Archiv für Gartenbau: Band 6, Heft 2 [Reprint 2022 ed.] 9783112654385

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D E U T S C H E AKADEMIE DER LANDWIRTSCHAFTSWISSENSCHAFTEN ZU B E R L I N

ARCHIV FÜR

GARTENBAU

VI. BAND • HEFT 2 1958

AKADEMIE-VERLAG

BERLIN

ARCHIV FÜR

GARTENBAU

VI. BAND • HEFT 2 195 8

DEUTSCHE AKADEMIE DER LANDWIRTSCHAFTSWISSENSCHÄFTEN ZU BERLIN

INHALTSVERZEICHNIS E. Lusis: Untersuchungen über das spezifische Gewicht bei Äpfeln und Birnen . . .

Seite

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F. Golbnick: Beobachtungen über Frostschäden an Wildäpfeln und ihren Sämlingen als Folgen der strengen Frostperiode im Februar 1956 126 H. Rupprecbt: Ein Beitrag zur Wuchsstoffanwendung bei der Stecklingsvermehrung von Chrysanthemen, Myrthen und Nelken 150 J. Reinhold u. K. Krüger: Dr. Hans Krümmel zum Professor mit Lehrauftrag für Obstbau an die Landwirtschaftlich-Gärtnerische Fakultät der Humboldt-Universität zu Berlin berufen 165

REDAKTIONSKOLLEGIUM: G. Becker, G. Friedrieb, E. F. Heeger, J. Reinhold, H. Rupprecht, H. Schüttauf Autorenhonorare werden nach Herausgabe jedes Heftes von der Deutschen Akademie der Landwirtschaftswissenschaften zu Berlin überwiesen. Die Verfasser erhalten bis zu joo Sonderdrucke kostenlos. Bei Verlust durch höhere Gewalt kein Ersatzanspruch. Herausgeber: Deutsche Akademie der Landwirtschaftswissenschaften zu Berlin. Chefredakteur: Prof. Dr. J . Reinhold, Institut für Gartenbau, Großbeeren bei Berlin. Verlag: Akademie-Verlag GmbH., Berlin W 8, Mohrenstraße 39. Fernruf 2003 86, Postscheckkonto: Berlin 35021. Bestell- und Verlagsnummer dieses Heftes: 1039/VI/2. Die Zeitschrift erscheint in zwangloser Folge (jährlich 6 Hefte). Bezugspreis je Heft 5, — DM. Veröffentlicht unter der LizenzNummer Z L N 5005 des Ministeriums für Kultur, Hauptverwaltung Verlagswesen. Herstellung: Druckhaus „Maxim Gorki", Altenburg. Alle Rechte vorbehalten, insbesondere die der Ubersetzung. Kein Teil dieser Zeitschrift darf in irgendeiner Form — durch Photokopie, Mikrofilm oder irgendein anderes Verfahren — ohne schriftliche Genehmigung des Verlages reproduziert werden. — All rigths reserved (including those of translations into foreign languages). No part of this issue may be reproduced in any form, by photoprint, microfilm or any other means, without pritten permission from the publishers. Printed in Germany. '

91 Aus dem Institut für Pflanzenkrankheiten der Lehr- und Forschungsanstalt in Geisenheim am Rhein (Leiter: Prof. Dr. F. STELLWAAG) und dem Institut für Obstbau und Gemüsebau der Landwirtschaftlichen Hochschule Hohenheim (Direktor: Prof. Dr. C. F. RUDLOFF)

Untersuchungen über das spezifische Gewicht bei Äpfeln und Birnen V o n E D U A R D LUSIS (Eingegangen am 15. Juni 1957)

I. Einleitung

In der Obstsortenkunde werden die verschiedenen Merkmale der Obstgewächse untersucht und erfaßt. Die Ergebnisse dieser Untersuchungen dienen der Sortenbestimmung. Neben Kronenform, Farbe des ein- und mehrjährigen Holzes, Länge der Internodien am einjährigen Holz, Form und relativer Größe der Knospen, Blattfärbung, -form und -große sowie Wuchsstärke haben hierbei die Merkmale der Frucht seit jeher sehr starke Beachtung gefunden. Form, Farbe, Konsistenz des Fruchtfleisches, Bau des Kerngehäuses, Insertion der Samenanlagen, Anzahl der Samen, Länge und Dicke des Fruchtstieles, Beschaffenheit der Stielbucht und des Kelches sind schon in der klassischen Pomologie zur Klassifizierung der Sorten herangezogen worden. Leider sind die meisten dieser Eigenschaften nicht meßbar, sondern nur subjektiv vergleichend erfaßbar. Da aber Beschreibungen weitgehend an das Beurteilungsvermögen und an die Ausdrucksweise des Untersuchenden gebunden sind, können sie für einen exakten Vergleich als nur bedingt verwertbar angesprochen werden. Es wird hier z. B. an die geschmackliche Beurteilung der Sorten erinnert. Trotz der Schwierigkeiten, die bei der Erfassung der nicht meßbaren Eigenschaften vorliegen, sind „Systeme" aufgestellt worden, die sich weitgehend auf die vergleichende Bewertung der Unterscheidungsmerkmale stützen. Neben anderen kann das „Christ-Lukassche System" als das bekannteste hiervon angesehen werden. Wenn diese Systeme, die meistens 60 bis 80 Jahre alt sind, bisher nicht ersetzt werden konnten, so liegt es einerseits daran, daß mit der Schwerpunktverlagerung vom Liebhaberobstbau zum Erwerbsobstbau eine Verlagerung der obstbaulichen Probleme Hand in Hand gingen, andererseits aber auch an der Tatsache, daß kaum neue Methoden zur Erfassung der Sortenmerkmale ausgearbeitet oder angewandt worden sind. Das Interesse an einer e x a k t e n Klassifizierung ist jedoch immer wach geblieben. Es ist versucht worden, die typische Fruchtgröße der Sorten zahlenmäßig anzugeben. Die Untersuchungen hierüber sind dadurch erschwert, daß die Früchte eine weitgespannte Variabilität aufweisen, die durch die komplexe Wirkung der echten und „künstlichen" ökologischen Faktoren zustande kommt und deswegen als Modifikationsbreite anzusprechen ist. Infolgedessen sind die Angaben über die Fruchtgröße, wie sie z. B. in der „Verordnung über Handelsklassen für frisches Obst und Gemüse" vom 21. 7. 1953 gemacht werden, hauptsächlich empirisch ermittelt. 7*

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E. Lusis, Spezifisches Gewicht bei Äpfeln und Birnen

Für die EM-Unterlagen hat E. MAURER (10) eine Beschreibung und einen Bestimmungsschlüssel nach den meßbaren und nicht meßbaren Merkmalen zusammengestellt. Eine ähnliche Bearbeitung der Ertragssorten liegt bisher nicht vor. Die einzelnen Frucht- und Baummerkmale haben nicht allein für die Bestimmung der Sorten eine Bedeutung. Sie können ebenfalls als Hinweis auf wirtschaftlich wichtige Eigenschaften Verwendung finden, sofern zwischen beiden eine Korrelation besteht. Diesen Weg versucht man mit mehr oder weniger Erfolg unter anderem bei der Beurteilung von Neuzüchtungen zu beschreiten. Sehr günstig wäre es, wenn man Korrelationen zwischen wirtschaftlich wichtigen, aber nicht meßbaren Eigenschaften und leicht meßbaren Merkmalen finden könnte. So wäre die Möglichkeit gegeben, auf Grund von objektiven Erhebungen aus der zweiten Eigenschaft einen Rückschluß auf die erste zu ziehen. Als eine meßbare und zahlenmäßig fixierbare Eigenschaft ist das s p e z i f i s c h e G e w i c h t d e r F r ü c h t e schon von einigen Autoren als S o r t e n m e r k m a l verwendet worden. J. LÖSCHNIG (9) hat für die österreichischen Gebietsapfelsorten das spezifische Gewicht mit einer Genauigkeit bis zur zweiten Dezimalstelle angegeben. Da Angaben über die angewandte Ermittlungsmethode fehlen und die mittleren Fehler nicht angegeben sind, erscheint es fraglich, ob die Zahlen mehr als allgemein orientierende Bedeutung haben können. M. SCHMIDT (20) gibt bei der Beschreibung der Neuzüchtung A4 (B I I b ; 1,16-Werkbezeichnung Superior) an: „Die Früchte haben ein hohes spezifisches Gewicht". Angaben über die Bestimmungsmethode werden nicht gemacht. Im Max-Planck-Institut für Züchtungsforschung in Voldagsen (24) werden die spezifischen Gewichte des Obstes systematisch bestimmt. Nach den brieflichen Mitteilungen von M. ZWINTZSCHER1) kann man die spezifischen Gewichte als eine sortentypische Eigenschaft ansehen. Gewisse standorts-, jahrgangs- und unterlagenbedingte Schwankungen konnten festgestellt werden. In einzelnen Fällen wurden bei den Früchten der F^Generation spezifische Gewichte ermittelt, die über den spezifischen Gewichten der P-Generation lagen. R. M. SMOCK (21) teilte mit, daß die spezifischen Gewichte der meisten amerikanischen Apfelsorten zwischen 0,85 und 0,90 und die der Birnensorten etwas über („slightly over") 1,0 liegen. Veröffentlichungen standen nicht zur Verfügung. C. F. R U D L O F F und M. SCHMIDT (18) nahmen Untersuchungen über die Beziehungen zwischen Gewicht und Volumen bei einigen Apfelsorten vor. Die Resultate sind leider durch Kriegseinwirkung verlorengegangen. Eine Korrelation zwischen dem Reifegrad und dem spezifischen Gewicht versuchte F. W. ALLEN (1) zu finden. Er bestimmte das spezifische Gewicht der „Williams Christbirne" (Bartlett Pear) bis zur Baumreife in Intervallen von zwei bis vier Tagen. Die Untersuchungen erstreckten sich über den Zeitraum vom 19. 7. bis 10. 8.1937. Eine regelmäßige Zu- oder Abnahme der spezifischen Gewichte konnte nicht festgestellt werden. Die absoluten Werte lagen zwischen ') Für die Mitteilung der dort gewonnenen noch nicht veröffentlichten Resultate bin ich Herrn Dr. ZWINTZSCHER zu besonderem Dank verpflichtet.

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0,986 und 1,008. Angaben über die Bestimmungsmethode, Größe und Zusammensetzung der Proben sowie über die Fehlergrenzen wurden nicht gemacht. Eine Korrelation zwischen dem spezifischen Gewicht und qualitativen Eigenschaften der Früchte und des Gemüses hält N. ROOTSI (16) auf Grund seiner Untersuchungen für sehr wahrscheinlich. Sofern diese das Obst betreffen, muß man feststellen, daß das Untersuchungsmaterial und die angewandte Methodik kaum einen solchen Schluß zulassen. N. ROOTSI (16) arbeitete mit insgesamt 5 Apfel-, 2 Birnen-, 2 Pflaumensorten und einer Kirschensorte. Die Anzahl der untersuchten Früchte liegt zwischen 4 bis 20 je Probe. Irgendwelche Qualitätsbestimmungen an Obst sind nicht durchgeführt worden. Für das Bestehen der obengenannten Korrelation sprechen nur die Untersuchungen bei mehreren Gemüsearten. Es ist zu bezweifeln, ob die für das Gemüse zulässigen Schlußfolgerungen ohne weiteres auch für Obst gültig sind. Aus der obigen Besprechung der bisherigen Untersuchungen geht hervor, daß mehrere Autoren das spezifische Gewicht als ein sortentypisches Merkmal angegeben haben und daß in einigen Fällen auch Angaben über eine vorhandene oder fehlende Korrelation zwischen dem spezifischen Gewicht und anderen Eigenschaften der Früchte vorliegen. Auf der anderen Seite muß man feststellen, daß keine Untersuchungen über die Variabilität und die Modifizierbarkeit des spezifischen Gewichts bekannt sind. D i e V a r i a b i l i t ä t des s p e z i f i s c h e n G e w i c h t s ist aber von entscheidender Bedeutung, wenn man das spezifische Gewicht als Sortenmerkmal verwenden will. Falls das spezifische Gewicht eine stark variable Eigenschaft wäre, müßte dieser Tatsache Rechnung getragen werden, indem man für die Ermittlung große Proben zusammenstellt. Angaben über die Fehlergrenzen bei verschieden großen Proben liegen nicht vor. Um diese Lücke zu schließen, sollen in der vorliegenden Arbeit auf Grund der durchgeführten Untersuchungen allgemein gültige Grenzwerte ermittelt werden. J. M. BAIN und R. N. ROBERTSON (2) sowie N. ROOTSI (16) haben angegeben, daß das spezifische Gewicht bei verschieden großen Früchten einer Sorte nicht gleich ist. Als weiteres Problem wurde deswegen die Untersuchung der Korrelation zwischen dem Gewicht und dem spezifischen Gewicht in die Arbeit aufgenommen. Über die M o d i f i z i e r b a r k e i t des s p e z i f i s c h e n G e w i c h t s waren ebenfalls keine Angaben zu finden. Das spezifische Gewicht wäre als Sortenmerkmal wertlos, wenn es eine leichte Modifizierbarkeit aufwiese. Ebenfalls würde sich dann das Problem der Verwendung des spezifischen Gewichts als Maßstab für andere schwierig bestimmbare Fruchteigenschaften sehr kompliziert gestalten. Es wäre notwendig, das spezifische Gewicht und die korrelierende Eigenschaft unter verschiedenen modifizierenden Bedingungen zu untersuchen. Unter so schwierigen Voraussetzungen müßte man die praktischen Anwendungsmöglichkeiten sehr pessimistisch beurteilen. Deswegen war die Feststellung, ob das spezifische Gewicht eine schwer oder leicht modifizierbare Eigenschaft ist, unerläßlich. Nur im ersten Fall würde es als Bezugsgröße für eine andere Eigenschaft, die schwierig meßbar ist, von Bedeutung sein.

