 30 niet moet over-
schrijden, tenzij men bij onderzoek argumenten ten goede
kan laten opwegen.

In dat geval heeft de formule toch haar goede diensten
bewezen, zy heeft gemaand tot strenger en nauwkeuriger
onderzoek, dat den onderzochte en den onderzoeker ten
goede komt.

De formule van Broca.

Behalve de hierboven besproken formule van Pignet
heeft men het lichaamsgewicht zonder meer gebruikt
als maatstaf by de beoordeeling.

Hierbij geldt weer hetzelfde, als in het begin van dit
hoofdstuk werd gezegd. Aan het gewicht op zich zelf
heeft men niets en dit wordt te duidelyker, als men bedenkt
hoeveel factoren op het gewicht van invloed zijn. Ik

6

vermeld, als de voornaamste: nationaliteit en ras, lengte,
ouderdom, welstand, voeding, beroep en gezondheids-
toestand.

Van meer belang zijn de betrekkingen tusschen lengte
en gewicht, waarvoor men verschillende formules heeft
opgesteld. De al of niet aanwezigheid van de als norm
aangenomen verhouding geldt dan als indicator voor meer
of minder goede lichaamsontwikkeling.

De talrijkheid der onderzoekingen op dit gebied ver-
biedt mij zelfs een overzicht te geven van hetgeen
gepubliceerd is.

Als een van de belangrijkste en meest bekende wil ik
echter noemen de formule van Broca, die, schitterend
van eenvoud, in kilogrammen eischt, wat iemand in
centimeters boven de Meter is. Deze formule is door
Broca opgesteld voor den. volwassen man, dus voor
30 jarigen, leeftijd. Dat iemand op dienstplichtigen, dus
ongeveer 20 jarigen leeftijd, bij een lengte van 1.80 M.
80 K.G. zou wegen, is uitzondering; zelfs iemand van
1.70 M. haalt in doorsnee geen 70 K.G. Op dien leeftijd
is de eisch dus te hoog gesteld voor grootere personen.
Om hieraan tegemoet te komen, heb ik vaak gezien bij
keuringeïi, dat er eenvoudig 10 K.G. van den eisch werd
afgetrokken, zoodat iemand van 1.80 M. 70 K.G. moest
wegen. Ik voeg hier even aan toe, deze eischen zijn niet
officieel, daar ons keuringsreglement in deze geen bin-
dende bepalingen heeft; blijkbaar echter hebben de
militaire geneeskundigen de behoefte gevoeld aan een
dergelijk formulair verband, ten minste, ik weet, dat de
aldus gewijzigde Broca gebruikt wordt. Dat men daar-
mede een fout maakt in omgekeerde richting is duidelijk.
Immers, dat iemand van 1.55 M. 45 K.G. weegt, geeft
geenerlei waarborg voor \'s mans deugdelijkheid.

Hoewel ik het nut van bovengenoemde formules niet
ontken, en ze, met voorzichtigheid toegepast, zeer bruik-
baar zijn, moet daarbij niet vergeten worden, dat Broca
van de grootere personen op 20-jarigen leeftijd te veel
eischt en de gewijzigde van de kleinere te weinig.

Het komt mij trouwens niet logisch voor, om zoowel
voor grootere als voor kleinere personen eenzelfde getal
af te trekken. Tartière wijst hierop en zegt o. a. »Het
verschil tusschen de decimalen van lengte en gewicht
mag bij lange en gemiddelde personen niet meer dan
12—15, bij de kleine niet meer dan 7 bedragen.«

Ik heb dan gezocht naar een formulair verband, dat
deze klippen weet te omzeilen en voor iedere lengte kan
gebruikt worden op den 20-jarigen leeftijd.

Betrekking tusschen lengte en gewicht.

Als uitgangspunt van mijne gedachten, stelde ik mij de
menschelijke gestalte voor als een cylinder, met een
lengte van L d.M., een doorsnee van D d.M-., een ge-
wicht van G. K.G. en soortelijk gewicht = 1.

