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Les intervalles extrêmes entre les émissions radioactives. II

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Les intervalles extrêmes entre les émissions radioactives.

II

E.J. Gumbel

To cite this version:

(2)

LES INTERVALLES

EXTRÊMES

ENTRE LES

ÉMISSIONS

RADIOACTIVES. II.

Par E. J. GUMBEL. Faculté des

Sciences,

Lyon.

Sommaire. - Le but des lignes suivantes est de vérifier les théories établies dans l’article précédent.

Les observations sur lesquelles nous nous basons ont été faites par M. Chevalier suivant une méthode

proposée par M. Rosenblum (1).

Les conditions des expériences sont décrites par M. Chevalier dans le premier paragraphe. Il en résulte des observations portant sur les distances extrêmes qui forment le contenu du paragraphe 2. Le dernier

paragraphe va comparer, d’après différentes méthodes, les moyennes et les écarts, enfin les fréquences

observées aux grandeurs théoriques correspondantes. Les désignations employées ici sont expliquées dans l’article précédent. Aussi les formules citées s’y rapportent.

1.

Expériences

de ~t. Chevaler. - « Il y a

grand avantage

à utiliser une source à vie moyenne

assez

longue

telle que le

polonium.

On sait que les

rayons actifs décroissent

d’après

la formule exponen-tielle. La correction due à la décroissance de la source

est très

faible,

négligeable

même pour un essai de

quelques

heures. Le

polonium

est de

préparation

facile par

évaporation

d’une

goutte

de solution

chlorhydrique

sur une feuille

d’argent.

La source utilisée était assez

ancienne ;

son

rayonnement,

presque exclusivement

constitué par des

particules

a, était émis à travers une

feuille

protectrice

d’aluminium battu. La source était

supportée

par une

petite

lame de carton et recouverte

d’un

diaphragme

circulaire de

plusieurs

millimètres de

diamètre,

maintenu par

rapport

au

compteur.

Le

coml)teur

utilisé est du

type

Geiger-3Iüller

à

élec-fi

trode centrale constitué d’un fil de

platine

de 100 1 0cm refondu en

perle

aussi

régulière

que

possible.

La chambre est

remplie

d’air à

quelques

millimètres de

pression.

Une fenêtre de la

paroi

supporte

une feuille d’aluminium

de ~

cm

qui

permet

l’entrée des

par-100

ticules. Une étude

préliminaire

a

permis

de vérifier la

sensibilité de ce

compteur

suivant une direction

per-pendiculaire

à l’axe du fil. La

répartition

des

particules

comptées

est en forme de cloche par

rapport

à l’abs-cisse du fil.

Dans le cours de ces

expériences

la zone centrale fut seule utilisée. Dans ce but la source était

placée

dans

l’alignement

du fil et deux

diaphragmes

ne laissaient subsister que le

rayonnement

axial.

Ces

diaphragmes permettaient également

d’acco-moder le taux de

comptage

aux

appareils

d’enregistre-ment. La source et les

diaphragmes

étaient immobilisés (’) S. RosEKBLUM et P. CHEVALIER. Mesure directe des intensités de la structure fine des rayons oc. COulptes Rendus, Paris, 1933,

196, p. 1484.

par des écrous sur deux

tiges

filetées solidaires du

compteur

donnant ainsi un ensemble invariable. La

tension de la chambre 540V environ est fournie par des

piles

sèches.

L’amplificateur

comporte

quatre

étages

à

résis-tances. La sensibilité élevéP avait été recherchée pour

un autre

problème

où il était nécessaire de

placer

le

compteur

très loin de

l’amplificateur

pour la mesure

de vitesse des

particules

a par la méthode de Rosenblum. Un accumulateur de 4V seulement est extérieur à

l’appareil

Les variations de

potentiel

aux bornes d’une résistance de 4000 en série avec le

compteur

sont transmises à

l’appareil

amplificateur

par une

capacité

de

10,uF

environ. Le courant «

plaque

)) de la

quatrième lampe

est annulé par une tension

grille

suf-fisamment élevée.

Lorsqu’une particule

a provoque

une

décharge

dans le

compteur,

ronde crée dans l’ensemble une variation

qui

se traduit par la

nais-sance d’un courant

qui

actionne un relai Baudot à

grande

résistance;

ce dernier commande les

totalisa-teurs et

l’inscripteur

proprement

dit.