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E. Lusis, Spezifisches Gewicht bei Äpfeln und Birnen

Die vorhergehenden Betrachtungen sollten zeigen, daß man das spezifische •Gewicht schon zu mehreren Zwecken anwendet, daß aber über so wesentliche Eigenschaften wie die Variabilität oder die Modifizierbarkeit bisher praktisch keine Untersuchungen durchgeführt worden sind. Das bedeutet nichts anderes, als daß die technischen Anwendungsmöglichkeiten untersucht wurden, ohne vorher zu klären, ob die theoretischen Voraussetzungen dafür gegeben sind. Diese Situation ist, abgesehen von wenigen Ausnahmen, in der theoretischen sowie auch in der angewandten Wissenschaft durchaus natürlich. Man erfaßt zuerst das Phänomen, und erst dann sucht man nach der Ursache; oder man erkennt empirisch die Wirkung, und später erforscht man den Wirkungsmechanismus. Der Abstand darf nur nicht zu groß werden, denn sonst sind Trugschlüsse in der theoretischen Wissenschaft oder Fehlanwendungen in der Praxis kaum vermeidbar. Die der vorliegenden Arbeit zugrunde liegenden Untersuchungen sollten klären, ob die theoretischen Voraussetzungen für eine praktische Anwendung der spezifischen Gewichte als Sortenmerkmal oder Maßstab für andere Eigenschaften gegeben sind. Die Variabilität und die Modifizierbarkeit wurden nach statistischen Methoden untersucht und die Resultate bezüglich der praktischen Konsequenzen ausgewertet. II. Die Fragestellung A. Die Fragestellung bei den Äpfeln In der Einleitung wurde auf die grundsätzliche Bedeutung der Variabilität des spezifischen Gewichts für alle weiteren Untersuchungen, sofern sie das spezifische Gewicht in irgendeiner Form betreffen, hingewiesen. Deswegen wurden die V a r i a b i l i t ä t s u n t e r s u c h u n g e n als K e r n p r o b l e m der Arbeit behandelt. Um allgemeingültige Resultate zu erhalten, mußte ein möglichst umfangreiches Untersuchungsmaterial nach statistischen Methoden ausgewertet werden. Als Maßstab für die Beurteilung der Variabilität wurde hauptsächlich die mittlere quadratische Abweichung (Streuung) benutzt. Da keine vereinbarten für Untersuchungen an Obst gültigen Normen für die Bezeichnungen „stark" bzw. „schwach" variabel bekannt sind, mußte man die ermittelten quadratischen Abweichungen des spezifischen Gewichts mit den entsprechenden Werten des Gewichts vergleichen, um ein sich Urteil bilden zu können. Frage 1: Wie groß ist die Streubreite der spezifischen Gewichte bei den Äpfeln? Nachdem die Streubreite, die die Variabilität repräsentiert, ermittelt war, konnte errechnet werden, wie groß die Proben sein müssen, um entsprechend gesicherte Mittelwerte des spezifischen Gewichts zu erreichen. Es sind auch in diesem Fall keine Angaben über die noch als zulässig geltenden Fehlerbereiche bekannt. Deswegen mußte man die gewonnenen Resultate mit den Resultaten von Untersuchungen auf anderen Gebieten vergleichen, um eine Urteilsbildung zu ermöglichen. Frage 2: Wie groß müssen die Proben sein, um einen ausreichend gesicherten Mittelwert des spezifischen Gewichts zu erreichen?

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Bei der Durchführung der obengenannten Untersuchungen mußte das spezifische Gewicht einer Reihe Apfelsorten bestimmt werden. Das Untersuchungsmaterial war umfassend genug, um einen Vorschlag für die Abgrenzung der Begriffe „spezifisch schwer, mittelschwer und leicht" machen zu können. Frage 3: Wie hoch sind die spezifischen Gewichte einiger deutscher Apfelsorten? Frage 4: Welche Begrenzung der spezifischen Gewichte kann für leichte, mittelschwere und schwere Sorten angegeben werden? Die Ergebnisse eigener Untersuchungen und Hinweise in der gesichteten Literatur zeigten, daß verschieden große Früchte einer Sorte unterschiedliche spezifische Gewichte aufweisen. Es mußte überprüft werden, ob diese Ergebnisse als statistisch gesichert oder als zufällig anzusehen sind und ob sie bei der Zusammensetzung der Probe berücksichtigt werden müssen. Frage 5: Besteht bei den Äpfeln eine Korrelation zwischen dem spezifischen Gewicht und dem Gewicht? Frage 6: Falls eine Korrelation besteht: Ist. die Regression so groß, daß man bei der Zusammensetzung der Probe die Fruchtgröße berücksichtigen muß, um sortentypische Mittelwerte des spezifischen Gewichts zu erhalten? Wie jede Eigenschaft eines biologischen Untersuchungsmaterials muß auch das spezifische Gewicht eine gewisse Modifizierbarkeit aufweisen. Wie in der Einleitung erwähnt wurde, war die Feststellung von Bedeutung, ob das spezifische Gewicht eine leicht oder schwer modifizierbare Eigenschaft ist. Diese Untersuchungen sind wegen der großen Zahl der einwirkenden Faktoren sehr schwierig. Im Rahmen der Arbeit war es möglich, die Faktorengruppen „ J a h r g a n g " und „ S t a n d o r t " zu untersuchen. Frage 7: Sind statistisch gesicherte Differenzen bei den spezifischen Gewichten einer Sorte von zwei verschiedenen Jahrgängen festzustellen? Frage 8: Sind statistisch gesicherte Differenzen bei den spezifischen Gewichten einer Sorte von zwei verschiedenen Standorten festzustellen? Nachdem die Ergebnisse der eigenen Untersuchungen entsprechend der obigen Fragestellung ausgewertet waren, mußten die festgestellten Phänomene bezüglich der möglichen Ursachen und der praktischen Anwendungsmöglichkeiten diskutiert werden. B. Die Fragestellung bei den Birnen Die Problemstellung bei der Birne ist analog der Problemstellung beim Apfel. Bearbeitet wurden hier die Fragen: 1. Wie groß ist die Streubreite der spezifischen Gewichte bei der Birne? 2. Wie groß müssen die Proben sein, um einen ausreichend gesicherten Mittelwert zu erhalten? 3. Sind die spezifischen Gewichte verschieden großer Früchte derselben Sorte gleich?

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E. Lusis, Spezifisches Gewicht bei Äpfeln und Birnen

4. Sofern die spezifischen Gewichte nicht gleich sind: Wie beeinflußt dies die Zusammenset2ung der Probe, um zu einem die Sorte tatsächlich repräsentierenden Mittelwert zu gelangen? 5. Wie hoch sind die spezifischen Gewichte einiger deutscher Birnensorten?

C. Vergleiche %wischen den Äpfeln und Birnen 1. Bestehen irgendwelche artspezifischen Unterschiede bei den spezifischen Gewichten von Äpfeln und Birnen? 2. Falls Unterschiede vorliegen: Welche Gründe können dafür als Ursache angesehen werden? III. Das Untersuchungsmaterial Es wurden im Jahre 1947 18 Apfelsorten aus Geisenheim, im Jahre 1952 3 Apfel- und 3 Birnensorten aus Geisenheim sowie 3 Apfelsorten aus Hohenheim und im Jahre 1954 6 Birnensorten aus Hohenheim untersucht. Das Obst von Geisenheim stammte ausschließlich aus den Anlagen der Lehr- und Forschungsanstalt Geisenheim 1 ), das Obst von Hohenheim aus den Anlagen der Landwirtschaftlichen Hochschule Hohenheim 2 ). Bis zum Auswiegen lagerte das Obst in den Lagerräumen der Lehr- und Forschungsanstalt Geisenheim. Für die Untersuchungen wurde nur von größeren Schorfflecken freies, unbeschädigtes Obst verwendet, von jeder Sorte wurden 50 Exemplare gewogen. Bei der Zusammenstellung der 50 Früchte konnte man keinen repräsentativen Durchschnitt nehmen, weil damit die Anzahl der extrem großen und kleinen Früchte zu gering geworden wäre. Man mußte nach Möglichkeit versuchen, alle Größen in etwa gleicher Anzahl in die Probe aufzunehmen, was jedoch leider nicht immer möglich war. IV. Die Methodik

A. Die Ermittlung von Gewicht, Volumen und spezifischem Gewicht Es besteht die Möglichkeit, das spezifische Gewicht direkt zu ermitteln. Dazu werden Salz- oder Alkohollösungen mit verschiedenen spezifischen Gewichten hergestellt und die zu untersuchenden Objekte, in diesem Fall die Früchte, eingetaucht. Man versucht, eine Lösung zu finden, in der das zu untersuchende Objekt gerade schwebt, also weder sinkt noch schwimmt. Aus zwei Gründen wurde diese Methode n i c h t angewandt. Erstens wurde sie für zu ungenau angesehen. Es ist praktisch unmöglich, mit Hilfe der Salzlösungen spezifische Gewichte mit einer Genauigkeit bis zur vierten Kommastelle zu bestimmen. Zweitens bereitet diese Methode arbeitstechnische Schwierigkeiten. Die Lösungen können unter Umständen die Schalenlipoide der Früchte lösen. Dadurch würde sich das spezifische Gewicht der Früchte und auch der Lösung ändern. Man müßte Lösungen, die die Schalenlipoide nicht angreifen, verwenden. Ferner müssen bei der Überführung von einer Lösung in die andere die Früchte mit destilliertem Wasser abgewaschen und abgetrocknet werden, was das Arbeitsx ) Für die Überlassung des Obstes bin ich dem Leiter des Institutes für Obstbau Herrn Obstbauoberlehrer K. J . MAURER zu besonderem Dank verpflichtet. 2 ) Herrn Prof. Dr. C. F. RUDLOFF danke ich, daß das Obst zur Verfügung gestellt und nach Geisenheim gesandt wurde.

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tempo sehr verlangsamen würde. Deshalb wurde zuerst das Gewicht und das Volumen ermittelt und dann das spezifische Gewicht errechnet. Das G e w i c h t wurde mittels einer guten technischen Waage mit einer Genauigkeit von ± 0,025 g festgestellt. Für die Ermittlung des V o l u m e n s können verschiedene Methoden angewandt werden. Man kann die Früchte in einen Meßzylinder tauchen und das Volumen nach dem Ansteigen des Wasserspiegels im Zylinder direkt ablesen. Diese Methode ergibt bei größeren Früchten sehr ungenaue Resultate. Bei Äpfeln mit einem Gewicht von 200 bis 300 g muß man mit einem Durchmesser von 10 cm und mehr rechnen. Die Meßzylinder bis zu 5 cm Durchmesser haben gewöhnlich die Skala von 5 cm3 Einteilung, die größeren Meßzylinder, die von 10 cm3 Einteilung. Das Ablesen mit genügender Genauigkeit ist dadurch sehr erschwert, bei größeren Früchten sogar unmöglich. Die Tauchmethode läßt sich auch abwandeln, indem man den Meßzylinder oder das Standglas bis zum Überlaufen mit Wasser auffüllt, die Früchte dann eintaucht, das überlaufende Wasser auffängt und diese Wassermenge in einem kleineren Meßzylinder mit größerer Genauigkeit bestimmt. Auch bei dieser Methode ist die Präzision kaum ausreichend. Bei dickeren Früchten kann das überfließende Wasser nicht direkt in dem kleineren Meßzylinder aufgefangen werden, sondern man muß es umfüllen, so daß ein Wasserverlust eintreten kann. Es ist auch nicht möglich, die Luft, die den Früchten (besonders in Kelch- und Stielgrube) anhaftet, zu entfernen. Aus den oben erwähnten Gründen wurde daher von der Anwendung der Tauchmethode abgesehen. In der vorliegenden Arbeit wurde das Volumen nach der Auftriebs- oder hydrostatischen Methode festgestellt (3). Bei landwirtschaftlichen Untersuchungen wird von dieser Methode u. a. bei der Stärkebestimmung nach REIMANN-PAROW Gebrauch gemacht. Als Tauchflüssigkeit wurde destilliertes Wasser von + 20 ± 0,5 Grad C verwendet. Das spezifische Gewicht des Wassers beträgt bei dieser Temperatur 0,9982 i 0,0001, dieser Fehler kann dann bei der Berechnung unberücksichtigt bleiben," da er um zwei Größenordnungen kleiner als die Wägefehler ist. Bei allen untersuchten Apfelsorten war der Auftrieb im Wasser größer als das Gewicht, alle Sorten schwammen. Die Differenz zwischen Auftrieb und Gewicht konnte nur dann gemessen werden, wenn die Früchte ganz unter Wasser getaucht wurden. Zu diesem Zweck wurde eine technische Waage umgebaut. An Stelle der linken Waagschale brachte man einen mit Blei beschwerten, nach unten offenen Drahtkorb an. Der Korb wurde in ein Gefäß mit destilliertem Wasser getaucht. In Wasser getaucht, wog der Korb etwas mehr als 200 g, sein Gewicht wurde durch einen 200-g-Gewichtsstein und durch Austarieren mit Sand auf der rechten Waagschale ausgeglichen und so die Waage ins Gleichgewicht gebracht. Die vorher abgewogene Frucht brachte man unter den Korb in das Wasser. Gewöhnlich benetzt das Wasser die Frucht nicht vollkommen, es bleiben einige Luftblasen an ihr haften. Größere Blasen sind besonders häufig in der Stiel- und Kelchgrube zu beobachten. Mit einem Haarpinsel konnten diese Blasen entfernt werden. Der untergetauchte Apfel übt auf den Korb eine Kraft nach oben aus. Diese Kraft ist gleich der Differenz zwischen Auftrieb und Gewicht des Apfels