Ik dacht mij een tweede menschelijke gestalte als cylin-
der, grooter dan de eerste, waarvan de diverse afmetingen
werden weergegeven door L,, Dj, G_x, soort. gew. ook 1.
Ik stelde mij verder de mogelijkheid voor, dat er een
evenredigheid zou bestaan tusschen de getallen, die
de lengten weergeven, en die, welke de doorsneden
aanduiden.

De hypothese werd dus deze:

L: Lj = D : D_x.

Q

Aangezien, bij soort. gew. = 1, D = ^ , krijgen we

G . Gj

of

L ~ Li
_ Gi
L² ~ L,³

Q

of met andere woorden: de verhouding^ is een constante,

dus ~ = k of G = k L².

Lr

Als deze redeneering waar was, zou er dus inderdaad
een betrekking zijn gevonden tusschen gewicht en lengte.

Ik wil er op wijzen dat bovengenoemde veronderstelde
verhouding geen wiskundige afleiding is, uitgaande van
de gelijkvormigheid der cylinders. Integendeel, de cylin-
ders zijn niet gelijkvormig, waren ze dat wel, dan zouden
we wel een wiskundige afleiding kunnen opstellen aldus:

De lengte zijn evenredig aan de middellijnen:

1/ -

L- )/D ¹ L GLj
■L, ~ 1/D,

Ei

L² _ GLj
L_x² — G;L

G _

L^8_ Li³

Of het gewicht, gedeeld door de derde macht der lengte
is een constante.

Dit zou dus het resultaat zijn van de gedachte, dat de
lengte van den mensch evenredig toeneemt met zijn breedte.

Daar dit, met name voor het niet volwassen en hoofd-
zakelijk in de lengte groeiend organisme niet waarschijnlijk
is en bovendien de aanwezigheid van een derde macht in de
formule de toepassing in de practijk te veel bemoeilijkt,
meende ik het beste te doen, verder te werken met, de

G

eerstgenoemde uitkomst ^ = k waarbij wij dus aannemen,

dat de getallen, die de lengten weergeven, evenredig
zijn aan die van de doorsneden.

In de litteratuur zoekend, vond ik dezelfde grondgedachte
ook door anderen uitgewerkt, zoo bv. de formule van

Quételet: Ook vermeldt Niceforo (bladz. 85) de

wijziging, door Livi voorgesteld, in ^ leifgte^*\'\' die dus

vrijwel overeenkomt met de door ons boven besproken
formule.

Hoewel ik, onafhankelijk van anderen, op bovenstaande
gedachte kwam en pas later de litteratuur heb doorge-
zocht, — van de studie van Livi^]) is mij slechts de titel
bekend, daar zij niet onder mijn bereik was — stel ik er
prijs op te verklaren, dat het niet mijn hoofddoel was,
iets nieuws te produceeren, maar wel om de bruikbaarheid
van dergelijke formules aan de practijk te toetsen.

Een zelfde soort betrekking tusschen lengte en gewicht
vind ik uitgewerkt door M. P. Robin. (Bulletin de la
Société d\'Anthropologie de Paris, 111« deel, jaarg. 1888).
Rohin berekenend een »indice d\'élancement destiné à
remplacer les formules de gras ou maigre« en het lichaam
zich denkend als een prisma, komt tot ongeveer gelijk
resultaat als boven vermeld, waarbij echter de aanwezig-
heid van een derde macht in de formule, mij voor de
practijk een te groot nadeel leek.

Wil men een formule met practische resultaten dan
moet zij eenvoudig zijn, mits de eenvoud de juistheid
niet schaadt.

Ik meende dus het verste te komen door uit te gaan
van de veronderstelling, dat het gewicht, gedeeld door liet

\') Livi, l\'indice ponderaio o il rapporto tra Ia statura e il peso.«
Societa Roinana d\'Anthropologia 1898 II.

quadraat van de lengte, een constante verhouding is.

Ik heb deze werkhypothese aan het materiaal, waarover
ik beschikte, getoetst, en zal hiervan de resultaten mede-
deelen.

Vooraf nog dit. Het is duidelijk, dat k langs empirischen
weg is te vinden, indien men over een voldoend aantal
waarnemingen van Gr en L beschikt.