Par cette méthode nous faisons une discrimination sur

l’amplitude

des

décharges :

ne sont

enregistrées

que celles

ayant

une valeur minima.

L’enregistrement.

- Comme

nous nous

propo-sions de

compter un

grand

nombre de

décharges,

et

comme les

expériences

devaient durer 40 min environ

sans

interruption,

nous

pouvions

choisir entre deux méthodes

d’enregistrement,

photographie

ou

inscrip-tion directe. Un

appareil

indiquant

la durée du

plus

grand

intervalle

paraissait

réalisable mais

présentait

le gros inconvénient d’une vérification

impossible.

L’enre-gistrement s’imposait

donc.

Devant la difficulté de

développer

des bandes d’une

cinquantaine

de mètres de

longueur,

nous avons

pensé

faire

l’enregistrement

par

pointes

dans la couche de l’émulsion. Cette

disposition supprimait

l’encre ou

dis-positif

analogue.

Un

dispositif

de marteau à

pointe

conique

en acier

trempé

fut donc monté sur un relai.

(3)

447

lJn

dispositif analogue marquait

les secondes. Il fut utilisé au début pour vérifier le déroulement de la

bande

qui

fut ensuite commandé par un totalisateur

secondaire

comptant

150

impulsions.

Le totalisateur

principal

est du

type

décrit dans la note

précisée :

on a retiré le balancier de mouvement

de montre battant le

1/5

de sec ; un relais fait basculer par un

petit

levier la fourchette de l’ancre. A

chaque

impulsion (correspondant

à l’aller et au retour du

levier)

deux dents de la roue d’encre se sont

échappées.

La roue

possède

15 dents et normalement faisait un tour

en 3 sec ; comme elle est reliée à la roue des secondes

qui

fait un tour par

min,

il faut

20X 15

dents pour un

tour. Il faut donc 150

impulsions

par tour de

l’aiguille

des secondes.

Chaque

bande de 50 m

comportait

8000

décharges

environ. Un totalisateur à roue à rochet de 150 dents donne un contact

électrique

à

chaque

tour et

permet

un

comptage

plus rapide

de la bande par le deuxième

marteau

frappeur.

La

frappe

de ces marteaux donne sur une surface de

gélatine régulière

des

empreintes parfaitement

définies et par cela même très

précises.

Comme la bande se

déroule avec une vitesse de 20 Inm par sec, il est

impor-tant que la

frappe

se fasse

pendant

un

temps

très court. On l’obtient facilement à l’aide d’une butée

réglée

de telle sorte que dans la

position

« relais collé o le marteau

ne touche pas la bande. Dans la

frappe

l’élasticité du bras du marteau suffit pour que la

pointe

fasse son

empreinte.

L’entraînement par friction d’une bande de

papier

étant assez

irrégulier,

tant

qu’un appareil

de contrôle du

temps

n’inscrit pas à demeure les

secondes,

nous avons

préféré

utiliser un dérouleur

photographique

fonctionnant à l’aide de

papier perforé.

La Maison Lumière a bien voulu nous

perforer

du

papier

photo-graphique

d’émulsion peu

rapide

au format du film

cinématographique

standard.

Dépouillernent

des résultats. - L’heure de

départ

de la bande était

notée,

au moment du

départ

de la

bande,

le totalisateur

général

étant au zéro. On

sur-veillait

pendant l’expérience

les divers incidents

sus-ceptibles

de troubler le fonctionnement. Parmi ceux-ci

se trouvaient

quelques

collages

de relai

Baudot,

quel-ques arrêts par suite d’un

collage

du

papier

photo-graphique.

La bande était elle-même le témoin fidèle de l’inci-dent. La bande

indique

la forme de l’arrêt et la raison. A

chaque

départ

on note l’heure et le chiffre du

tota-lisateur. Le

dépouillement

peut

se faire de deux

façons,

méthode

rapide

et méthode normale. Dans la

première

méthode il suffit de

compter

par le totalisateur

général

et le totalisateur des 150. On a le total mesuré par le relai

rapide

et le relai dit des 150.

La

longueur

de la bande

permet

de vérifier le

temps

et inversement le déroulement par seconde. On remarque facilement le

plus grand

intervalle

qu’on

mesure avec

une

règle

divisée en dixième de millimètre ou à la

loupe.

Dans la méthode normale on

compte

toutes les

impul-sions et on marque les

10, 20,

30,

!~0...,

i~U...,

i 000 à l’encre bleue par

exemple.