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und kann bestimmt werden, indem man abwiegt, um wieviel sich das ursprüngliche Gewicht des Korbes verringert hat. Damit ist die Möglichkeit gegeben, den Auftrieb 2u errechnen. Wenn man das Gewicht des Apfels mit G, den Auftrieb mit A und die Gewichtsverminderung des Korbes mit B bezeichnet, so kann der Auftrieb nach der Formel A= G+ B errechnet werden. Das Volumen des Apfels berechnet sich dann nach der Formel sHio

0,9982

und das spezifische Gewicht des Apfels nach: s =

G v-

B. Die Genauigkeit der Bestimmung des spezifischen

Gewichts

Die zur Ermittlung von Gewicht und Volumen vorgenommenen Messungen waren mit einem durch die begrenzte Genauigkeit der angewandten Apparatur bedingten Meßfehler behaftet. Das aus Gewicht und Volumen sich ergebende Produkt, das spezifische Gewicht, muß diese Meßfehler zwangsläufig enthalten und besitzt deswegen eine Genauigkeit nur bis zu einer Größenordnung, die größer ist als der Fehler. Die vorgenommene Berechnung ergab, daß der Meßfehler des spezifischen Gewichts nach der Formel As=±

2 AG —

ermittelt werden kann. (As = Meßfehler des spezifischen Gewichts; AG = Meßfehler des Gewichts; G = Gewicht.) AG betrug in jedem Fall 0,025 g, der Zähler des Bruchs ist deswegen immer 0,05. Der Nenner (Gewicht) war für jede Frucht verschieden und überstieg bei den großfrüchtigen Sorten oft 300 g. In diesem Fall wäre der Meßfehler des spezifischen Gewichts 0,05 As = ± — = ±0,00017. Bei kleineren Früchten ist die Genauigkeit des spezifischen Gewichts geringer bzw. der Meßfehler größer. Um alle gegebenen Möglichkeiten zu erschöpfen und eine einheitliche Erfassung der Ergebnisse zu gewährleisten, wurde das spezifische Gewicht bei allen Früchten bis zur v i e r t e n Dezimalstelle berechnet. C. Das Ordnen der Resultate Die Versuchsprotokolle sind dem Institut für Obstbau der Landwirtschaftlichen Hochschule Hohenheim übergeben worden, wo sie auf Wunsch eingesehen

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werden können. Alle Protokolle in die vorliegende Arbeit aufzunehmen, war aus Raummangel und Gründen der Übersichtlichkeit nicht möglich. Die abgewogenen Früchte und das jeder Frucht entsprechende spezifische Gewicht wurden zuerst nach der Größe des Gewichts geordnet. Um eventuelle Veränderungen des spezifischen Gewichts festzustellen, mußte man die Früchte in Größengruppen einteilen. Zunächst wurden Gruppen mit 20 g Unterschied gebildet. Die Grenzen der Gruppen waren: 0,00 g bis 20,00 g ; 20,00 g bis 40,00 g usw. Bei einer Einteilung mit so enger Begrenzung konnte es vorkommen (besonders bei Sorten mit sehr großen und auch kleinen Früchten), daß in den einzelnen Gruppen nur wenige Früchte vorhanden waren. Dadurch erhöhten sich die Fehler in diesen Gruppen wesentlich. Um dies zu vermeiden, wurde eine weitere Einteilung in 50-g-Gruppen vorgenommen. Die Grenzen dieser Gruppen waren: 0,00 g bis 50,00 g ; 50,00 g bis 100,00 g usw. Für sämtliche Gruppen wurde der arithmetische Mittelwert und sein absoluter und relativer mittlerer Fehler für das Gewicht sowie auch für das spezifische Gewicht berechnet. Um die Übersicht zu erleichtern, wurden ferner für alle Sorten die Resultate graphisch in Form von Kurven dargestellt. V. Die Besprechung der Resultate

A. Bei den Äpfeln a) D i e S t r e u u n g der s p e z i f i s c h e n G e w i c h t e Jede Eigenschaft eines biologischen Untersuchungsmaterials weist eine gewisse Variabilität auf. Die unter denselben Umweltsbedingungen gewachsenen Äpfel eines Baumes sind verschieden stark gefärbt, haben einen unterschiedlichen Zuckergehalt und unterscheiden sich in Form und Größe. Soweit die Eigenschaften meßbar sind (Gewicht, Volumen, Durchmesser usw.), ist die Variabilität auch statistisch erfaßbar. Nach der statistischen Bearbeitung der Meßergebnisse ist es dann möglich zu sagen, ob eine stark oder schwach variable Eigenschaft vorliegt. Über das spezifische Gewicht von Äpfeln und Birnen fehlen bisher diese Untersuchungen. In der vorliegenden Arbeit wird die Variabilität mit Hilfe der S t r e u u n g oder der m i t t l e r e n q u a d r a t i s c h e n A b w e i c h u n g , die nach der Formel

berechnet wird, beurteilt. Diese Formel ist allerdings nur dann anwendbar, wenn die Verteilung der Einzelwerte annähernd der Normalverteilung entspricht, nicht aber, wenn z. B. zwei- oder mehrgipfelige Verteilungskurven vorliegen (5). Deswegen muß zuerst festgestellt werden, ob die Gewichte und die spezifischen Gewichte der Äpfel dieser Voraussetzung genügen. Wie auf Seite 96 erwähnt, wurden die Proben für die vorliegenden Untersuchungen nicht als repräsentativer Durchschnitt zusammengestellt, die Zahl der extrem großen und kleinen Früchte wurde erhöht. Die Begründung hierfür wurde bereits angegeben (S. 96). Man mußte deswegen auf schon vorliegende Unter-

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E. Lusis, Spezifisches Gewicht bei Äpfeln und Birnen

suchungsergebnisse von F. K O B E L (6) zurückgreifen. Beim Auswiegen von 641 Früchten der Sorte „Schöner aus Boskoop" ist folgende Verteilung der Früchte festgestellt worden: TABELLE I

(nach KOBEL) (6)

Gewicht in g 3 0 - 40 4 0 - 50 5 0 - 60 6 0 - 70 7 0 - 80 8 0 - 90 90-100 100-110 110-120 120-130 130-140 140-150 150-160 160-170

Anzahl der 2 27 94 123 118 107 74 43 32 11 5 1 3 1

Wie aus Tabelle I ersichtlich ist, entspricht die Verteilung der Gewichte bei der Sorte „Schöner aus Boskoop" den Anforderungen für die Anwendung der mittleren quadratischen Abweichung zur Beurteilung der Variabilität. Es liegt kein Grund vor, bei anderen Apfelsorten oder Obstarten eine andere Verteilung der Gewichte zu erwarten. Da für die Messungen von K O B E L nur der mittlere Fehler bekannt ist, muß umgekehrt wie üblich die mittlere quadratische Abweichung aus der Formel m=

±

—

Vn

wo n die Zahl der Exemplare bedeutet, errechnet werden. Der mittlere Fehler (m) ist ± 0,82 g, die Zahl der untersuchten Früchte (n) 641. Demzufolge ist ct = ±0,82 J/641 g = ±20,75 g . Die absoluten Werte der mittleren quadratischen Abweichung sind schlecht vergleichbar, weil sie sich auf verschieden große arithmetische Mittelwerte beziehen. Aus diesem Grund wird der V a r i a t i o n s k o e f f i z i e n t verwendet. Der Variationskoeffizient ist die mittlere quadratische Abweichung bezogen auf den arithmetischen Mittelwert in % ausgedrückt. o-100 = ""ST" Mit Hilfe des Variationskoeffizienten kann man auch die Variabilität von Eigenschaften, die nach verschiedenen Maßeinheiten gemessen sind, vergleichen. Der Variationskoeffizient a % für das oben besprochene Beispiel von K O B E L ist 20,75 • 100 = ± 78>?1 % = ± 26,4%.

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E i n Vergleich mit den in der Tabelle III angegebenen Variationskoeffizienten der in diese Arbeit einbezogenen Apfelsorten zeigt, daß unter Berücksichtigung der Probezusammensetzung die Übereinstimmung als g u t anzusehen ist. D i e Verteilung der spezifischen Gewichte (Tabelle II) läßt gleichfalls die A n w e n d u n g der mittleren quadratischen Abweichung als Variabilitätskriterium zu. TABELLE II

Die Verteilung der spezifischen Gewichte der Sorte „Franz Späth" Spezifisches Gewicht 0,8000-0,8100 0,8100-0,8200 0,8200-0,8300 0,8300-0,8400 0,8400-0,8500 0,8500-0,8600 0,8600-0,8700 0,8700-0,8800

Anzahl der Früchte 1 2 7 7 15 7 8 3

D i e mittlere quadratische A b w e i c h u n g für das spezifische Gewicht der Sorte .Franz Späth" ist ± 0,0154, der Variationskoeffizient ± 1,82%. TABELLE III

Die Variationskoeffizienten des Gewichts und des spezifischen Gewichts bei den untersuchten Apfelsorten Nr.

Sorte

1 2 3 4 0 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

Baumanns Renette Bredarenette Bohnapfel, Ghm. 1947 Bohnapfel, Ghm. 1952 Bohnapfel, H h m . 1952 Boikenapfel Champagner Renette Cox' Orangenrenette Edelroter Franz Späth Geheimrat Breuhahn Goldparmäne, G h m . 1947 . . . Goldparmäne, Ghm. 1952 . . . Goldparmäne, H h m . 1952 . . . Londoner Pepping Minister v. Hammerstein . . . Ontarioapfel Schöner aus Boskoop, G h m . 1947 Schöner aus Boskoop, Ghm. 1952 Schöner aus Boskoop, H h m . 1952 Weideners Goldrenette Weißer Winterkalvill Winterrambour Zuccalmaglios Renette

a % des Gewichts des spezifischen Gewichtes 10 fach überhöht

« 11 12 13 * IS 16 IT 18 19 20 2t 22 23 2"t Aus dem Diagramm I und der Tabelle I V kann man weiter entnehmen, daß m % des Gewichts und des spezifischen Gewichts gleiche Tendenz aufweisen. Sorten mit großen relativen mittleren Fehlern des Gewichts haben auch große Fehler des spezifischen Gewichts (Nr. 13, 19, 24). Geringe relative mittlere Fehler des Gewichts gehen meistens parallel mit geringen Fehlern des spezifischen Gewichts (Nr. 2, 7, 21). Da die Anzahl der untersuchten Früchte bei allen Sorten gleich war, kann man daraus schließen, daß zwischen beiden Eigenschaften ein Zusammenhang bestehen muß. Diese Frage wird weiter in der Arbeit untersucht. Der Umfang und die Anlage der Feldversuche ist nach RÖMER (15) so zu wählen, daß m % 3 % , besser noch 2 % erreicht wird. Im Gemüsebau ist m % = i 4 % nach ROUX (17) mit der heutigen Versuchstechnik erreichbar. In der gesichteten Literatur konnten keine Angaben über das noch als zulässig geltende m % bei Untersuchungen von Früchten gefunden werden. Als Anhaltspunkt kann die schon erwähnte Untersuchung von KOBEL (6) herangezogen werden. Insgesamt wurden von ihm 641 Früchte untersucht. Für den arithmetischen Mittelwert des Gewichts betrug m % = ± l , 0 4 % , für die Kernzahl war m%=±2,50%. In der vorliegenden Arbeit bewegen sich die mittleren relativen Fehler der arithmetischen Mittelwerte des spezifischen Gewichts zwischen ± 0 , 1 7 % und ± 0,45%. Die Größe aller Proben betrug 50 Früchte. Nach einer Abrundung in negativem Sinne kann man sagen, daß bei Proben von 50 Früchten m % für das spezifische Gewicht nicht über ¿ 0 , 5 0 % zu erwarten ist. Sofern bei Untersuchungen geringere Genauigkeit der Mittelwerte zulässig ist, kann die Probe entsprechend kleiner gewählt werden. m % = ± J , 0 % wäre schon mit einer Probe von 12,5 (praktisch 13) Früchten zu erreichen. m % ist jedoch zur Beurteilung des arithmetischen Mittelwertes nach der 3c-Regel nur für sehr große Proben ohne Korrektur anwendbar. Bei kleinen Proben (wie in dem vorliegenden Fall) muß auch die Unsicherheit bei der Bestimmung des mittleren Fehlers beachtet werden (8). Das geschieht durch die Berücksichtigung des von dem Stichprobenumfang und der verlangten statistischen Sicherheit abhängigen t - W e r t e s . Für 50 Früchte

