Albrecht-Thaer-Archiv: Band 10, Heft 8 [Reprint 2022 ed.] 9783112657485

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DEUTSCHE DEMOKRATISCHE REPUBLIK DEUTSCHE AKADEMIE DER LANDWIRTSCHAFTSWISSENSCHAFTEN ZU BERLIN

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Albrecht-Thaer-Archiv, 10. Band, Heft 8, 1966

753

plikation der Feuchtklebergehalte mit 25, der Quellzahl mit 100 und der Testzahl mit 50 ergibt zusammen die Gütezahl, die in der Tabelle ebenfalls mit aufgeführt ist. Wie aus den aufgezeichneten Ergebnissen hervorgeht, wurde der Feuchtklebergehalt ziemlich stark durch die unterschiedliche Düngung beeinflußt. So hatte die Unterlassung der N-Düngung auf dem Block „ohne Stallmist" eine starke Abnahme der Feuchtklebergehalte zur Folge, während derselbe bei einseitiger IiDüngung stark anstieg. Beim Vergleich der Feuchtklebergehalte im Weizen der NPK-Parzellen mit und ohne Stallmist kommt die Stickstoffwirkung des Stallmistes ebenfalls zum Ausdruck. Fast die entgegengesetzte Tendenz wie beim Feuchtklebergehalt ist bei der Quellzahl des Winterweizens zu beobachten, denn hier liegen die Werte bei Unterlassung der Stickstoffdüngung mit am höchsten, während dieselben bei StickstoffÜberfluß (N- und NK-Parzellen, ohne Stallmist) besonders niedrig sind. So wurden auch im Weizen der „NPK-Parzelle, ohne Stallmist" höhere Quellzahlwerte als bei gleichzeitiger Stallmistdüngung gefunden. Die nach der Schrotgärmethode ermittelten Testzahlen lassen wiederum einen positiven Einfluß der Stickstoffdüngung erkennen. Auch hier sind auf den Stickstoffmangelparzellen die niedrigsten Werte vorhanden, und auf den Volldüngerparzellen mit gleichzeitiger Stallmistdüngung liegen die Testzahlen geringfügig höher als auf der rein mineralisch gedüngten NPK-Parzelle. Die aus den drei Untersuchungswerten resultierenden Gütezahlen des Weizens zeigen im Mittel lediglich auf den Mangelparzellen (besonders bei N-Mangel) des Blocks „ohne Stallmist" einen Abfall der Gütezahl. Die Verbesserung der Backqualität des Weizens bei Stickstoffdüngung stimmt gut mit den Ergebnissen von S E L K E (1938) bei der Anwendung der zusätzlichen späten N-Düngung überein. Im Mittel ist die Qualität des untersuchten Winterweizens (Sorte „Fanal") sehr schlecht. Eine wesentliche Verbesserung trat durch die Düngung nicht ein. Die Stallmistgabe wirkte sich nicht positiv auf die Backqualität aus. Aus Tabelle 6 geht hervor, daß die Stallmistdüngung im Mittel der Jahre 1959 bis 1963 auf den NPK-Parzellen keinen größeren Einfluß auf die Korngröße und somit auch auf das Tausenkorngewicht ausübte. Lediglich auf den Parzellen „NPK + 300 dt/ha Stallmist" wurden etwas niedrigere Korngrößen festgestellt. Sehr stark wirkte sich die Unterlassung der Kalidüngung auf dem Block „ohne Stallmist" aus. Der absolute Kalimangel hatte eine starke Abnahme der Korngrößen zur Folge. Das Hektolitergewicht wurde durch die unterschiedliche Düngung weniger beeinflußt. Lediglich auf den N-Mangelparzellen trat eine Abnahme des Hektolitergewichtes auf. Zusammenfassung Um den Einfluß einer langjährig unterschiedlichen Düngung auf die Qualität der Ernteprodukte zu überprüfen, wurden Untersuchungen an den 4 Fruchtarten des 1902 angelegten „Statischen Düngungsversuches" Lauchstädt durchgeführt. Die Untersuchungen der Kohlehydrate ließen erkennen, daß der Zuckergehalt in Zuckerrüben im 60jährigen Mittel besonders bei Unterlassung der Phosphor säure-

754

ANSORAE u n d K L E M M , E i n f l u ß e i n e r l a n g j ä h r i g u n t e r s c h i e d l i c h e n