Puis on marque les

plus grands

intervalles

(en

noir par

exemple).

On

mesure la

longueur

de la bande tous les mètres

(en

rouge

par

exemple).

Le totalisateur

général indique

une valeur

plus

élevée que le nombre

compté.

Car le marteau

ayant

1

une constante de

frappes

voisines de

1

de sec

n’in-dique

pas les

impulsions

distantes de moins de

25

de sec, tandis que le totalisateur

général

compte

celles

1

dont l’écart est

supérieur

de sec.

des

différents

organes. - La mesure du

temps

est faite avec une

précision

de 1

cm sur 20 cm,

10

soit

2

de sec. On admet que si le

compteur

n’a 100

qu’une

certaine efficacité ce

qu’il

compte

suit

quand

même les lois du

hasard,

puisque

les

premières

expé-rinces de Madame Curie et M. Debierne faites avec un

compteur

analogue

suivaient la loi

exponentielle.

L’amplificateur

et le relais font une

petite

discrimina-tion dans les

amplitudes.

En

supprimant

un

pourcen-tage

d’impulsion

ils ne faussent pas la loi du hasard.

Les relais du totalisateur et de

l’inscripteur suppriment

les

impulsions

trop

voisines : la formule

permet

de cal-culer cette erreur ».

2. Observations. - De cette manière ont été éta-blies différentes bandes contenant 32 000 intervalles. Pour obtenir une

première

vue d’ensemble nous les

séparons

en 320 groupes, dont chacun contient IN- 100 intervalles observés. Dans

chaque

groupe nous cher-chons le

plus grand

intervalle,

le second et le troi-sième d’en haut. On obtient ainsi des

répartitions

des trois dernières

parmi ’Al =

100 intervalles

observés,

répartitions

qui reposent

sur k = 320 cas. Pour

pouvoir

tracer les valeurs

observées,

elles sont classées dans des tranches de 2 mm

(voir fig.

1).

Les

répartitions

sont

asymétriques.

Les

parties

gau-ches montent

plus

vite que les

parties

droites ne des-cendent. Mais

l’asymétrie

diminue pour des valeurs croissantes de m. La

répartition

du m

+

le

intervalle,

précédant

à la

répartition

du nie, coupe celle-ci vers sa dominante.

Enfin,

la

dispersion

du ni

~-

1e inter-valle est inférieure à celle du me. Toutes ces relations

sont

prévues

par la théorie

(voir

les formules

29,

Il’,

23,

et le tableau

II).

Pour obtenir des résultats

numériques

(~),

nous

préfé-rons traiter les différentes bandes

séparément,

quoique

le nombre d’observations diminue ainsi d’une

façon

considérable. Ce

procédé

était

nécessaire,

car les in-(2) Les observations ont été faites sous ma direction par

(4)

448

Fig. 1.

Fig. 2. _f- Observation.

- . -. Théorie.

tervalles moyens diffèrent d’une bande à l’autre. Aussi il nous semblait que ces bandes se

distinguent

quant

à la

précision

de

l’enregistrement.

Les résultats

principaux

étant

identiques

pour les différentes

bandes,

il suffit

de considérer ici une seule pour

laquelle

nous avions des raisons pour supposer que son

enregistrement

était le meilleur.

(5)

449

1 n = 8 450 intervalles observés

pendant 2

4GO sec.

Toutes les valeurs

qui

suivent sont données en

milli-mètres, puisque

cette mesure se

prête

immédiatement

à l’oeil.

La

première

observation

qui s’impose

est le

plus

grand

intervalle

parmi

les 8 430 intervalles

observés,

désignée

par

’u,

(8 4~5t».

En outre nous avons cherché le

deuxième intervalle d’en haut et le

troisième,

valeurs

désignées

par

’u~

(8450)

et

(8 4~U)

(tableau

colonne

1).

Dans ces trois cas il

s’agissait

d’une et d’une seule observation.

Pour

préciser

les

renseignements

nous

séparons

les

premiers

8 000 intervalles en 80 groupes contenant

chacun’N = 100

intervalles,

dont on obtient les

répar-titions des trois derniers

parmi

= 1U0 intervalles

-observés,

répartitions

qui

contiennent k = 80 cas.