104

E . Lusis, Spezifisches Gewicht von Äpfeln und Birnen

( = 49 Freiheitsgrade) ist bei einer Überschreitungswahrscheinlichkeit von 0,27% der t-Wert 3,16, für 13 Früchte ( = 12 Freiheitsgrade) dagegen schon 3,76. Der Zufallsbereich (Fehlerbereich) bei m % = 0,5% würde für 50 Früchte ±0,5% -3,16= ±1,58% betragen, für 13 Früchte und m % = 1 % dagegen ±1,0% • 3,76= ±3,76%, also wesentlich mehr als das Doppelte. Die Abgrenzung des Fehlerbereichs kann nicht in rechnerisch einfacher Weise ermittelt werden, weil m % sowie auch t beide Funktionen von der Zahl der Exemplare sind. Deswegen muß man für jede angenommene Zahl der Exemplare m % und den t-Wert ermitteln und daraus den Fehlerbereich errechnen. Bei n = 16 ist m % = ± 0,88% und t = 3,58, demzufolge ist der Fehlerbereich 0,88% • 3,58 = 3,15%. Unter Berücksichtigung des t-Wertes ist ein Fehlerbereich von 3,15%, was dem doppelten Fehlerbereich der Probe von 50 Früchten entspricht, mit einer Probe von 16 Früchten zu erreichen. T A B E L L E IV

Die relativen mittleren Fehler des Gewichts und des spezifischen Gewichts bei den untersuchten Apfelsorten Nr. 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

Sorte Baumanns Renette Bredarenette Bohnapfel, Ghm. 1947 Bohnapfel, Ghm. 1952 Bohnapfel, Hhm. 1952 Boikenapfel Champagner Renette Cox' Orangenrenette Edelroter Franz Späth Geheimrat Breuhahn Goldparmäne, Ghm. 1947 Goldparmäne, Ghm. 1952 . Goldparmäne, Hhm. 1952 Londoner Pepping Minister v. Hammerstein Ontarioapfel Schöner aus Boskoop, Ghm. Schöner aus Boskoop, Ghm. Schöner aus Boskoop, Hhm. Weideners Goldrenette Weißer Winterkalvill Winterrambour Zuccalmaglios Renette

. . . . . . . . . . . . . . . 1947 . 1952 . 1952 .

des Gew.

m% des spez. Gew.

±2,67 ±1,89 ±1,95 ±2,42 ±2,68 ±3,65 ±1,80 ±3,59 ±3,24 ±4,74 ±2,93 ±3,40 ±4,32 ±3,32 ±2,09 ±2,64 ±5,19 ±3,96 ±6,52 ±2,77 ±2,01 ±2,91 ±3,70 ±4,81

±0,32 ±0,22 ±0,25 ±0,17 ±0,21 ±0,24 ±0,22 ±0,37 ±0,30 ±0,26 ±0,20 ±0,32 ±0,39 ±0,28 ±0,28 ±0,19 ±0,33 ±0,29 ±0,45 ±0,32 ±0,23 ±0,38 ±0,35 ±0,36

Archiv für Gartenbau, V I . Band, 1958, Heft 2

105

Entsprechend der Fragestellung (Abschnitt II/A) können auf Grund der vorhergehenden Besprechung (Abschnitt V/A/a) die Folgerungen gezogen werden: Zu Frage 1: Die spezifischen Gewichte des Apfels weisen eine geringe Streubreite auf. Bei den 24 untersuchten Proben ist der größte Variationskoeffizient % = ±3,15%. Zu Frage 2: Bei einer Überschreitungswahrscheinlichkeit = 0,0027 = 0,27% unter Berücksichtigung des t-Werts ist ein Fehlerbereich (Zufallsbereich) von .1,6% für den arithmetischen Mittelwert des spezifischen Gewichts mit einer Probe von 50 Früchten zu erreichen. Um einen Fehlerbereich von 3,2% zu erreichen, genügt eine Probe von .1.6 Früchten. b) D i e a b s o l u t e G r ö ß e der s p e z i f i s c h e n G e w i c h t e Das höchste spezifische Gewicht weist „Weideners Goldrenette" (Tabelle V> Sorte Nr. 21) mit 0,9311 ± 0,002i, das geringste spezifische Gewicht die Sorte ,Edelroter" (Tabelle V, Sorte Nr. 9) mit 0,7792 ± 0,0023 auf. Die Anzahl der TABELLE V

Die arithmetischen Mittelwerte des Gewichts und des spezifischen Gewichts bei den untersuchten Apfelsorten Nr. 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 • 21 22 23 24

Sorte Baumanns Renette . . . Bredarenette Bohnapfel, Ghm. 1947 . . Bohnapfel, Ghm. 1952 . . Bohnapfel, Hhm. 1952 . . Boikenapfel Champagner Renette . . Cox' Orangenrenette . . Edelroter Franz Späth Geheimrat Breuhahn . . Goldparmäne, Ghm. 1947 Goldparmäne, Ghm. 1952 Goldparmäne, Hhm. 1952 Londoner Pepping . . . Minister v. Hammerstein. Ontarioapfel Schöner aus Boskoop, . . Ghm. 1947 Schöner aus Boskoop, . . Ghm. 1952 Schöner aus Boskoop, . . Hhm. 1952 . . . . . Weideners Goldrenette. . Weißer Winterkalvill . . Winterrambour Zuccalmaglios Renette . . Arithmetischer Mittelwert aller Sorten

8 Archiv für Gartenbau VI/2

.

Gewicht M m 116,76 110,94 98,14 72,99 73,49 117,40 50,10 73,27 84,92 122,42 80,48 84,29 128,47 94,08 137,23 113,15 168,57 133,68

± ± ± ± ± ± ± ± ± ± ± ± ± ± ± ± ± ±

3,12 2,10 1,91 1,77 1,97 4,28 0,90 2,63 2,75 5,80 2,36 2,87 5,55 3,12 2,84 2,99 8,75 5,29

Spezifisches Gewicht M m 0,8472 0,8515 0,8255 0,8311 0,8273 0,8713 0,8953 0,8636 0,7792 0,8446 0,8565 0,8523 0,8475 0,8585 0,9005 0,8315 0,8474 0,8498

± ± ± ± ± ± ± ± ± ± ± ± ± ± ± ± ± ±

0,0027 0,0019 0,0021 0,0014 0,0017 0,0021 0,0020 0,0032 0,0023 0,0022 0,0017 0,0027 0,0033 0,0024 0,0025 0,0016 0,0028 0,0025

188,26 ± 12,28

0,8382 ± 0,0038

146,03 ±

0,8546 ± 0,0027

59,94 166,13 193,46 91,73

3,94

± 1,21 ± 4,84 ± 7,16 ± 4,41

0,9311 0,8229 0,8325 0,8311

± ± ± ±

0,0021 0,0031 0,0029 0,0030

0,8496 ± 0,0005

106

E . Lusis, Spezifisches Gewicht bei Äpfeln und Birnen T A B E L L E VI

Die Häufigkeitsverteilung der arithmetischen Mittelwerte des spezifischen Gewichts bei den untersuchten Apfelsorten Spez. Gew.

von bis

Zahl der Sorten Zahl der Sorten

0,77 0,82

0,82 0,83

0,83 0,84

0,84 0,85

0,85 0,86

0,86 0,87

0,87 0,88

0,89 0,90

0,90 0,91

0,93 0,94

Zus.

1

3

5

5

5

1

1

1

1

1

24

4

15

5

24

untersuchten Sorten berechtigt zu der Annahme, daß wesentliche Überschreitungen dieser Werte nicht zu erwarten sind. Mit ausreichender Wahrscheinlichkeit kann man deswegen angeben, daß die in Deutschland angebauten Apfelsorten spezifische Gewichte (nach einer Abrundung der Endwerte) zwischen 0,75 und 0,95 haben. Der arithmetische Mittelwert des spezifischen Gewichts für alle untersuchten Sorten beträgt 0,8496 i 0,0005, wobei der mittlere Fehler nach der Formel m = ± | / - _ berechnet wurde. Die mittlere quadratische Abweichung (a) beträgt i 0,0170. Innerhalb der Grenzen M ± G sind 68,3% der Exemplare zu erwarten (5). Diese Gruppe der Äpfel könnte als mittelschwer bezeichnet werden, die Grenzen wären dann 0,8496 ± 0,0170 bzw. max. 0,8666, min. 0,8326. Bei den oben vorgenommenen Betrachtungen sind alle Sorten zusammen als eine Probe aufgefaßt worden. Diese Betrachtungsweise ist nur bei sehr großen gemischten Proben aus vielen Sorten zulässig. Sie sagt wenig aus über die H ä u f i g k e i t s v e r t e i l u n g der spezifischen Gewichte der einzelnen Sorten. Die Häufigkeitsverteilung für die spezifischen Gewichte der untersuchten Sorten ist in der Tabelle VI angegeben. Eine sehr deutliche Mittelgruppe mit 15 Sorten (62,5%) kann zwischen den spezifischen Gewichten von 0,8300 und 0,8600 festgestellt werden. Die innerhalb der Grenzen der Mittelgruppe liegenden 15 Sorten können als spezifisch m i t t e l s c h w e r bezeichnet werden. Die Gruppe unter 0,8300 (4 Sorten) ist dann spezifisch l e i c h t und die Gruppe über 0,8600 (5 Sorten) spezifisch schwer zu nennen. Wenn man diese Grenzen mit den oben ermittelten Zahlen vergleicht, kann man eine gute Übereinstimmung feststellen. Entsprechend der Fragestellung (Abschnitt II/A) können auf Grund der vorhergehenden Besprechung (Abschnitt V/A/b) die Folgerungen gezogen werden: Zu Frage 3: Bei den in Deutschland angebauten Apfelsorten muß man mit spezifischen Gewichten zwischen 0,7500 und 0,9500 rechnen. Zu Frage 4: Auf Grund der ermittelten Werte wird vorgeschlagen, Sorten bis zum spezifischen Gewicht von 0,8300 als l e i c h t , Sorten von 0,8300 bis 0,8600 als m i t t e l s c h w e r und Sorten über 0,8600 als schwer zu bezeichnen.

Archiv für Gartenbau, VI. Band, 1958, Heft 2

107

c) D i e K o r r e l a t i o n 2 w i s c h e n dem G e w i c h t u n d d e m s p e z i f i s c h e n Gewicht Nachdem die Resultate für alle Sorten geordnet und in Gewichtsklassen eingeteilt worden waren, konnte man feststellen, daß mit zunehmendem Gewicht das spezifische Gewicht von Früchten derselben Sorte abnimmt. Es mußte geprüft werden, ob dieser Zusammenhang als statistisch gesichert oder als zufällig angesehen werden kann. Unter der Annahme, daß eine geradlinige (lineare) Korrelation vorliegt, wurde der K o r r e l a t i o n s k o e f f i z i e n t nach der BRAVAIS'sehen Formel ( P r o d u k t Moment —Korrelation) Saj. a y r= a a x ay und der entsprechende m i t t l e r e F e h l e r nach der Formel

berechnet (5).

mr =

± :L -n r

2

Um den Verlauf der Regressionsgeraden beurteilen zu können, mußte manferner den R e g r e s s i o n s k o e f f i z i e n t e n (Richtungskoeffizienten) berechnen. Hierfür kam die Formel

zur Anwendung. Als Bezugseigenschaft wurde das Gewicht genommen: a des Gewichts als Nenner. Die Abnahme des spezifischen Gewichts bei 1 g Gewichtszunahme war sehr gering, man mußte den Regressionskoeffizienten für 20 g Gewichtsdifferenzen (20 R If ,) wegen der geringeren Abrundungsfehler den Vorzug geben. Um die Differenzen zwischen den Korrelationskoeffizienten (r) auf Signifikanz zu prüfen, ist von R. A. FISHER (zitiert nach KOLLER) (8) die Umrechnung von r in die KorrelationszifFer (z) vorgeschlagen worden. Dasselbe gilt sinngemäß bei der Addition und beim Errechnen von arithmetischen Mittelwerten von Korrelationskoeffizienten. Die in der Tabelle VII angegebenen KorrelationszifFern (z) wurden aus den Korrelationskoeffizienten (r) nach der von MITTENECKER (11) angegebenen Tabelle errechnet. Die genannte Tabelle gibt für r und z drei Dezimalstellen an, die vierte Dezimalstelle wurde durch Interpolieren ermittelt. Bei allen untersuchten Apfelsorten wurde ein negativer Korrelationskoeffizient festgestellt. Den niedrigsten Koeffizienten wies die „Champagner Renette" (—0,1360 ± 0,1388), den höchsten Koeffizienten „Edelroter" ( - 0 , 9 1 9 2 ± 0,0219) auf. KOLLER (8) hat die Zufallshöchstwerte für die Korrelationskoeffizienten bei der Überschreitungswahrscheinlichkeit s = 0,0027 ( = 0,27%) für Freiheitsgrade von 1 bis oo in einer Tafel zusammengestellt. Die Zahl der Freiheitsgrade bei den folgenden Untersuchungen beträgt 48 (m = n — 2; n = 50). Der dazugehörige Zufallshöchstwert ist r = 0,4155. Allein auf Grund der errechneten 8*

108

E. Lusis, Spezifisches Gewicht bei Äpfeln und Birnen TABELLE VII

Die Korrelationskoeffizienten (r) zwischen dem spezifischen Gewicht und dem Gewicht, die entsprechenden mittleren Fehler (m r ), die Korrelationsziffern (z) und die Regressionskoeffizienten (20 R:^) bei den untersuchten Apfelsorten Nr.