Düngung

düngung abfiel. Bei den Stärkegehalten der Kartoffeln wurde im. langjährigen Durchschnitt lediglich bei absolutem Kalimangel eine Abnahme beobachtet. Bei den Untersuchungen der Kohlehydratfraktion in Kartoffeln konnte auf den Kalimangelparzellen ein besonders hoher Gehalt an Monosacchariden festgestellt werden, während der Gesamtzuckergehalt auf den mit Kali gedüngten Parzellen höher lag als auf den Kalimangelparzellen. Backqualitätsuntersuchungen bei Winterweizen zeigten bei Stickstoffmangel eine Abnahme der Feuchtklebergehalte und der Testzahl, während bei der Quellzahl bei Unterlassung der Stickstoffdüngung die höchsten Werte ermittelt wurden. Die Gütezahl läßt somit bei N-Mangel (besonders auf dem Block „ohne Stallmist") eine Verschlechterung der Backqualität erkennen. Pe3K)Me ^leTHpe KyjibTypH H3 3ajio?KeHHoro B 1902 rofly „GraniioHapHoro ontrra no yfloßpeHHHM" JlayxuiTeflT H C C J I E F L O B A J I H C B , J J J I H Toro, H T O 6 H npoBepnTb K A N O E BjiHHHHe OKastiuaeT Ha KaiecTBO ypontan MHorojieTHee pa3JiniHoe yfloßpeirae. H C C J I E ^ O B A H H H yrjieBOflOB noKa3ajin, I T O B CPE^HeM 3a 60 jieT, ocoßeimo B B a pnaHTax 6e3 BHeceHHH oc(j)opHoä K H C J I O T H , coflep?KaHHe caxapa caxapHoft CBeKJiH cHHHiaJiocB. CHH/KGHiie coaepwaHHH KpaxMajia B KapTocfiejie HaßjiioHajiocb B cpe^HeM H 3 MHorojieTHHx naHHHX T O J I L K O npii A Ö C O J I I O T H O M KajiiiiiHOM rojioflaHHH. Ilpn HCCJieAOBaHHH yrjieBOflHoü (jipaKijHH KapTO({)ejiH c jjejiHHOK 6e3 BHeceHHH KajiHn Haßjnoaanocb ocoßeHHo BucoKoe co^epjKaHHe MOHocaxapnaoB, B TO BpeMH na« oömee coflepjKaHHe caxapa Ö H J I O Biiine Ha ^ejiHHKax c BHeceHneM KajiHH, nein Ha aejimmax 6e3 BHeceHHH KajiHH. HccjieflOBaHne xjießoneKapHHx KaiecTB O 3 H M O Ä nmeHHqbi noKa3ajio, H T O coFLEPJKAHHE cnpofi K J I G M K O B P I H K I H T C C T - H H O J I O (Testzahl) C H H W A I O T C H npii H e ^ O CTaTKe a30Ta, B T O B P E M H KaK noKaaaTejit Ha6yxaHHH (Quellzahl) B BapiiaHTax 6e3 BHeceHHH a30THHx y^oGpeiiHii aocTiiraji nanSoJitiiieft BejiHiHHH. CjiejjOBaTejibHO, npn He^ocTaTKe a30Ta ( O C O 6 C H H O Ha ^ejiHHKax ,,6e3 HaB03a") noKa3aTejib KaiecTBa (Gütezahl) yKa3HBaeT Ha yxyjjmeHHe xjieöoneKapHbix KaqecTB. Summary Studies were carried out on four crops of the "Static Fertilization Test" of Lauchstaedt introduced in 1902. Subject of the studies was to find out the influence of long-term variation in fertilization on the quality of harvested crops. Studies on carbohydrates revealed in the mean of 60 years that the sugar content in sugar beets dropped mainly when phosphoric acid fertilization was avoided. The long-term average starch content of potatoes was found to decline only with absolute potassium deficiency. Studies on the carbohydrate fraction in potatoes on potassium deficiency plots revealed a very high content of monosaccharides, whereas the total sugar content on plots with potassium fertilization was higher than that on potassium deficiency plots.