La

figure 2

montre les

fréquences

des trois derniers

intervalles,

c’est à-dire les nombres relatifs des cas

où le me intervalle extrême était t inférieur à x. On

remarque que la

fréquence

du troisième intervalle d’en haut

précède

celle du

second,

qui précède

celle du

plus grand

intervalle. En

plus,

la

fréquence

du deuxième intervalle est

plus

serrée que celle du

pre-mier,

et la

fréquence

du troisième intervalle est

plus

serrée que celle du second. Ces résultats

préliminaires

confirment la théorie

(formule 23) qui prévoit

que l’écart

type

de la distribution de la ni, valeur diminue

avec lU. Ces

répartitions

sont d’ailleurs

indépendantes

l’une de 1 autre. Car aucune valeur observée dans l’une ne

peut

retourner dans une autre. Nous avons

répété

le

procédé

en choisissant 40 groupes

(puis

20

groupes)

-contenant chacun ’1~r=~00

(W== 400)

intervalles

obser-vés,

ce

qui

donne les

répartitions

des trois derniers intervalles

parmi

W==200

1’11= à00) répartitions qui

reposent

sur k = 40

(~

_

20)

cas. La

place

nous

manque pour

indiquer

ici les neuf

répartitions

Nous donnons dans le tableau V seulement les

fréquences

du

plus

grand intervalle,

du second et du troisième d’en

haut

parmi ’-1’=

400 intervalles observés. V. - Intervalles exi)-ètïies observés

en nu’llimètr’es

parmi

/¡V - 4t 0

- _ --- -

-Pour

pouvoir

arriver à des vérifications

numériques,

nous avons calculé les moyennes

arithmétiques ’Um

et les

dispersions (’.LV),

enfin les écarts

quadratiques

moyens’

des

répartitions

pour nl ==

1, 2,

3 et pour _-__

100,

200,

400. Les

dispersions

observées

sont calculées à l’aide de

TABLEAU VI. -

Caractéristiques

observées des intel’valles

Les trois

premières

lignes

du tableau

’4’I

contiennent

quadratiques

moyens du

plus grand

parmi

’>1’= les moyennes

arithmétiques,

les

dispersions

etles écarts

200,

400

intervalles;

les trois

lignes

suivantes se

(6)

450

portent

au

second,

enfin les dernières au troisième intervalle d’en haut. La

première

colonne est basée sur k =

80,

la seconde sur k =

40,

enfin la dernière

sur k = 20 cas. Il en résulte que le

degré

de confiance

qu’on peut

mettre dans ces chiffres

diminue

de

gauche

à

droite.

La moyenne

arithmétique

du me intervalle

augmente,

pour des valeurs croissantes du nombre W

d’observa-tions,

et diminue pour des valeurs croissantes de 1n;

l’écart

quadratique

moyen diminue pour des valeurs croissantes de m, relations

prévues

par la théorie

(formules

22 et

23).

Ce n’est seulement 400 que la

dispersion

du deuxiènzf! intervalle est inférieure à celle du

troisié11le,

défectuosité

inexpliquée qui

ne

s’est

produite

dans aucune autre bande.

D’après

la théorie les

dispersions

contenues dans le tableau sont

pratiquement

indépendantes

de IV. Elles pour-raient

augmenter

pour ’iV croissant

de 100 à 400 vers

la troisième décimale

(formule 35).

En réalité elles diminuent avec W

croissant,

mais d’une

façon

faible. 3.

Comparaisons

avec ta théorie. -- Pour la

théorie,

le

point

de vue de

départ

est la détermination de l’intervalle moyen entre les émissions consécutives.

Puisque

le

plus petit

intervalle

qui

a pu être

enregistré

-

1

était Xt

_

sec l’intervalle moyen

est,

d’après (7),

égal

à la moyenne des intervalles

surpassant

xl, à

savoir :

moins cette

grandeur :

On obtient ainsi l’intervalle moyen entre les émissions consécutives :

L’intervalle moyen observé x =

5,6i219

mm

surpasse la valeur

corrigée

de 16 pour 100.

Evidem-ment il aurait mieux valu que les observations

per-mettent de déterminer l’intervalle moyen sans aucune

correction. Car elle

apporte

nécessairement une certaine

insécurité,

fait

qui

aura une influence

regrettable

sur

toutes les valeurs

théoriques.

Voilà

pourquoi

nous

n’avons pas

appliqué

tous les critères de l’article

précédent.

Evaluons

d’après (8)

combien d’intervalles ont

échappé

à l’observation.