Sorte

r

mr

z

20 R w

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24

Baumanns Renette Bredarenette Bohnapfel, Ghm. 1947 . . . Bohnapfel, Ghm. 1952 . . . Bohnapfel, Hhm. 1952 . . . Boikenapfel Champagner Renette Cox' Orangenrenette Edelroter Franz Späth Geheimrat Breuhahn . . . . Goldparmäne, Ghm. 1947. . Goldparmäne, Ghm. 1952. . Goldparmäne, Hhm. 1952. . Londoner Pepping Minister v. Hammerstein . . Ontarioapfel Schöner a. Bosk., Ghm. 1947 Schöner a. Bosk., Ghm. 1952 Schöner a. Bosk., Hhm. 1952 Weideners Goldrenette . . . Weißer Winterkalvill Winterrambour Zuccalmaglios Renette . . .

-0,3344 -0,3422 -0,3378 -0,6206 -0,7546 -0,7005 -0,1360 -0,7071 -0,9192 -0,6808 -0,6082 -0,8161 -0,7049 -0,8412 -0,4070 -0,4033 -0,7798 -0,6840 -0,9008 -0,5682 -0,2721 -0,5090 -0,5281 -0,7176

±0,1256 ±0,1249 ±0,1253 ±0,0870 ±0,0609 ±0,0720 ±0,1388 ±0,0707 ±0,0219 ±0,0759 ± 0,0891 ±0,0472 ±0,0712 ±0,0414 ±0,1180 ±0,1184 ±0,0554 ±0,0753 ±0,0267 ±0,0958 ±0,1310 ±0,1049 ±0,1020 ±0,0686

-0,3474 -0,3566 -0,3514 -0,7260 -0,9801 -0,8680 -0,1360 -0,8812 -1,5838 -0,8304 -0,7061 -1,1453 -0,8770 -1,2251 -0,4324 - 0,4280 -1,0447 -0,8362 -1,4763 -0,6451 -0,2791 -0,5616 -0,5873 -0,8927

-0,0059 -0,0063 -0,0073 -0,0098 -0,0130 -0,0068 - 0,0060 -0,0174 -0,0152 -0,0051 -0,0089 -0,0154 -0,0080 — 0,0129 -0,0081 - 0,0044 -0,0050 -0,0065 -0,0058 -0,0078 -0,0095 -0,0065 -0,0043 -0,0099

. . .

. . . . . . . . . .

| Arithmetischer Mittelwert. . . 1

| -0,7582

Korrelationskoeffizienten kann man nach diesem Test bei 17 von 24 untersuchten Sorten eine n e g a t i v e Korrelation als statistisch gesichert ansehen. Bei den 7 Sorten mit geringerem Korrelationskoeffizienten ist eine Verneinung der Korrelation auch nicht möglich. Um statistisch gesicherte Werte 2u erhalten, wäre es in diesem Fall notwendig, die P r o b e n entsprechend g r ö ß e r zu wählen. MITTENECKER (11) bezeichnet Korrelationskoeffizienten mit e = 5,0% als s i g n i f i k a n t und mit e = 1,0% als s e h r s i g n i f i k a n t . Bei der Anwendung dieses im Vergleich zu KOLLER weniger strengen Kriteriums sind mehr Korrelationskoeffizienten als statistisch gesichert anzusprechen. Uberschreitungswahrscheinlichkeit Höchster Zufallswert des Korrelationskoeffizienten r Zahl der untersuchten Apfelsorten mit größerem Korrelationskoeffizienten r

e = 5%

e = 1%

0,2790

0,3612

22

19

Aus den oben angestellten Betrachtungen geht hervor, daß bei den meisten untersuchten Apfelsorten eine statistisch gesicherte negative Korrelation zwischen

Archiv für Gartenbau, VI. Band, 1958, Heft 2

109

dem Gewicht und dem spezifischen Gewicht festgestellt werden kann. Keine Sorte wies einen positiven Koeffizienten auf. Deswegen muß angenommen werden, daß durch die Erhöhung der Exemplare je Probe für alle Sorten ein statistisch gesicherter Koeffizient zu erreichen ist. Es ist nicht möglich, direkt aus den Korrelationskoeffizienten einen arithmetischen Mittelwert zu bilden. Dies kann aber nach der Umrechnung in Korrelationsziffern (z) geschehen (11). Dabei kommt die Formel E(dfz) zur Anwendung. (M z = der arithmetische Mittelwert der Korrelationsziffern, z = die Korrelationsziffern, df = die Zahl der entsprechenden Freiheitsgrade.) Die Zahl der Freiheitsgrade, die hier n — 3 beträgt, ist in allen Proben gleich, deswegen vereinfacht sich die Formel. Sdfz Ez Mz = ——— = dt nz nz (nz = Zahl der Korrelationsziffern.) Nach dem Einsetzen der Werte aus der Tabelle VII erhält man 'M z = -0,7582. Diesem z-Wert entspricht r = — 0,6401. Die Zahl der Freiheitsgrade für die zusammengefaßte Probe ist (n - 3)n z = 47 • 24 = 1128. Nach KOLLER (8) ist der Zufallshöchstwert von r für 1120 Freiheitsgrade 0,090. Nach MITTENECKER (11) ist für 1000 Freiheitsgrade eine Korrelation von 0,062 signifikant und von 0,081 sehr signifikant. Der berechnete Korrelationskoeffizient r = — 0,6401 ist weit größer als der Zufallswert bei Überschreitungswahrscheinlichkeiten zwischen 5,00% und 0,27%. Sofern also die Früchte aller untersuchten Sorten als eine Probe angesehen werden, ist eine statistisch vollkommen gesicherte negative Korrelation festgestellt. Diese Überprüfung verstärkt die Glaubwürdigkeit der These, daß für alle Apfelsorten eine negative Korrelation zwischen dem spezifischen Gewicht und dem Gewicht angenommen werden kann. Entsprechend der Fragestellung (Abschnitt II/A) können auf Grund der vorhergehenden Besprechung (Abschnitt V/A/c) die Folgerungen gezogen werden: Zu Frage 5: Bei allen Apfelsorten sind die großen Früchte spezifisch leichter als die kleinen Früchte. Für eine Gesamtprobe von J 200 Früchten aus 24 Sorten konnte eine negative Korrelation von — 0,6401 zwischen dem Gewicht und dem spezifischen Gewicht ermittelt werden. Da die großen und die kleinen Früchte statistisch gesicherte Differenzen des spezifischen Gewichts aufweisen (gesicherte Korrelation zwischen dem spezifischen Gewicht und dem Gewicht), muß dies bei der Zusammenstellung der Probe berücksichtigt werden.

110

E. Lusis, Spezifisches Gewicht bei Äpfeln und Birnen

Es muß angestrebt werden, daß die Probe dem repräsentativen Durchschnitt entspricht. In Fällen, wo dies nicht möglich ist, soll die Anzahl der großen und der kleinen Früchte gleichmäßig erhöht oder verringert werden. Erst wenn eine dieser beiden Voraussetzungen erfüllt ist, kann das ermittelte spezifische Gewicht, sofern es die statistische Sicherung zuläßt, als t y p i s c h für die Sorte unter den gegebenen Bedingungen angesehen werden. Zu Frage 6: Um einen repräsentierenden Mittelwert des spezifischen Gewichts einer Apfelsorte zu erhalten, muß entweder die Probe als repräsentativer Durchschnitt zusammengestellt werden oder die Anzahl der großen und kleinen Früchte gleichmäßig erhöht oder verringert werden. d) D e r R e g r e s s i o n s k o e f f i z i e n t Für die durchgeführten Untersuchungen war die Höhe der ermittelten Korrelationskoeffizienten von s e k u n d ä r e r Bedeutung, weil keine Vergleiche der Koeffizienten von den Sorten unter sich vorgenommen werden. Falls dieser Vergleich jemals angestellt würde, müßte man beachten, daß für Untersuchungen dieser Art die Anzahl der Exemplare wesentlich höher sein muß (350 bis 400) (11). Aus diesem Grund können auch die errechneten Regressionskoeffizienten (R) (TabelleVII) nur als o r i e n t i e r e n d e Werte betrachtet werden, denn bei der Berechnung (Formel S. 109) wurde der Korrelationskoeffizient (r) verwendet. Die angegebenen Regressionskoeffizienten sagen aus, um wieviel sich das spezifische Gewicht der Sorte verändert, wenn das Gewicht um 20 g zunimmt. Sie schwanken zwischen - 0 , 0 0 4 3 (Sorte Nr. 23) und - 0 , 0 1 7 4 (Sorte Nr. 9). Diese Zahlen geben einen Hinweis, von welcher Größenordnung die Fehler sein können, falls bei der Ermittlung des spezifischen Gewichts die Proben falsch zusammengestellt werden. Bei der Sorte Nr. 9 („Edelroter") beträgt das spezifische Gewicht 0,7792 (Tabelle V) und der Regressionskoeffizient 0,0174. Demzufolge würde bei falscher Auswahl der Früchte eine Abweichung von 20 g das spezifische Gewicht um 2,2% verändern. Diese Fehler können besonders bei Sorten mit großer Differenz zwischen extrem großen und extrem kleinen Früchten zu völlig f a l s c h e n Resultaten führen. Aus diesem Grund müssen die oben aufgestellten Anforderungen für die Zusammenstellung der Proben (S. 109) unbedingt berücksichtigt werden. e) D e r V e r g l e i c h z w i s c h e n d e n s p e z i f i s c h e n G e w i c h t e n v o n d r e i A p f e l s o r t e n aus z w e i v e r s c h i e d e n e n J a h r g ä n g e n Die festgestellte geringe Variabilität der spezifischen Gewichte unter möglichst k o n s t a n t e n Umweltsbedingungen sagt nichts aus über das Verhalten der spezifischen Gewichte bei g e ä n d e r t e n Bedingungen. Wie schon in Abschnitt II (S. 94) gezeigt wurde, ist dieser Fragenkomplex wegen der großen Anzahl der Umweltsfaktoren sehr umfangreich. In der vorliegenden Arbeit konnten nur einige Umweltsfaktoren bezüglich ihrer Wirkung auf die spezifischen Gewichte der Äpfel untersucht werden. Bei den Sorten „Bohnapfel", „Goldparmäne" und „Schöner aus Boskoop" wurden die arithmetischen Mittelwerte des Gewichts und des spezifischen

Archiv für Gartenbau, VI. Band, 1958, Heft 2

111

Gewichts von je 50 Früchten aus Geisenheim vom Jahrgang 1947 und 1952 bestimmt (Tabelle VIII). Bei allen drei Sorten sind die Differenzen zwischen den arithmetischen Mittelwerten des G e w i c h t s statistisch gesichert. Das bedeutet, daß die geänderte Faktorengruppe „Jahrgang" als Ursache für die Unterschiede der Fruchtgröße anzusehen ist. T A B E L L E VIII

Das Gewicht und das spezifische Gewicht der Äpfel von Geisenheim aus den Jahrgängen 1947 und 1952 Arithmetischer Mittelwert Arithmetischer Mittelwert des Gewichts g des spezifischen Gewichts Bohnapfel 1947 Bohnapfel 1952

98,14 ± 72,99 ±

1,91 1,77

0,8255 ± 0,0021 0,8311 ± 0,0014

Differenz

25,15 ±

2,60

- 0 , 0 0 5 6 ± 0,0025

84,29 ± 128,47 ±

2,87 5,55

0,8523 ± 0,0027 0,8475 ± 0,0033

-44,18 ±

6,25

0,0048 ± 0,0043

133,68 ± 5,29 188,26 ± 12,28

0,8498 ± 0,0025 0,8382 ± 0,0038

- 5 4 , 5 8 ± 13,37

0,0116 ± 0,0045

Goldparmäne 1947 Goldparmäne 1952 Differenz Schöner aus Boskoop 1947 Schöner aus Boskoop 1952 Differenz

.

Die spezifischen Gewichte sind von der Größe der Früchte abhängig. Man kann sie deswegen erst dann vergleichen, wenn sie bei gleich großen Früchten ermittelt sind oder mit Hilfe des Regressionskoeffizienten (R) (Tabelle VII) für die gleiche Fruchtgröße umgerechnet werden. Die K o r r e k t u r des spezifischen Gewichts wurde in dem vorliegenden Falle errechnet, indem man die Differenz des Gewichts mit dem entsprechenden Regressionskoeffizienten multiplizierte und das Resultat durch 20 (weil R für 20 g Gewichtsunterschiede berechnet ist) dividierte. Das Resultat wurde (unter Beachtung des errechneten Vorzeichens) von der ohne Korrektur festgestellten Differenz der spezifischen Gewichte abgezogen. Die Resultate und der jeweils entsprechende Zufallsbereich sind in der Tabelle I X zusammengestellt. Wie ersichtlich, sind die korrigierten Differenzen des spezifischen Gewichts von allen drei Sorten kleiner als der entsprechende Zufallsbereich. Das bedeutet, daß die Unterschiede von den spezifischen Gewichten der Äpfel aus zwei verschiedenen Jahrgängen n i c h t als jahrgangsbedingt, sondern als zufällig anzusprechen sind. Es ist sehr bemerkenswert, daß die Differenzen der G e w i c h t e statistisch gesichert waren, die Differenzen der spezifischen G e w i c h t e dagegen nicht. Wie in Abschnitt V/A/a (S. 99) festgestellt wurde, lagen die relativen mittleren Fehler bei den arithmetischen Mittelwerten der Gewichte rund zehnmal höher als bei den spezifischen Gewichten. Deswegen sind die Grenzen für signifikante

112

E. Lusis, Spezifisches Gewicht bei Äpfeln und Birnen TABELLE IX

Die Umrechnung von den Differenzen der spezifischen Gewichte bei Äpfeln aus verschiedenen Jahrgängen auf gleiche Fruchtgröße; der Zufallsbereich bei e = 0,27% unter Berücksichtigung des t-Wertes für 98 Freiheitsgrade (n x + n 2 — 2)

Sorte

Differenz des Gewichts

Bohnapfel Goldparmäne Schöner aus Boskoop . . .