Deze k eenmaal vastgesteld, heeft men in kL~ den
eisch, aan het gewicht voor een bepaald individu te stellen.

Allereerst heb ik nagegaan, hoe het met deze constante
gesteld is, bij de cijfers volgens Broca.

Ik heb dus, voor de verschillende lengten en de
daarvoor door Broca vereisclite gewichten, de constante
berekend.

k is, zooals men ziet, voor de verschillende lengten
niet volkomen constant; voor de langere personen eischt
Broca relatief meer dan voor de kleinere.

Wanneer het uitgangspunt, waarop onze formule ge-
baseerd is, juist is, dan volgt hieruit, dat de formule van
Broca het niet geheel is.

In mijn vorig onderzoek over Pignet is het materiaal
onder meer gerangschikt naar de deugdelijkheid, waarvan
de cijfergroep 5 de beste voorstelt.

Lengte en gewicht zijn verder bekend, zoodat ik de
constante k kan berekenen.

In groep 5, verwachten wij natuurlijk een grootere k
dan in groep 4, daar k ook als indicator voor den phy-
sieken welstand geldt, in groep 4, een grootere constante
dan in groep 3.

In iedere groep zelf echter, moet, bij verschil van lengte,
dezelfde constante gevonden worden, daar wij ons immers
deze formule voorstellen, te gelden voor iedere lengte.

Ik verdeelde dan de deugdelykheidsgroepen weer in
drie deelen naar hun lengte:

18,0 M. en meer 1,70—1,80 M. 1,60—1,70 M.

Ten einde over een grooter aantal waarnemingen te
beschikken, voegde ik de deugdelijkheidsgroepen 5 en
4y₂ samen en kreeg de volgende resultaten:

Gaan wjj deze cijfers wat nauwkeuriger na, dan zien
wij, dat de constante k grooter wordt met liet verbeteren
van het beoordeelingscyfer.

Resumeerende vinden wij:
Beoord.cijfer Lengte 1,60—1,70 M. 1,70—1,80 M. 1,80 M.-

Zooals men ziet, beantwoordt zonder uitzonderin geen
grootere constante aan een hooger beoordeelingscijfer.
Ook tusschen de verschillende lengterubrieken is de
overeenkomst duidelijk.

Een absoluut gelijke constante in de rubrieken 160—170 M.
en 170—180 M. konden wij niet verwachten. Het aantal
waarnemingen was daarvoor te klein. Het geeft al be-
vrediging te zien, dat de getallen, gevonden voor de
diverse waarden voor k, betrekkelijk zoo weinig verschillen.
De hypothese waarvan wij uitgingen, dat de ver-

Q

houding ^ een constante is heeft door bovengenoemde

cijfers aan waarde gewonnen.

Ik heb verder de lengtegroepen ieder op zich zelf
beschouwd en ter vergelijking voor iedere groep berekend
lengte, gewicht en constante en ook het bevoordeelings-
cijfer. Ik vond:
Lengtegroep. Aantal. Lengte. Gewicht. ^Beoo^¹r^ings." k.
1.60—1.70 M. 205 1.6601 M. 60.42 K.G. , 4.07 21.9

1.70—1.80 M. 241 1.7842⁶ M. 65.460 K.G. 4.04 21.8

1.80 M. en meer 28 1.817 M. 72.804 K.G. 4.52 22.05

Daar het beoordeelingscijfer in de drie lengtegroepen niet
veel uiteenloopt, hebben wij hier dus gelijkwaardige groe-
pen vergeleken, hetgeen de vergelijking vergemakkelijkt.

De waarde .voor k nu, die wij vinden, blijkt ook inder-
daad vrij constant, 21.9 en 21.8, terwijl de grootere groep,

bij een beter beoordeelingscijfer, ook een betere constante
heeft van \'22.05.

