donc on suppose, pour fixer les idées, que la quantité 
soit positive, ces probabilités seront toutes deux un peu supérieures à 
et de plus l’excès sur sera plus grand ou plus petit relativement à la seconde que par rapport à la première, selon qu’on aura 
ou 
d’où l’on peut conclure que la probabilité 
que 
surpasse 
devra être plus grande ou moindre que celle de l’événement contraire, selon que la différence 
sera positive ou négative ; ce qui s’accorde avec la valeur précédente de 
(25) Considérons actuellement le cas où la quantité 
au lieu d’être nulle comme précédemment, est une très-petite fraction de l’ordre de 
et faisons
étant une quantité peu considérable, positive ou négative. Les valeurs de 
se déduiront de celles du no 22, en y mettant 
à la place de 
Ainsi nous aurons
![{\displaystyle k=\mu (\theta -\alpha )\left[1-\mu \lambda '(\theta -\alpha )\right],}](https://wikimedia.org/api/rest_v1/media/math/render/svg/4f046a6e898b1b04847db3492a578e258494dd32)
dans le cas de 
et
![{\displaystyle k=\mu (\alpha -\theta )\left[1-\mu \lambda '(\theta -\alpha )\right],}](https://wikimedia.org/api/rest_v1/media/math/render/svg/23288d9a2f49f0d528b2b60bc4f36d2710d99d38)
dans le cas de 
puisque doit toujours être une quantité positive ; et comme la valeur de 
sera de même signe que 
l’équation (l) deviendra
![{\displaystyle {\begin{aligned}\mathrm {T} &={\frac {\lambda '}{\pi }}\int _{-z}^{z}e^{-\left[\theta ^{2}+\mu ^{2}(\alpha -\theta )^{2}\right]}\Theta d\theta \\&+{\frac {1}{\pi }}\int _{\alpha }^{z}\left(\int _{k'}^{\infty }e^{-t^{2}}dt\right)e^{-\theta ^{2}}\Theta d\theta +{\frac {1}{\pi }}\int _{-z}^{\alpha }\left(\int _{-k_{1}}^{\infty }e^{-t^{2}}dt\right)e^{-\theta ^{2}}\Theta d\theta \end{aligned}}}](https://wikimedia.org/api/rest_v1/media/math/render/svg/eebb3e820909a472c6520ce5a286ff1a2053105c)