+ 25,15 -44,18 -54,58

Korrekt, f. d. Diff. des spez. Gewichts

Körrig. Diff. d. spez. Gewichts

Zuf.-Ber. d. Differ. des spez. Gewichts

-0,0098 -0,0123 - 0 , 0 0 8 0 + 0,0176 — 0,0058 + 0,0158

+ 0,0067 -0,0128 -0,0042

±0,077 ±0,0132 ±0,0139

Regressionskoeff.

Differenzen beim spezifischen Gewicht relativ viel enger als beim Gewicht. Wenn bei den vorliegenden Untersuchungen keine gesicherten Differenzen des spezifischen Gewichtes wohl aber des Gewichts festgestellt wurden, so spricht das dafür, daß das spezifische Gewicht als eine sehr stabile sortenspezifische Eigenschaft anzusprechen ist. Entsprechend der Fragestellung (Abschnitt II/A) können auf Grund der vorhergehenden Besprechung (Abschnitt V/A/e) die Folgerungen gezogen werden: Zu Frage 7: Bei den Apfelsorten „Bohnapfel", „Goldparmäne" und „Schöner aus Boskoop" des Standortes Geisenheim konnten keine gesicherten Differenzen des spezifischen Gewichts bei den Früchten aus den Jahren 1947 und 1952 festgestellt werden. f) Vergleich der spezifischen Gewichte von drei A p f e l s o r t e n aus zwei verschiedenen Standorten Als zweiter wurde in die Untersuchungen der Faktorenkomplex „Standort'' einbezogen. Es wurden die spezifischen Gewichte der Sorten „Bohnapfel", „Goldparmäne" und „Schöner aus Boskoop" des Jahrganges 1952 von den Standorten Geisenheim und Hohenheim untersucht (Tabelle X). Die Differenz des Gewichts ist bei den Sorten „Goldparmäne" und „Schöner aus Boskoop" statistisch gesichert, beim „Bohnapfel" liegt sie innerhalb der Fehlergrenze. Dieser Unterschied ist dadurch zu erklären, daß bei Bäumen von verschiedenen Standorten ein einheitliches Ausgangsmaterial sehr schwer zu erhalten ist. Die Anlagen, aus denen die Früchte stammen, unterscheiden sich im Alter, in der Kronenbehandlung und in anderen Pflegemaßnahmen. Dadurch war es bedingt, daß das Ausgangsmaterial für die Untersuchung des Faktors „Standort" wesentlich uneinheitlicher als bei der Untersuchung des Faktors „Jahrgang", wo die Früchte aus ein und derselben Anlage entnommen wurden, ausfiel. Für die vorliegenden Untersuchungen waren die oben genannten Schwierigkeiten ohne Bedeutung. Es galt nicht, irgend einen Umweltsfaktor streng isoliert bezüglich seiner Wirkung auf das spezifische Gewicht zu untersuchen, sondern nur festzustellen, ob ein geänderter Faktor oder eine Faktorengruppe eine Abweichung des spezifischen Gewichts zur Folge hat. Bei dem Vergleich des spezifischen Gewichts muß zuerst die Korrektur, wie im vorigen Abschnitt beschrieben, vorgenommen werden.

113

Archiv für Gartenbau, VI. Band, 1958, Heft 2 TABELLE X

Das Gewicht und das spezifische Gewicht der Äpfel des Jahrgangs 1952 aus den Stand orten Geisenheim und Hohenheim Sorte und Standort

Differenz Schöner a. Boskoop Hhm.. . Schöner a. Boskoop Ghm.. . Differenz

r-^

0,50 ±

2,65

0,0038 ± 0,0022

94,08 ± 128,47 ±

3,12 5,55

0,8585 ± 0,0024 0,8475 ± 0,0033

-34,39 ±

6,37

0,0110 ± 0,0041

146,03 ± 3,94 188,26 ± 12,28

0,8546 ± 0,0027 0,8382 ± 0,0038

- 4 2 , 2 3 ± 12,90

0,0146 ± 0,0047

Differenz Goldparmäne Hohenheim . . Goldparmäne Geisenheim . .

0,8273 ± 0,0017 0,8311 ± 0,0014

t04

-H-H

. . . . . .

Ci o •d* Ol CO* l> l>

Bohnapfel Hohenheim Bohnapfel Geisenheim

Arithmetischer Mittelwert Arithmetischer Mittelwert des spezifischen Gewichts des Gewichts g

Aus Tabelle XI ist zu entnehmen, daß alle korrigierten Differenzen des spezifischen Gewichts viel k l e i n e r als der entsprechende Zufallsbereich sind und deswegen n i c h t auf die geänderte Faktorengruppe „Standort" zurückgeführt werden können, sondern als rein z u f ä l l i g anzusehen sind. Entsprechend der Fragestellung (Abschnitt II/A) können auf Grund der vorhergehenden Besprechung (Abschnitt V/A/f) die Folgerungen gezogen werden: Zu Frage 8: Bei den Sorten „Bohnapfel", Goldparmäne" und „Schöner aus Boskoop" des Jahrganges 1952 konnte k e i n Unterschied zwischen den spezifischen Gewichten der Früchte aus Geisenheim und Hohenheim festgestellt werden. g) D i e das s p e z i f i s c h e G e w i c h t und die Ä n d e r u n g des s p e z i f i s c h e n Gewichts bestimmenden Faktoren Wie in der Einleitung erwähnt wurde, ist die Aufgabe der vorliegenden Arbeit» die methodischen Voraussetzungen für die Bestimmung des spezifischen Gewichts bei den Äpfeln und Birnen zu untersuchen und die Größenordnung der spezifischen Gewichte der in Deutschland angebauten Sorten zu ermitteln. TABELLE X I

Die Umrechnung von den Differenzen der spezifischen Gewichte bei Äpfeln von verschiedenen Standorten auf gleiche Fruchtgröße; der Zufallsbereich bei e = 0,27% unter Berücksichtigung des t-Wertes für 98 Freiheitsgrade + n2 — 2)

Sorte

Bohnapfel Goldparmäne Schöner aus Boskoop . . .

Differ, d. Gewichts ing 0,50 -34,33 -42,23

Korrekt, Regres- f. d. Diff. sionsdes spez. koeffiz. R Gewichts

Körrig. Differ.

-0,0098 -0,0080 -0,0058

- 0 , 0 0 3 6 ±0,0068 - 0 , 0 0 2 8 ±0,0126 + 0,0024 ±0,0145

± 0,0002 -0,0138 — 0,0122

Zufallsbereich

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E. Lusis, Spezifisches Gewicht bei Äpfeln und Birnen

Die durchgeführten eigenen Untersuchungen und die gesichtete Literatur erlauben aber, auch einige Angaben über die Faktoren, welche die Unterschiede und Veränderungen des spezifischen Gewichts bedingen, zu machen. Um das Material auszunutzen, werden diese Probleme im folgenden besprochen. In Abschnitt V/A/b (S. 105) wurde festgestellt, daß bei den in Deutschland angebauten Apfelsorten spezifische Gewichte zwischen 0,7500 und 0,9500 zu erwarten sind. Worauf können die unterschiedlichen spezifischen Gewichte zurückgeführt werden? Physikalisch gesehen, enthält eine Apfelfrucht gasförmige, flüssige und feste Bestandteile. In erster Linie muß ermittelt werden, ob jede der genannten im Apfel enthaltenen Phasen bei allen Sorten dasselbe spezifische Gewicht hat. Über die chemische Zusammensetzung der im Kerngehäuse und in den Interzellularen befindlichen Gase ist wenig bekannt. E. STRASBURGER u. a. (22) gibt an, daß die Interzellularen mit Luft gefüllt sind. Es ist auch nicht anzunehmen, daß die Zellen der Frucht längere Zeit am Leben bleiben könnten, falls sie vorwiegend mit anderen Gasen als mit Luft umgeben wären. Deswegen kann das spezifische Gewicht einer Apfelsorte nicht als ursächlich durch das spezifische Gewicht der gasförmigen Bestandteile der Frucht bedingt angesehen werden. Das spezifische Gewicht der flüssigen Bestandteile des Apfels, der Saft, ist von vielen Autoren bestimmt worden. J. VlLSMEIER (23) gibt als Durchschnittswert 1,0566, als Maximalwert 1,1038 und als Minimalwert 1,0427 an. Umgerechnet ergeben diese Werte eine relative Abweichung von +4,4% und —1,3%. Aus Tabelle V kann man entnehmen, daß für die g a n z e F r u c h t als Mittelwert ein spezifisches Gewicht von 0,8496, als Maximalwert 0,9311 und als Minimalwert 0,7792 ermittel wurde. Die relativen Abweichungen betragen hier +9,6% und

-8,2%.

Man muß ferner berücksichtigen, daß der Saftgehalt eines Apfels zwischen 75 % und 90% des gesamten Fruchtgewichts beträgt. Sofern also die Unterschiede des spezifischen Gewichts der Früchte a u s s c h l i e ß l i c h auf das spezifische Gewicht des Saftes zurückzuführen wären, müßten die relativen Abweichungen des spezifischen Gewichts vom Saft größer als die relativen Abweichungen des spezifischen Gewichts der ganzen Früchte sein. Gerade das Gegenteil ist der Fall. Deswegen können die Unterschiede des spezifischen Gewichts vom Saft nur zum T e i l als Ursache für die verschiedenen spezifischen Gewichte der Früchte von einzelnen Sorten angesehen werden. Es müssen noch andere Faktoren vorhanden sein, die ursächlich beteiligt sind. Über das spezifische Gewicht der festen Bestandteile liegen keine Untersuchungsergebnisse vor. Da diese aber nur um 10% des Fruchtgewichts ausmachen, kann ihr spezifisches Gewicht auf das spezifische Gewicht der gesamten Frucht nur einen g e r i n g e n E i n f l u ß haben. Das spezifische Gewicht der Frucht muß weitgehend davon abhängig sein, in w e l c h e m V e r h ä l t n i s die g a s f ö r m i g e n B e s t a n d t e i l e an dem G e s a m t v o l u m e n b e t e i l i g t sind.

Archiv für Gartenbau, VI. Band, 1958, Heft 2

115

Hierüber liegen histologische Untersuchungen von J. M. BAIN und R. N. ROBERTSON (2), R. M. REEWE und L. R. LEINBACH (13), W . H. SMITH (zitiert

nach F. KOBEL) (6) und anderen vor. Die Interzellularen nehmen 20% bis 35%' des Gesamtvolumens ein. Bei weichfleischigen Sorten ist das Interzellularvolumen größer als bei festfleischigen. Allerdings wird die Konsistenz des Fruchtfleisches auch noch von anderen Faktoren — wie Turgor, mechanische und chemische Eigenschaften der Mittellamelle und Größe der Zellen — mitbestimmt. Das Volumen der Interzellularen beeinflußt das spezifische Gewicht sowie auch die Konsistenz der Früchte. Deswegen müßte eine Korrelation zwischen dem spezifischen Gewicht und der Konsistenz bestehen. Aus Tabelle V sieht man, daß die fünf spezifisch schwersten Sorten (geordnet nach abnehmendem spezifischem Gewicht) „Weideners Goldrenette" (Nr. 21), „Londoner Pepping" (Nr. 15), „Champagner Renette" (Nr. 7), „Boikenapfel" (Nr. 6) und „Cox' Orangenrenette" (Nr. 8) sind. Die vier ersten Sorten sind uneingeschränkt als festfleischig zu bezeichnen. Sie neigen auch bei längerer Lagerung nicht zum Mehligwerden, haben ein knackendes saftiges Fleisch und sind sehr fest. Die „Cox' Orangenrenette" hat ein spezifisches Gewicht von 0,8636, sie steht also auf der Grenze zwischen den spezifisch schweren Äpfeln mit einem spezifischen Gewicht von mehr als 0,8600 und den mittelschweren mit einem spezifischen Gewicht von 0,8300 bis 0,8600. Nach der Konsistenz ist die „Cox' Orangenrenette" als fest bis mittelfest anzusprechen. Von den untersuchten Apfelsorten sind die s p e z i f i s c h s c h w e r s t e n also auch tatsächlich f e s t f l e i s c h i g . Nach dem Vorschlag auf Seite 106 sind Äpfel mit dem spezifischen Gewicht' unter 0,8300 als spezifisch leicht anzusehen. Zu dieser Gruppe gehören laut Tabelle V folgende der untersuchten Sorten (nach zunehmendem spezifischem Gewicht geordnet): „Edelroter" (Nr. 9), „Weißer Winterkalvill" (Nr. 22), „Bohnapfel" (Geisenheim 1947) (Nr. 3) und „Bohnapfel" (Hohenheim 1952) (Nr. 5). Die beiden ersten Sorten weisen eine sehr weiche mürbe Konsistenz des Fruchtfleisches auf. Der „Bohnapfel" dagegen ist als festfleischig anzusprechen. Es ist hier anzunehmen, daß die anderen oben genannten Faktoren, welche die Konsistenz des Fruchtfleisches mitbestimmen, einen größeren Einfluß als das Interzellularvolumen gehabt haben. In Abschnitt V/A/c wurde festgestellt, daß bei den Äpfeln die kleinen Früchte einer Sorte spezifisch schwerer sind als die großen. Es erhebt sich die Frage, ob diese Erscheinung auf die U n t e r s c h i e d e des r e l a t i v e n I n t e r z e l l u l a r v o l u m e n s zurückzuführen ist. Die Untersüchungsresultate mehrerer Autoren über das Interzellularvolumen verschieden großer Früchte gleicher Sorte weichen voneinander ab. W. H. SMITH (zitiert nach KOBEL) (6) fand keinen Unterschied zwischen den Interzellularvolumen von großen und kleinen Früchten einer Sorte. R. M. REEWE u. a. (13) stellte bei größeren Früchten der Sorten „Winesap" und „Newtowns Pepping („Newtown Pippin") ein etwas größeres Interzellularvolumen fest (In each instance the larger fruit has slightly more intercellular Space than the smaller). J. M. BAIN und R. N. ROBERTSON (2) führen die auch