In onze constante zouden wij dus bezitten, hetgeen wij
zochten, een indicator van de lichaamsgesteldheid. Wij
zouden, k bepalend voor den te onderzoeken persoon,
evenals bij de toepassing van de formule van Pignet,
een uitkomst krijgen, die ons een indruk kan geven.
Boven deze zou zij het voordeel hebben, dat de borst-
omvang niet behoeft te worden gemeten.

De vraag is nu, hoe zullen wij deze proefondervindelijk
juist gebleken overwegingen aan de practijk ten goede
doen komen.

Eenvoud is in deze een niet genoeg te waardeeren
factor, mits de juistheid er niet bij inschiet.

De formule van Broca is de eenvoud zelf, maar vol-
komen juist is ze niet, zeker niet op 20-jarigen leeftijd.

Q.

Wat onze constante betreft, de berekening van

lu"

is tamelijk eenvoudig, wie de formule veelvuldig zou
willen toepassen, zou zich de zaak kunnen vereenvoudigen,
door een lijstje der quadraatgetallen bij de hand te heb-
ben ; van dien kant zijn dus de bezwaren niet te groot.

Een grooter bezwaar lijkt mij de waardeering van het
gevonden getal. Degeen, die veel met deze formule werkt,
zal dit bezwaar niet voelen. En vanzelf zullen de ge-
vonden waarden voor k, hetzij 20, 21, 22 of meer, omge-
zet worden tot begrippen van mindere of meerdere
deugdelijkheid, maar voor dengeen, die deze formule
slechts nu en dan gebruikt, lijkt mij dit bezwaar niet
zuiver denkbeeldig.

Misschien zou het daarom aanbeveling verdienen, de
formule aldus te lezen:

Gr = KL"

en een waarde voor k aannemende, empirisch gevonden
uit een groot aantal waarnemingen, te zeggen: De eisch
voor het gewicht is &L², in den trant dus van Broca.

Van zelf vragen we nu, wat is de minimum waarde
voor k.

Mijn cijfers nagaande, vind ik voor de groep 3, dat
zijn zij, die nog juist voldoende waren, voor k onge-
veer 20.

Het wil mij voorkomen, dat dit getal wel het laagste
is, dat men mag aannemen, dat het misschien wel iets
te laag zal blijken, als het onderzoek eens op groote
schaal herhaald wordt.

De reden, die ik hiervoor heb is deze, dat ik bij mijn
beoordeeling eerder geneigd was een 3 dan een 2 toe
te kennen, zoodat de groep zeker nog wel twijfelachtige
individuen bevat.

Gebruik makend van cijfers, indertijd door Prof.
Zwaardemaker (nota aan de commissie voor legerstati-
stiek op het 10e internationale medische congres) vind
ik daar als gemiddelde lengte van meer dan 23000
miliciens .1.68 M. en een gemiddeld gewicht van 60.5 K.G.,
zoodat voor k 21,3 gevonden wordt.

Dit komt dus vrijwel overeen met de k gevonden
voor het beoordeelingscijfer 4, dat ook in onze cijfers
(vgl. onderzoek Pignet) als gemiddelde, gevonden werd.

We kunnen dus aannemen, dat voor den normalen
milicien, een constante van ^ 21 een goede maatstaf is.

Op welke waarde men k zou moeten stellen, zou ik
niet met zekerheid willen beslissen. 20 lijkt mij echter
de onderste grens. Een onderzoek met meer waarnemingen,
zou den doorslag moeten geven, of het gewenscht is deze
grens hooger te stellen.

Het gewicht achtereenvolgens berekend voor

Als resultaat meen ik niet verder te mogen gaan dan
deze conclusies:

1°. Dg minimum-eisch van het gewicht in kilogrammen
op 2O-jarigen leeftijd bedraagt 20 x het quadraat der lengte
in Meters.

Q.

2°. Naar mate het quotiënt -_T1 wèèr is dan 20, is de
constitutie beter.

Ik acht de mogelijkheid geenszins uitgesloten, dat een
verder onderzoek dezen eisch iets zal verhoogen.

Q.

Hoe ook gebruikt, hetzij ^ — k of als G = /<L², waarin

k minstens 20, liet komt mij voor, dat wij langs dezen
weg ons weer een hulpmiddel verschaffen, dat ons bij
keuringen diensten kan bewijzen.