755

Albrecht-Thaer-Archiv, 10. Band, H e l t 8, 1966

Baking quality tests with winter wheat showed that nitrogen deficiency caused declines in moist gluten content and test number, while highest values for the swelling rate were established when nitrogen fertilization was avoided. Hence, the quality figure revealed a decline in baking quality as a result of nitrogen deficiency (mainly for the "no farmyard manure" variant). Literatur ABERHAM, H . : Ergebnisse indirekter Backfähigkeitsbestimmungen an österreichischen Weizensorten in Abhängigkeit von der Stickstoffdüngung. Bodenkunde A 12 (1961), S. 292—314 AMBERGER, A.: Einfluß von Kalium und Stickstoff auf Ferment- und Kohlehydrathaushalt von Grünlandpflanzen. Z. Pflanzenernähr., Düng., Bodenkd. 66 (1954), S. 211—222 ANISSIMOV, A. A.: Einfluß der Stickstoffdünger auf die Ansammlung des Vitamins C in den Pflanzen. Wiss. Sehr. Univ. Gorki, Folge L (1959), S. 2 8 - 4 1 ANSORGE, H . : Nährstoffaufnahme und Nährstoffbilanzen im „Statischen Düngungsversuch" Lauchstädt nach 60jähriger Versuchsdauer. 1. Mitteilung: Stickstoff. Thaer-Arch. 9 (1965), S. 2 2 1 - 2 4 2 A S L A N J A N , S . A . : Der Einfluß der mineralischen Düngemittel auf den Gehalt an Vitamin C in den Kartoffelknollen. Vestnik sel'skochozjajstvennej nauki 7 (1962), S. 21—24 D Ü M L E I N , H . : Stickstoffdüngung und Qualität im Braugerstenbau. Mitt. Dt. Landwirtsch.Ges. 74 (1959), S. 8 5 - 8 6 GERICKE, S.: Phosphatdüngung und Stärkegehalt der Kartoffeln. Phosphorsäure 19 (1959), S. 2 7 - 3 1 HAGEDORN-JENSEN-ISSEKUTZ-BOTH:

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BAMANN-MYRBÄCK:

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Fermentfor-

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Die

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756

ASSORGE und KLEMM, Einfluß einer langjährig unterschiedlichen Düngung

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Anschriften der Verfasser Dr. habil. HERMANN ANSOKGE Institut für Mineraldüngung Leipzig der Deutschen Akademie der Landwirtschaftswissenschaften zu Berlin 7022 Leipzig, Gustav-Kühn-Straße 8 Dr. KARL-HEINZ KLEMM

Institut für Pflanzenernährung Jena, Zweigstelle für Untersuchungswesen Halle, der Deutschen Akademie der Landwirtschaftswissenschaften zu Berlin 401 Halle, Heinrich-und-Thomas-Mann-Straße 19

757 Aug dem Institut für Vererbungs- und Züchtungsforschung der Humboldt-Universität zu Berlin ERHARD

THOMAS

Die Varianzanalyse mehrfaktorieller Versuche Herrn Prof. Dr. K. F. Zimmermann

zum 60. Geburtstag gewidmet

Eingegangen: 5. 11. 1965

Die Anwendung der Streifenanlage in einer umfangreichen Versuchsserie ließ die elektronische Verrechnung der Versuchsergebnisse zweckmäßig erscheinen. Es handelte sich um Versuche mit sechs Saat- bzw. Pflanzgutbehandlungen, die in drei Sorten und vier Düngerstufen geprüft wurden. Die Versuche wurden mit mehreren Kulturarten an zwei bis drei Orten über mehrere Jahre durchgeführt ( T H O M A S , 1 9 6 6 ) . Im Rechenzentrum der Humboldt-Universität wurde die Verrechnung mehrfaktorieller Versuche so programmiert, daß mit dem gleichen Programm beliebige Versuchsanlagen mit beliebiger Zahl von Paktoren verrechnet werden können. Das war deshalb naheliegend, da in den Varianztabellen unterschiedlicher mehrfaktorieller Versuchsanlagen stets die gleichen SQ-Werte, nur jeweils anders gruppiert, auftreten. Für die Spalt- und Streifenanlage wird lediglich die Errechnung einiger zusätzlicher, für diese Anlagen charakteristischer Gesamt-SQ und Rest-SQ erforderlich. Nachfolgend wird der dem erwähnten Programm zugrunde liegende Rechenweg erläutert. Auf diese Weise soll die Verrechnung dreifaktorieller Versuche, insbesondere die Verrechnung der Streifenanlage, demonstriert werden. In der folgenden Aufstellung (Tab. 1) sind die Formeln aller für einen dreifaktoriellen Versuch in Frage kommenden SQ zusammengestellt; es wurde dabei auf eine zu stark vereinfachende Symbolik verzichtet, um dem Leser in den Formeln gleichzeitig den Rechenweg vor Augen zu führen. Die Meßwerte werden mit Xijkn bezeichnet. Dabei ist i der Index für die Stufe des Faktors A (Düngung), j der Index für die Stufe des Faktors B (Sorte), k der Index für die Stufe des Faktors C (Saat- bzw. Pflanzgutbehandlung) und n der Index für die Nummer der Wiederholung. Bei der Summation sind die Meßwerte stets nur mit den Indices versehen, über die summiert werden soll. Zum Beispiel =