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E. Lusis, Spezifisches Gewicht bei Äpfeln und Birnen

von ihnen festgestellte Abnahme des spezifischen Gewichts bei größeren Früchten einer Sorte auf die Zunahme des Interzellularvolumens zurück. Aus dieser Zusammenstellung geht hervor, daß es wohl sehr wahrscheinlich ist, daß die Unterschiede des spezifischen Gewichts bei verschieden großen Früchten einer Sorte hauptsächlich auf die Unterschiede des relativen Interzellularvolumens zurückzuführen sind, daß aber ein endgültiges Urteil erst nach weiteren Untersuchungen möglich sein wird. h) Die p r a k t i s c h e B e d e u t u n g des s p e z i f i s c h e n G e w i c h t s Im folgenden Abschnitt werden einige Möglichkeiten für die p r a k t i s c h e A n w e n d u n g des spezifischen Gewichts aufgezeigt. Während der Reife am Baum und auf dem Lager gehen in den Äpfeln komplizierte, nur zum Teil bekannte physiologische und biochemische Prozesse vor sich (6). Als Folge dieser Prozesse verändern sich die chemische Zusammensetzung, die histologische Struktur und auch einige morphologische Merkmale. Aus letzteren versucht man einen Rückschluß auf den Reifegrad zu ziehen. E i n e z u v e r l ä s s i g e R e i f e b e s t i m m u n g ist v o n g r o ß e r p r a k t i s c h e r B e d e u t u n g . Zu früher Pflücktermin hat unter anderem zur Folge, daß das Obst qualitativ nicht befriedigt und auf dem Lager leicht welkt. Falls das Obst zu spät gepflückt wird, ist seine Lagerfahigkeit verringert, es neigt zum Mehligwerden. Wichtig ist es ferner, daß für die A u s l a g e r u n g des Lagerobstes der richtige Zeitpunkt festgestellt wird. Zu früh ausgelagertes Obst kommt vor der Genußreife zum Verbraucher, es wird geschmacklich minderwertig sein. Eine zu späte Auslagerung verringert die Transportfähigkeit und erhöht die Lagerverluste und -kosten, auch qualitative Einbußen treten-auf. Es sind schon viele verschiedene Methoden für die R e i f e b e s t i m m u n g entwickelt und z. T. in die Praxis eingeführt worden. Eine Zusammenstellung und kritische Beurteilung gibt F. KOBEL (6). Bisher kann man k e i n e der Methoden als voll befriedigend bezeichnen, deswegen ist es angebracht, nach weiteren Möglichkeiten für die Reifegradbestimmung zu suchen. Das s p e z i f i s c h e G e w i c h t k o m m t h i e r f ü r als K r i t e r i u m in Frage 1 ). In Abschnitt V/A/e und V/A/f wurde festgestellt, daß das spezifische Gewicht weder vom Jahrgang noch vom Standort beeinflußt wird. Dadurch ist eine Voraussetzung für ein s t a b i l e s o b j e k t i v e s M e r k m a l gegeben. Es ist bisher nicht untersucht worden, wie sich das spezifische Gewicht bis zur Pflückreife verändert, dagegen liegen von W. D. BlGELOW u. a. (zitiert nach R. M. REEWE) (13) Untersuchungen über die Veränderungen des spezifischen Gewichts und des Interzellularvolumens während der Lagerung vor. Die genannten Autoren stellten eine A b n a h m e des spezifischen Gewichts und eine Z u n a h m e der Interzellularen fest. Es erscheint deswegen sehr wahrscheinlich, daß der richtige Zeitpunkt der Auslagerung mit Hilfe der Bestimmung des spezifischen Gewichts festgestellt werden kann. J ) Während der Drucklegung wurde eine Arbeit von W. M. MARKOW, als Referat (25) bekannt, aus der hervorgeht, daß das spezifische Gewicht der Wassermelonen als ein Merkmal des Reifegrades in Rußland zur Anwendung kommt.

Archiv für Gartenbau, VI. Band, 1958, Heft 2

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Die Verfolgung des Reifeverlaufs beim Lagerobst nach den Veränderungen des spe2ifischen Gewichts bietet mehrere V o r t e i l e im Vergleich zu den anderen Reifegrad-Bestimmungsmethoden. Das spezifische Gewicht kann o b j e k t i v ermittelt werden. Dadurch sind subjektive Fehlerquellen, die zum Beispiel bei der Reifebestimmung nach der Fruchthaut- oder Samenfarbe möglich sind, ausgeschlossen. Gegenüber dem in den USA häufig angewandten D r u c k t e s t haben die Bestimmungen des spezifischen Gewichts den Vorteil, daß sie an d e n s e l b e n F r ü c h t e n f o r t l a u f e n d durchgeführt werden können und somit eine l ü c k e n l o s e K o n t r o l l e bei d e m s e l b e n U n t e r s u c h u n g s m a t e r i a l ermöglichen. Ferner ist es von großer Bedeutung, daß das spezifische Gewicht, wie in Abschnitt V/A/a gezeigt wurde, eine w e n i g v a r i a b l e E i g e n s c h a f t ist und sich deswegen ein statistisch gesicherter Mittelwert schon mit einer relativ geringen Anzahl von Exemplaren erreichen läßt. Das spezifische Gewicht müßte bei den S o r t e n b e s c h r e i b u n g e n stärker berücksichtigt werden. Wie in den vorhergehenden Abschnitten gezeigt würde, ist es eine sehr stabile sortentypische Eigenschaft, die sich objektiv ermitteln läßt. Sie kann zwar nicht verwendet werden, um allein nach ihr eine positive Sortenbestimmung durchzuführen, denn man kann nicht nach dem ermittelten spezifischen Gewicht unbekannter Früchte die Sorte angeben; bei der Vielzahl der Sorten gibt es keine solche Eigenschaft der Früchte. Aber das spezifische Gewicht erlaubt bei der Sortenbestimmung eine negative V o r s o r t i e r u n g , d. h. sofern das spezifische Gewicht der Früchte bekannt ist, kann man eine Reihe Sorten von vornherein ausschließen. Die Beziehungen zwischen dem spezifischen Gewicht und der Konsistenz des Fruchtfleisches wurden in Abschnitt V/A/g, soweit es die vorliegenden Resultate erlaubten, besprochen. Die Konsistenz ist von besonderer Bedeutung für die D r u c k e m p f i n d l i c h k e i t und T r a n s p o r t f ä h i g k e i t der Äpfel. Es besteht die Möglichkeit, auf Grund der ermittelten spezifischen Gewichte Rückschlüsse auf diese Eigenschaften zu ziehen. Diesbezügliche Untersuchungen wurden von J. SCHMIDT (19) eingeleitet.

B. Bei den Birnen a) Die V a r i a b i l i t ä t der s p e z i f i s c h e n G e w i c h t e bei den B i r n e n Analog den Äpfeln wurde auch von den Birnen die Variabilität der spezifischen Gewichte festgestellt. Die Resultate sind in Tabelle XII zusammengestellt. Aus Tabelle XII geht hervor, daß das spezifische Gewicht bei den untersuchten Birnensorten als eine sehr s t a b i l e , w e n i g v a r i a b l e Eigenschaft anzusprechen ist. Der Vergleich der Variationskoeffizienten zeigt, daß diese beim Gewicht 15,9 bis 62,5mal größer sind als beim spezifischen Gewicht. Deswegen ist es bei den Birnen viel leichter, einen statistisch gesicherten Mittelwert für das spezifische Gewicht als für das Gewicht zu ermitteln. Bei einer Überschreitungswahrscheinlichkeit von e = 0,0027 0,27% würde der Zufallsbereich des Ge-

118

E. Lusis, Spe2ifisches Gewicht bei Äpfeln und Birnen TABELLE X I I

Die Variationskoeffizienten ( o % ) und die relativen mittleren Fehler ( m % ) des Gewichts und des spezifischen Gewichte bei den untersuchten Birnensorten

Gewicht

spez. Gewicht

m%

Boscs Flaschenbirne . . Clapps Liebling . . . . Edelcrassane Gellerts Butterbirne . . Hardenponts Butterbirne Herzogin Elsa . . . . Madame Vertè Pitmaston Williams Christbirne . .

±16,66 ±12,07 ±38,71 ± 20,56 ±38,57 ±15,29 ±38,64 ±12,66 ±14,49

±2,38 ±1,72 ±5,53 ±2,98 ±5,51 ±2,18 ±5,52 ±1,81 ±2,07

m% ±1,05 ±0,64 ±0,77 ±0,72 ±0,63 ±0,65 ±0,91 ±0,35 ±0,35

±0,15 ±0,09 ±0,11 ±0,10 ±0,09 ±0,09 ±0,13 ±0,05 ±0,05

wichts unter Berücksichtigung des entsprechenden t-Wertes für die Sorte „Boscs Flaschenbirne", die für den Vergleich den ungünstigsten Fall darstellt, 7,54%, für das spezifische Gewicht dagegen nur 0,48% des arithmetischen Mittelwertes betragen. Daraus geht hervor, daß das spezifische Gewicht für eine Birnensorte ein viel zuverlässigeres Merkmal ist als das Gewicht bzw. die Größe der Früchte. Bei der Sorte „Boscs Flaschenbirne" war für das spezifische Gewicht ein mittlerer relativer Fehler von 0,15% des arithmetischen Mittelwertes mit einer Probe von 50 Früchten zu erreichen. Der entsprechende Zufallsbereich beträgt dann, wie oben angegeben, 0,48%. Sofern eine geringere Genauigkeit zulässig ist, können die Mittelwerte aus wesentlich kleineren Proben gewonnen, werden. Um allgemeingültige Werte zu erhalten, wird für die weiteren Berechnungen der relative Fehler in negativem Sinne vergrößert; es wird angenommen, daß er für Birnen bei einer Probe von 50 Früchten 0,20% beträgt. Diese Annahme ist gerechtfertigt und als nicht zu optimistisch anzusehen, wenn man berücksichtigt, daß bei den 9 untersuchten Sorten die Fehler wesentlich geringer waren, nämlich von 0,05% bis 0,15%. Bei einer Probe von 50 Früchten und einem relativen mittleren Fehler von 0,20% beträgt der Fehlerbereich 0,63% des arithmetischen Mittelwertes. Falls ein relativer mittlerer Fehler von 0,60% bzw. ein. Fehlerbereich von 3,31% als zulässig angesehen werden kann, genügt schon eine Probe von 6 Früchten. Daraus geht hervor, daß bei der Ermittlung des spezifischen Gewichts der Birnen schon eine relativ kleine Probe arithmetische Mittelwerte mit geringen mittleren Fehlern liefert. Entsprechend der Fragestellung (Abschnitt II/B) können auf Grund der vorhergehenden Besprechung (Abschnitt V/B/a) die Folgerungen gezogen werden: Zu Frage 1: Die Variabilität des spezifischen Gewichts von Birnen ist gering. Den größten Variationskoeffizienten (Me OnpeflejiaioTca yuejibHHä Bee H ero KOJießaHiia y HÖJIOK HCMCI^KHX COPTOB nocpeflCTBOM riiflpocTaraiecKoro MeTOjja. I l p n Hccjie^oBaHHH 50 1U1030B NOJIYIHJIHCT NPE^EJITI OMHÖKH B ± 1 , 6 % . IIpej(JiaraeTca O6O3HAIATT B03flenBiBaeMLie B FepMaHHH copTa SÖJIOK C yjiejitHtiM BecoM HHMce 0,83 „aierKHMH", OT 0,83 - 0,86 — „cpeflHHMn", a copia CBbime 0,86 — „TaacejitiMii". Bce nccjiesoBaHHHe copTa HÖJIOK nposBoiHJiii OTpnijaTejibHyio Koppeji^mnio Meac^y aßconioTHtiM h y^ejitHtra BecoM. Bo3pacT 11 MecTO npoH3pacTaHiia (npn nnoflax o^iiHaKOBoro pa3Mepa) He H3MEHIIJIH y^ejibHoro Beca. PemaromiiM $aKTopoM KOJießaHHft y^ejitHoro Beca cwraioTCH OTHocHTeJibHbiit MeaciuieTOiHHit OÖ^EM H yaeJibHHö Bec cona. Y^eKBHbm Bec MOJKHO ncn0Jib30BaTb B KaieCTBe Macnrraöa fljia onpe^eneHHa cieneHH cnenocTH, ocoöeimo y mioßOB, np e^Ha3HaieHHLix ^jia-xpaHeHHa. YflejxbHHft Bec rpym, Bcnjiy rHCTOJioriiHecKHx H aHaTOMHiecKHx p a s r a i a f t , 3HaiHTejibHo Bünne y^eJibHoro Beca HÖJIOK. BHJIO onpe^eneHo cpe^Hee apa$-

MeraHecKoe — 0,9918 ± 0,0003. OraonieHHä, B po^e Tex, KOTopue nojiyiiuiHCb y AÖNOKA, y rpyniH B OßMEM He ÖLIJIO yciaHOBJieHO. Pa3Mep nnofloß 3flecb urpaeT MeHee BaacHyio poab.