G

Ik heb, zoowel de formule van Pignkt als „ = k, toe-

.Li"

gepast op liet materiaal, dat ik bij de loting te Utrecht
in 1910, onderzocht, (verg. pag. 41.)

Nu doen zich hier, nog meer dan bij de globale ver-

gelijking, de nadeelen gevoelen, dat het onderzoek bij
gekleede personen moest geschieden.

Het gewicht der kleeding is bij arm en rijk niet gelijk.
A priori laat zich dit reeds vermoeden. Het onderzoek
had plaats in Augustus.

De meer gegoede kan zich de weelde veroorloven zich
dunner te kleeden, zoowel wat onder- als bovenkleeding
betreft. De mindere man loopt winter en zomer met het-
zelfde goed, zij het ook \'s winters met eenige lagen meer.
Bovendien bestaat bij de lagere maatschappelijke klassen
de neiging zich zw^raarder te kleeden, wat ieder policlinicus
mij dadelijk zal toegeven.

Bij de toepassing van de formule van Pignet maken
wij dus de fout, dat zoowel gewicht als borstomvang bij
den minder bedeelde te hoog in rekening wordt gebracht,
zoodat de index kleiner, dus gunstiger wordt voorgesteld,
dan de werkelijkheid weergeeft.

Gr

Ook bij de formule = k, wordt Gr te hoog berekend

bij de armere klasse en dus ook de constante te
gunstig.

Nu zou zeer goed een correctie zijn aan te brengen,
maar ik meende dit te kunnen nalaten, daar mijn cijfers
voldoende bewijzend waren.

Ik vond dan:

Hoewel deze cijfers, met uitzondering van die voor de
5e soort, geen aanleiding geven tot het aannemen van

een superioriteit der meer gegoeden, moet toch opgemerkt
worden, dat reeds het feit, dat de rijkere klassen althans
geen slechtere uitkomsten geven, positieve waarde heeft.

We zagen toch, dat een toeneming van den welstand
gepaard ging met een grootere lichaamslengte. Wanneer
nu deze lengtevermeerdering ongelijken tred had gehouden
met de toeneming van gewicht en \'borstomvang, dan
zouden zeer zeker de uitkomsten der formules ten na-
deele van de rijkere klassen zijn uitgevallen.

Hiermede wordt dus bewezen, dat de beter gestelden
in evenredige ontwikkeling vooruit zijn, hetzelfde dus,
wat Moquette voor den kinderleeftijd aantoonde.

Tevens vervalt hiermee de redeneering, die men veelal
hoort, dat de rijkere jongelui, weliswaar langer zijn maar
dat zij meer uit hun krachten zijn gegroeid.

Ook zonder een, overigens zeer gerechtvaardigde, correctie
van gervicht en borstomvang aan te brengen, meen ik tot een
betere anthropometrische lichaamsgesteldheid bij de maat-
schappelijk hoogere klassen te mogen besluiten.

SLOTBESCHOUWINGEN.

Gekomen aan het eind van de mij gestelde taak, wil
ik in het kort de resultaten van dat onderzoek nog even
de revue laten passeeren, om er enkele beschouwingen
aan vast te knoopen.

Allereerst dan wat de lengte betreft, kwamen mijn uit-
komsten niet in strijd met de ervaringen van andere
onderzoekers. Zij bevestigden zelfs de vermoedens, die
door de onderzoekingen van Moquette en Bruinsma\'
gewekt waren en vulden ze op verschillende punten aan.
r Inderdaad bleken de gegoeden op dienstplichtigen
leeftijd nog een voorsprong te hebben op de minder
gegoeden, zij het ook niet zoo groot als Moquette op
_v kinderleeftijd vond. Deze meerdere lengte kwam steeds
meer voor den dag, naarmate de speciflcieering van den
welstand verder werd doorgevoerd,
f Verder bleek, dat een vijf en twintig jaar geleden ook
reeds een verschil in dienzelfden zin bestond, maar dat,
hoewel alle welstandsrubrieken in lengte zijn toegenomen,
het verschil in lengte tusschen de welgestelden en minder
^gegoeden nog is toegenomen.