Puisque n -

Lp,

on

47930

obtient n - 2013201320132013.

Là,

= 8 450 émissions ont

4,8928-!t,.

été

observées,

il y avait en réalité n = 9 796. Il en

résulte que 1346 émissions n’ont pas été

enregistrée,

affirmation sur

laquelle

nous reviendrons. Des calculs

analogue5

ont été faits pour les autres bandes : la bande choisie était encore la meilleure.

Calculons d’abord les intervalles extrêmes théori-ques, leurs

dispersions

et leurs

écarts-type,

pour lit = 8 450 intervalles observés. En introduisaut les

valeurs -

et n dans les formules

( 18)

et

(33")

on obtient

À

les

grandeurs

contenues dans le tableau

VII,

colonnes

3,

4,

5. On remarque que les différences entre la théorie et les observations sont toutes inférieures à l’écart

type.

VII. - Irzterwcclles extrêmes

= 8 = 9 796.

TABLEAU VIII. -

Espérances mathérnaliques

et moyennes

arithmétiques.

Cette vérification se

rapporte

à des observations nombres d’émissions.

Là,

où ’N =

100,

200, 400 in-individuelles.

Comparons

en

plus

les moyennes des tervalles ont été

observées,

il

s’agissait

en réalité trois

répartitions pour ’¡V =

100,

200,

400 aux

espé-

de

.V==ii6, 232,

464

intervalles,

valeurs que nous rances

mathématiques.

Pour leur calcul il faut de avons

déjà employées

dans le tableau 1 de l’article

(7)

451

d’après (3~’)

sont contenues dans le tableau VIII. Nous y tenons

compte

de ce que la moyenne

arithmétique

pour k

cas est une variable

statistique

soumise à un

écart

quadratique

,’"k,

valeur que nous

ajoutons

et retranchons des moyennes

arithmétiques.

Les

grandeurs ’7;

et ’ J qu.i

y sont

employées,

sont

prises

du tableau VI.

Pour

juger

de cet

accord,

il ne faut pas

perdre

de vue

que les nombres de cas ~ sont assez

petits.

Il résulte

de la

comparaison

que deux intervalles

parmi

trois de

la seconde colonne se tiennent entre les limites. Pour la

quatrième

et sixième colonne un

seul,

le

plus

grand

intervalle.

_ _ a

Mais les différences entre ;nz et

’111,i +

2013

sont,

pour

, I

la

quatrième colonne,

moindre que 1 pour 100. Pour la

sixièlne,

elles

atteignent

6 pour 100.

En d’autres termes : les trois moyennes observées

pourm=1

s’accordent

parfaitement

à la

théorie,

tandis que pour ni == 2 et 3, deux moyennes

parmi

trois sortent un peu de leur domaine. Les valeurs

théoriques

semblent être un peu

trop

grandes.

Ce fait est certai-nement en relation avec l’insécurité de la détermination

de la distance moyenne et semble

indiquer

que nous avons

ajouté top

d’émissions «

manquantes ».

Considérons en

plus

les différences entre la moyenne du fnt et celle du ni

+

1e intervalle. Elles devraient être

égales

à la m"

partie

de l’intervalle moyen

(for-mule

z2).

Le tableau IX compare ces différences

obser-vées pour différentes valeurs de ivet ni avec les valeurs

théoriqu,es.

IX. -

des

irztervalles lnoye7ls.

, . ,

La

diyergence

entre la théorie et les observations est

évidente. Car

l’augmentation

des différences avec ’IN,’

n’est pas

prévue

par la

théorie,

elle n’a pas de

rapport

avec l’insécurité de l’intervalie moyen.

T_BBLEAU . - et

robabilités

des mes intervalles nioyeiis.

Les intervalles

parmi

~Y observés étant de

variables

statistiques,

on

peut

comparer

(tableau

X)

les nombres relatifs des valeurs inférieures à la moyenne

arithmétique

aux

probabilités

des

espérances

mathé-matiques,

tirées des formules 41 et 42~.

L’accord est bien satisfaisant. Mais il n’est pas

encore tout à fait

concluant, puisque

les moyennes et les

espérances mathématiques

ne sont pas

identiques.

Comparons

donc toutes les

fréquences

observées aux

probabilités théoriques

ce

qui

repose sur les for-mules

(3 1).

