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$m$ = 11 747,$\mu$ = 17 157,${\frac {m}{\mu }}$ = 0,6847.

Si l’on considérait séparément les nombres relatifs à la cour royale de Paris, on aurait

$m$ = 2 510,$\mu$ = 3 297,${\frac {m}{\mu }}$ = 0,7613 ;

en sorte que dans le ressort de cette cour, le rapport ${\tfrac {m}{\mu }}$ surpasse sa valeur moyenne pour la France entière, d’à peu près un 9^e de sa valeur.

En employant sa valeur 0,6847 relative à la France entière, on trouve

$t$ = 2,157,$u$ = 0,6832,$r$ = 0,7626.

D’après cette valeur de $r$, il y a donc un peu plus de trois contre un à parier pour la bonté d’un jugement de première instance, lorsqu’on ne connaît, ni le tribunal qui a jugé, ni la nature du procès. On voit aussi que la chance $u$ de ne pas se tromper surpasse fort peu, pour les juges en matière civile, la fraction 0,6788 qui exprimait cette chance, pour les jurés avant 1832, c’est-à-dire, avant la loi qui a prescrit la question des circonstances atténuantes.

Au moyen de cette valeur de $r$, et en prenant les rapports ${\tfrac {m}{\mu }}$ et ${\tfrac {\mu -m}{\mu }}$ pour les valeurs de $\mathrm {C}$ et $\mathrm {C} '$, on déduit des formules du numéro précédent,

$\mathrm {P}$ = 0,9479,$\mathrm {P} '$ = 0,6409,$\Gamma$ = 0,7466 ;

ce qui montre que l’on peut parier à très peu près 19 contre un pour la bonté d’un arrêt d’appel conforme au jugement de première instance, et moins de deux contre un dans le cas d’un arrêt contraire. On voit aussi que quand on ignore si l’arrêt est conforme ou contraire, la probabilité $r$ qu’il sera confirmé par une seconde cour royale, jugeant sur les mêmes données que la première, est un peu moindre que 3/4. Les quatre parties qui composent les expressions données de $\mathrm {C}$ et $\mathrm {C} '$, ont