De verwachting, dat de minder gegoeden in den loop
der kalenderjaren hun achterstand zouden verkleinen,
bleek dus onjüist.

Wat het gewicht betreft, bleek ook de superioriteit van
den welstand. Cijfers, die een inzicht konden geven in
een eventueele verandering in den loop der jaren, stonden
mij niet ten dienste.

De borstomvang, zooals wij zagen, een wat onbetrouw-
bare maat, leverde niet zulke sprekende verschillen. Wel
kunnen wij aannemen, dat het verschil ten gunste van
de rijkere klassen grooter is, dan de door mij medege-
deelde cijfers aangeven.

Wat de anthropometrische uitkomsten aangaat, was
ons onderzoek een volkomen bevestiging van vroegere
ervaringen. Met vol vertrouwen konden wij den meer
gegoede stellen boven den minder bedeelde wegens het
bezit van een beteren lichaamsbouw.

—i

Het lag derhalve voor de hand te verwachten, dat ook in
andere opzichten de beter gesitueerden het zouden winnen.
Wij zochten dus naar de negatieve teekenen van lichame-
lijken welstand, naar de frequentie van ziekten en gebreken.

Hoe geheel anders vielen deze cijfers uit! In extenso
in vorige bladzijden besproken, kunnen wij nu volstaan
met de vermelding van liet feit, dat hier een omgekeerde
verhouding gevonden werd, en dat, naarmate de welstand
toenam, de afkeuringscyfers rezen.

Dat deze uitkomsten het trekken van conclusies nog
meer bemoeilijken, behoeft zelfs niet gezegd te worden.
Zij verhoogen echter de belangrijkheid van het onderzoek,
doordat het nieuwe en onverwachte gezichtspunten heeft
geopend, die een prikkel zullen zijn voor verder onderzoek.

Dat in deze het laatste woord nog niet gesproken is,
staat vast en komt der zaak zelf, waar het om gaat, ten
goede. Vragen zullen worden gesteld, daar waar wij,
varend in het zog van anderen, zekerheid meenden te
hebben. Samengesteld zijn de verhoudingen der samen-

leving, zelfs vaak daar, waar wij eenvoud verwachten. Wel-
licht zijn er factoren, waarvan wij zelfs het bestaan niet
vermoeden. De statistiek, de massale boekhouding van
de verschijnselen dier samenleving, is op zich zelf geen
verklarende wetenschap, zij geeft cijfers, getallen, evenals
het grootboek van den koopman. Laten wij even bij dit
voorbeeld blijven. Ook deze zal aan die cijfers, die den
stand van zaken weergeven en vooruitgang of tegenslag
aantoonen, zijn aandacht wijden en er beschouwingen
aan vastknoopen of verklaringen voor zoeken. Niet anders
bij den statisticus. Ook hij zal zich niet kunnen onttrekken
aan de verleiding om verklaringen te vragen van die
cijfers, die ook voor hem niet dor meer zijn, omfdat ze
zijn geworden tot sprekende beelden uit het werkelijke
leven. Het »hoe« en »waarom«, dat reeds van kinderlippen
tot ons komt, is ons geworden tot een tweede natuur.
Daaraan gehoorgevend en zoekend naar causaliteit, ver-
breken wij cle knellende banden dier statistische wetenschap
en begeven ons op het gebied der hypothesen.

Wanneer ik mijzelf dan ook afvraag, hoe ik mij de
resultaten van mijn onderzoek in samenhang denk met
de werkelijkheid en de daarvoor opgestelde theorieën,
dan moet ik allereerst op den voorgrond plaatsen, dat ik
mij slechts met zekere reserve mag uitlaten, gezien de
veelzijdigheid van de vraag, die ik mij deed, en de over-
weging, dat nog een groot gedeelte daarvan terra incog-
nita is.