Summe aller Werte, die einer Stufe des Faktors A angehören, ungeachtet der anderen Faktorenstufen und der Nummer der Wiederholung = Summe aller Werte, die einer bestimmten Kombination von Stufen der Faktoren B und C angehören XI Xn = Summe aller Werte einer Wiederholung (Blocksumme) Die Zahlenwerte sind einem der oben genannten Versuche mit Kartoffeln entnommen. Aus den in Tabelle 1 angegebenen SQ-Werten wird die Varianztabelle aufgestellt, die der verwendeten Versuchsanlage entspricht. Der Fall einer Blockanlage mit

758

THOMAS, Varianzanalyse mehrfaktoricller Versuche

Tabelle 1 Errechnung der SQ-Werte Subtraktionsglied = SG = N = aber SQt =

(S*)' N

17478631 288 1414525

Sxfjkn — SG

SQw = — abc

S(2xn) -SG

22508

SQa = r^— ber

S(SX1)2-SG

287553

- SG

778354

2

SQb = — acr

SQc = 4 ~ 2 ( Z x k ) 2 — SG abr Für die Errechnung der Wechselwirkungs-SQ muß von den SQ für die Kombinationen ausgegangen werden*:

70609

SQa+b

=

er

SG

1079186

SQa + c

=

— 2 ( 2 x l k ) 2 - SG br

367907

SQb + c

=

ar

SG

866725

SQA + b + C =

— r

S(SXlj)2

z(2x

j k

r

S ( S x i i k ) 2 - SG

SQa x b = SQA+ b — SQA — SQB SQaxc = SQa + c — SQa — SQc SQbxc = S Q b + c — SQb — SQc SQAXBXC = S Q a + b + c — SQa — SQb — SQc — SQaxB — S Q a x c — SQBXC

1194618 13279 9745 17762 17316

Für die Varianztabelle der Spaltanlage und der Streifenanlage werden noch einige Gesamt-SQ benötigt: SQoes.A

=

SQoes.AB =

^ bc

S(Sxln)2-SG

— 2 ( 2 x l j n ) 2 - SG c

SQGes.B

= SQGes.AB — SQGes.A

SQGes.c

= S Q t — SQGes.AB

328525 1153021 824496 261504

SQgcs.bc = — S(Sx j k n ) 2 — SG

971136

SQgcs.abc = S Q t — SQgcs.a — SQgcs.bc + SQw

137371

a

a b c r

= = = =

Anzahl der Stufen des Faktors A Anzahl der Stufen des Faktors B Anzahl der Stufen des Faktors C Zahl der Wiederholungen

' Die Symbole entsprechen dem T G L - E n t w u r f Nr. 8 0 - 2 1 1 7 3

759

Albrecht-Thaer-Archiv, 10. Band, Heit 8, 1966

vollständig zufälliger Verteilung ist in Tabelle 2 dargestellt, Tabelle 3 gibt die Varianztabelle einer Spaltanlage wieder. Die Varianztabelle in Tabelle 4 entspricht der Streifenanlage, in welcher die vorliegenden Werte gewonnen wurden. Dabei war ein einfaktorieller Düngungsversuch (Faktor A) und ein zweifaktorieller Versuch mit Sorten und Behandlungsstufen über Kreuz angelegt worden ( T H O M A S , 1966). Tabelle 2 Varianztabelle eines mehrfaktoriellen B l o c k v e r s u c h e s SQ SQt

FG

1414525

s2

F

287

4»

22508

3

7503

SQa

287553

3

95851

SQb

778354

2

389177

70609

5

14122

13279

6

2213

SQaxC

9745

15

650

•

SQbxC

17762

10

1776

•

SQaxBXC

17316

30

577

SQb,

197399

213

927

p.e.

214715

243

884

SQW

SQc SQaxB

Signifikanz

9 •

43

1

176

•

7,95