Le tableau de la

probabilité

(x)

pour que la

plus

grande

valeur soit inférieure à x, est

publié

dans

un travail antérieur

(3)

tandis que les

probabilités

correspondantes

pour la seconde et la troisième valeur extrême et

W3 (x)

sont énumérées dans le tableau IV de 1-*article

précédent.

Il

s’agit

donc seulement de

calculer,

pour des valeurs choisies de

É8m(,z),

les valeurs

correspondantes

de x.

à l’aide de la formule 40

ce

qui

ne demande

qu’une

transformation linéaire. Nous nous limitons à ’.N’-

100,

c’est-à-dire iV-116. Parmi les deux méthodes pour la détermination des constantes nous choisissons celle

qui

les tire des

plus

grandes

valeurs observéeselles-mémes. Car l’intervalle moyen

pris

la distribution initiale nous semblait douteux. Pour la nouvelle détermination

de fi

nous

prenons

égard

au double rôle de celte valeur

qui

entre dans les

espérances

mathématiques

aussi bien que dans les écarts

types

des mes intervalles extrêmes.

Employons

donc la relation

(24)

où nous introduisons les

disper-sions observées et les moyennes

arithmé-tiques ’ZCm(~’1~r)

prises

du tableau VI. On déduit de la formule

trois valeurs distinctes de même

dignité

et

indépen-dantes,

à savoir

Les différences entre les trois valeurs

proviennent

en

partie

de ce que ces calculs sont basés seulement

sur 140 observations choisies

parmi

8000. En

plus,

la valeurtrès

petite

que nous obtenons pour m = 2 dérive de la valeur

’cr22(400) qui

nous a

déjà frappé.

Mais il

ne serait pas

légitime

de l’omettre.

(8)

452

Pour le choix d’une valeur commune tirée des trois

répartitions

il ne reste

qu’à prendre

leur moyenne

arithmétique

Cette valeur est assez

remarquable.

Car elle annule en

partie

la correction

apportée

à l’intervalle moyen au

commencement

du ~

3. La différence entre

le -

original

et la valeur calculée ci-dessus serait encore

plus

forte

si nous avions laissé de côté la valeur tirée de ni = 2.

On obtient ainsi pour iV == 116 et pour le

plus grand

intervalle, rn

~

1,

la transformation

x -

5,05361

(4,75359 +

yi)

ou x =

24,02279 + 5,05361

Yi. Pour le second

intervalle, ni

=

2,

on obtient :

x =

20,51988 +

5,05361

y2

et pour le

troisième., rn

== 3 :

x

== 18,47084 +

5,05361 Y3.

Les dominantes

)m

des trois derniers intervalles sont donc un peu

supérieures

aux

grandeurs

que l’on obtient

d’après (11)

à l’aide de l’intervalle moyen

initial,

à savoir

La même

propriété

vaut naturellement pour les

espé-rances

mathématiques

et les

dispersions.

La

détermi-nation d’une

îaçon

commune pour les trois

répar-tions

implique

que les moyennes

arithmétiques

et les

dispersions

ne sont pas conservées pour chacune des

trois

répartitions.

La

figure 2

contient,

outre les fré-quences

observées,

les

probabilités

pour que le

plus

grand

intervalle,

le second et le troisième d’en haut soient inférieurs

à x,

courbes

qui passent

fort bien à

travers les échelons observés. L’accord est tel

qu’il

serait inutile de tracer encore les courbes de

contrôle,

prévu

pour le meg intervalles extrêmes par la

for-mule

(37),

à savoir

Mais il ne faut pas

perdre

de vue que nous avons

sup-posé

ici un nombre d’émissions 47 930 :

5,0536l

= 9 1184.

donc moindre que notre

supposition

originale.

En d’autres thermes : -. Les distances extrêmes semblent se

comporter

comme si nous avions

supposé

trop

d’émis-sions «

manquantes

» à

l’enregistrement.

Conclusion. -- Il résulte des différentes méthodes

de

comparaison

que les observations

portant

sur les intervalles extrêmes entre les émissions radioactives

s’accordent,

en

général,

bien avec la théorie. Pourtant les difficultés et les

désaccords, faibles,

mais

peut-être

systématiques

que nous avons rencontrés nous

condui-sent à la conclusion

qu’il

serait souhaitable que ces

calculs soient

repris

avec des observations

précisées,

telles que l’intervalle moyen entre les

émissions,

valeur fondamentale pour toute la théorie de la

radioactivité,

soit mieux connu.

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