Allereerst dan breng ik in herinnering de theorie over
den invloed der kindersterfte. Kennis genomend hebbend
van hetgeen daarover door verschillende onderzoekers
gezegd werd, schaar ik mij aan de zijde van hen, die
een hooge kindersterfte als een nadeeligen factor be-
schouwen, zonder zelfs ethische bezwaren, die Spartaansche

Eurotasherinneringen wakker roepen, den doorslag te
doen geven.

Dit aannemend, zouden wij een superioriteit der rijken
mogen verwachten, waar toch algemeen bekend is, dat
de kindersterfte onder de gegoede klasse zooveel geringer
is. Hier komen dus reeds de uitkomsten van theorie en
practijk in botsing.

Het wil mij voorkomen, dat de verhoudingen gecompli-
ceerder en misschien aldus kunnen zijn:

De toestand bij rijk en arm, om de tegenstelling wat
scherper te formuleeren, is niet onverdeeld goed of
onverdeeld slecht, evenmin als wij het menschdom als
minderwaardig en volwaardig in twee kampen mogen
verdeelen.

Bij de rijken zijn voeding, woningtoestanden, de zorg
voor het lichaam, in het kort, de hygiënische omstandig-
heden beter, maar aan den anderen kant zijn er factoren,
die wel degelijk als ongunstig, uit een biologisch oogpunt
bezien, genoemd mogen worden. Ik beschouw als zoo-
danige voor onze jongens en jonge mannen de hoogere
eisclien, die het onderwijs, ook buiten de schooluren, aan
lichaam en geest stellen.

Ik wil niet verder ingaan op nevenfactoren, waarvan
ei\' zouden zijn te noemen. Wie herinnert zich zijn studen-
tentijd, als een tijdperk, dat als een voorbeeld van
hygiënischen cultus zou kunnen gelden? .

Voor de armen daarentegen zijn voedings- en hygiënische
omstandigheden veel slechter, maar wat de andere fac-
toren betreft, is duidelijk, dat die nadeelen, die op reke-
ning van een verder voortgezet onderwijs komen, aan-
zienlijk minder zijn. Ook hier zouden verder de voor-en
nadeelen der beroepen nader onderzocht moeten worden,
waartoe my echter de stof ontbreekt.

Het komt mij nu waarschijnlijk voor, dat de betere
anthropometrische gegevens bij de rijken het gevolg zijn
van de bovengenoemde gunstige omstandigheden, terwijl
de slechtere uitkomsten ten aanzien van ziekten en ge-
breken voor een groot deel zouden kunnen worden
geweten aan het voortgezette en intensieve anderwijs.

Voor de armen zou de omgekeerde redeneering gelden.

Zooals gezegd, ik geef gaarne deze meening voor een^-
betere. Een nader onderzoek brengt wellicht andere
factoren in het spel en doet hiermee het inzicht veranderen.

De formulequaestie, in de laatste bladzijden van mijn
onderzoek besproken, gaf mij aanleiding aldaar mijn
desbetreffende conclusies te plaatsen.

STELLINGEN.

i.

Bij meerderen welstand vindt men grooter lengte,
gewicht en borstomvang, doch ook meer ziekelijke
afwijkingen.

In bepaalde gevallen verdient de transperitoneale
blaasopening bij intravesicale operaties de voorkeur.

V.

De toediening van secalepraeparaten bij haemoptoë
is irrationeel.

VI.

Het is waarschijnlijk, dat sommige vormen van osteo-
malacie bij den mensch door bacteriën veroorzaakt worden.

VIL

Bij aniridie is de zetel der ontwikkelingsstoornis in de
ectodermale oogweefsels gelegen.

VIII.

Bij rhachitis is van de toediening van kalkzouten geen
heil te verwachten.

IX.

De theorie van Fischer kan het ontstaan van oedemen
niet op bevredigende wijze verklaren.

X.

De schildklier speelt geen belangrijke rol bij katatonie.

Bij tinea favosa capitis verdient de behandeling met.
unguentum picis compositum de voorkeur.

XII.

Ons keuringsreglement, hoewel van betrekkelijk recenten
datum, vereischt dringend herziening.

XIII.

Lijkverbranding dient facultatief gesteld te worden.