Summary

The specific weight and its variations in German apple varieties are determined by the hydrostatic method . In investigating 50 fruits, a range of errors of ± 1.6% could be noted. It is suggested to use the following definition for apple varieties grown in Germany: at a specific weight below 0,83 = light, between 0,83 and 0,86 = medium heavy and above 0,86 = heavy. All apple varieties examined showed a negative correlation between the absolute weight and the specific weight. The age and location do not change the specific weight (with fruits equal in size). The relative intercellular volume and the specific weight of the juice are considered determining factors for the variations in the specific weight. The specific weight can be taken as a measure for determining the degree of ripening, especially in case of fruits for storing. Owing to histological and anatomical differences, pears have a substantially higher specific weight than apples. The arithmetical mean value 0,9918 ± 0,0003 has been found. Relations such as those in apples could, generally, not be ascertained in pears. Here the size of the fruit is of minor importance. Literaturverzeichnis 1. ALLEN, F. W.: Pomologist, University of California, College of Agriculture, Agricultural Experiment Station, Department of Pomology, Davis, California, USA. — Briefliche Mitteilung vom 9. 3. 1954. 2. BAIN, J . M., and R. N. ROBERTSON : The physiology of growth in apple fruits. 1. Cell size, cell number and fruit development. Austr. J . Sei. Res. 4/75—91 (1951), nach Referat in „Berichte über die wissenschaftliche Biologie". Band 75, Seite 170, Springer-Verlag, Berlin, Göttingen, Heidelberg. 3. BÖMER, A., A. JUCKANECK u. J . TILLMANNS: Handbuch der Lebensmittelchemie, Band 2/1 (Physikalische Methoden. Bearbeitet von K. TÄUFEL). Verlag J. Springer, Berlin 1933.

Archiv für Gartenbau, VI. Band, 1958, Heft 2

125

4. JOHANNSEN, W . : Elemente der exakten Erblichkeitslehre, 3. Auflage. Verlag G. Fischer, Jena 1926. 5. JUST, G.: Praktische Übungen zur Vererbungslehre. 1. Teil. Verlag J. Springer, Berlin 1935. 6. KOBEL, F.: Lehrbuch des Obstbaues auf physiologischer Grundlage. SpringerVerlag, Berlin, Göttingen, Heidelberg, 1954. 7 . KOBEL, F . , u. H . SPRENG : Neuzeitliche Obstbautechnik und Tafelobstverwertung. Buchverlag Verbandsdruckerei AG., Bern 1949. 8. KOLLER, S.: Graphische Tafeln zur Beurteilung statistischer Zahlen. Verlag Th. Steinkopff, Dresden und Leipzig 1940. 9. LÖSCHNIG, J . : österreichische Gebietsapfelsorten. Obst und Garten 1946, Heft 2. Brücken-Verlag, Linz/Donau. 1 0 . M A U R E R , E . : Die Unterlagen der Obstgehölze. Verlag P. Parey, Berlin. 1 1 . M I T T E N E C K E R , E.: Planung und statistische Auswertung von Experimenten. Verlag F. Deuticke, Wien 1952. 12. POENICKE, W.: Verzeichnis der wichtigsten Obstsorten Mitteleuropas und Nordamerikas. Verlag Eckstein und Stähle, Hofkunstanstalt, Stuttgart. 13. R E E W E , R . M., and L . R. L E I N B A C H : Histological Investigations of Texture in Apples. II Structure and Intercellular Spaces. Food Research. An Official Publication of The Institut of Food Technologists. Chicago 3/I11./USA, Vol. 18, Nr. 1, 1953. 14. ROBERTSON, R. N.: Senior Principal Research Officer, Plant Physiology Unit, Botany School, University of Sydney, Australia. — Briefliche Mitteilung vom 5. 5. 1954. 1 5 . R O E M E R , T H . : Der Feldversuch. Verlag der DLG, 1 9 3 0 . 16. ROOTSI, N.: Feststellung des spezifischen Gewichtes bei Gemüse und Obst. Institutsberichte aus Weihenstephan, Limesverlag Wiesbaden, 1947, Heft 1. 17. R o u x , A.: Sonderfragen des Feldversuches im Gemüsebau. Verlag R. Bechtold u. Co. Wiesbaden 1942. 18. RUDLOFF, C. F., u. M.SCHMIDT: Untersuchungen über Kernzahl und Fruchtgewicht und deren gegenseitige Beziehungen bei einigen Apfelsorten. Der Züchter, 1953, Band 23, Heft 1/2, Springer-Verlag, Berlin, Göttingen, Heidelberg. 1 9 . S C H M I D T , J . : Institut für Obstbau der Fakultät für Landwirtschaft an der Technischen Hochschule München in Weihenstephan-Freising. — Briefliche Mitteilung v o m 24. 5 . 1 9 5 4 .

20. SCHMIDT, M.: Obstneuzüchtungen aus Müncheberg. Deutsche Gärtnerpost, Jahrgang 5, Nr. 39, Deutscher Bauernverlag, Berlin C 2. 21. SMOCK, R. M., Professor of Pomology, New York State College of Agriculture, Agricultural Experiment Station, Department of Pomology, Cornell University, Ithaca, New York/USA. — Briefliche Mitteilung vom 16. 4. 1954. 2 2 . STRASBURGER u. a.: Lehrbuch der Botanik für Hochschulen. 1 9 . Auflage, Verlag G. Fischer, Jena, 1936. 2 3 . V I L S M E I E R , J . : Handbuch der Süßmost-Kellerei Europas. Ceres-Verlag Zürich, 24.

1938. ZWINTZSCHER,

M., Max-Planck-Institut für Züchtungsforschung, Voldagsen über Elze. — Briefliche Mitteilungen vom 30.11.1950 und 9. 3.1953.

Nachtrag: 25. MARKOW, W. M . : Bestimmung des Reifegrades der Wassermelonen nach dem spezifischen Gewicht. Gemüse- und Obstgarten, Band 7, Seite 27—28, Moskau 1956. (Referat in Inhaltsverzeichnisse sowjetischer Fachzeitschriften, Reihe IV, Band 5, Heft 9, Seite 582. Akademie-Verlag GmbH, Berlin 1956.)

126 Aus der Biologischen Zentralanstalt der Deutschen Akademie der Landwirtschaftswissenschaften zu Berlin Institut für Phytopathologie Naumburg/Saale (kommis. Direktor: Dr. F. Gollmick) Eingegangen am 20. Januar 1957

Beobachtungen über Frostschäden an Wildäpfeln und ihren Sämlingen als Folge der strengen Frostperiode im Februar 1956. Kollektivarbeit unter der Leitung von F. GOLLMICK

Das Institut in Naumburg/S. besitzt umfangreiche Sortimente von Apfel-Kultursorten und Malus- Wildformen, mit deren Aufbau SEELIGER schon vor drei Jahrzehnten begonnen hat. Diese Sammlungen stellen das Ausgangsmaterial für die Züchtungsarbeiten und für Kreuzungsversuche, die vor allem genetischen und systematischen Zwecken dienen. An den Malus-Att&o. und ihren Bastarden waren von jeher nicht nur die morphologischen Merkmale Gegenstand der Beobachtung, sondern das Interesse galt auch verschiedenen physiologischen Eigenschaften, so unter anderem der Phänologie und dem für den Obstbau so wichtigen Verhalten gegen niedere Temperaturen. In Versuchen mit künstlicher Frostung haben SEELIGER, GOLLMICK und HILPERT wiederholt die Kälteresistenz der verschiedenen Malus-Votratn geprüft. (Z. T. unveröffentlicht; SEELIGER, R. 1939; SEELIGER, R. und F. HILPERT 1940, 1941; GOLLMICK, F. und F. HILPERT 1940.) Da jedoch die natürlichen Bedingungen eines strengen Winters im Freiland so komplex sind, daß sie durch Kälteversuche im Laboratorium nicht völlig nach-

A b b . 1. Temperaturkurven der Maxima und Minima vom 1. Januar bis 31. März 1956

Archiv für Gartenbau, VI. Band, 1958, Heft 2

127

gebildet werden können, war es von Bedeutung, die Frostschäden, die durch die hin und wieder in unserem Klima auftretenden außergewöhnlichen Frostperioden verursacht werden, innerhalb der hiesigen umfangreichen Sortimente aus2uwerten, wie es durch GOLLMICK (1941) (RUDORF, SCHMIDT und ROMBACH 1942) im Anschluß an den Polarwinter 1939/40 geschehen ist. Auch der Winter 1955/56 brachte im Afö/«r-Sortiment Frostschäden, die im Hinblick auf die Grundlagen des Kälteverhaltens der ein2elnen Formen recht aufschlußreich waren. Sie wurden an dem „alten", d. h. schon von SEELIGER stammenden AfaZw-Sortiment sowie an den ebenfalls noch von SEELIGER erstellten Malus-Sämlingen untersucht. Die neuen, erst wenige Jahre alten Pflanzungen von Malus-Wildformen, die vor allem einen größeren Reichtum an Formen der Chloromeles-Gruppe umfassen, konnten leider nicht berücksichtigt werden, weil sie z. T. erst im vergangenen Herbst in das Quartier gepflanzt worden sind und daher nicht vergleichbar waren. Bei Betrachtung der Temperaturkurve, die die Maxima und Minima im Versuchsgelände der BZA Naumburg/S. wiedergibt, fallen die extremen Temperaturen auf, die gegen Ende des ungewöhnlich milden Januar einsetzten und mit 31 Eistagen (Tage mit einem Maximum unter 0° C) den Februar über anhielten. Dabei fiel das Thermometer llmal unter — 20° C. Die Niederschläge ergaben während dieser Zeit eine Schneedecke, die ausreichte, Wurzelfröste zu verhüten. Während an den Kulturapfelsorten in unserer Lage kein bemerkenswerter Schaden festzustellen war, zeigte es sich, daß im Wildapfelsortiment bei einigen Formen ein mehr oder weniger großer Teil der Knospen abgestorben war. Schon bei flüchtiger Musterung der Sämlinge fielen ähnliche Schäden auch bei den Nachkommen besonders empfindlicher Eltern auf. Es wurden deshalb alle Malus-Wildarten und -Bastarde des alten Naumburger Sortimentes sowie die auf dem gleichen Versuchsfeld befindlichen Malus-Familien, die von Wildeltern stammten, auf Frostschäden untersucht. Es handelte sich bei letzteren um die erste Filialgeneration aus Kreuzungen, die vor 20 bis 24 Jahren von SEELIGER erstellt worden waren, so daß die Bäume sich schon seit längerer Zeit in der reproduktiven Phase befinden. Weiter wurden zu dieser Beobachtung noch einige Sämlingsfamilien herangezogen, die auf einem anderen, nicht weit entfernt gelegenen Versuchsgelände („am Holländer") mit vergleichbaren Klima- und Bodenverhältnissen standen, weil sie als 2. Filklgeneration eines empfindlichen Wildeiters oder als Rückkreuzung von Sämlingen der 1. Filialgeneration mit dem Kultursorteneiter von besonderem Interesse waren. Die Bonitierung des Frostschadens erfolgte Anfang Mai, zu einem Zeitpunkt, an dem alle unbeschädigten Knospen sich bereits entfaltet hatten. Die eben austreibenden Nebenaugen am Grunde abgestorbener Knospen dienten als Maßstab, wie weit die inneren Schäden reichten. In den weitaus meisten Fällen waren nur die Knospen, nicht aber der Zweig geschädigt. Bei der Beurteilung der Schäden wurden je nach dem Anteil der erfrorenen Knospen schwache, mittlere und starke Schäden festgestellt. Ein Unterschied zwischen der Empfindlichkeit von Blütenund reinen Laubknospen an Kurztrieben konnte nicht beobachtet werden. Wohl aber unterschieden sich die einzelnen Zweige des gleichen Baumes in ihrem Frostverhalten voneinander.

128

F. G o l l m i c k , Frostschäden an Wildäpfeln und ihren Sämlingen

Bei einem freistehenden älteren Exemplar von Malus floribunda war besonders deutlich zu erkennen, daß die Südseite stärker in Mitleidenschaft gezogen war; K E M M E R (1955) vermutet, daß es sich in solchen Fällen um eine Folge der in dieser Himmelsrichtung besonders intensiven mittäglichen Sonneneinstrahlung handelt. Welche mikroklimatischen oder ernährungsphysiologischen Gründe bei den in dichtem Verbände stehenden Sämlingen die verschieden schweren Schädigungen der einzelnen Zweige bedingten, läßt sich im Einzelfall nicht ohne weiteres entscheiden. Doch ist ein solches unterschiedliches Verhalten bei Entnahme von. Proben für Kälteversuche in Betracht zu ziehen. Wir haben es vorgezogen, den ganzen Baum am Standort zu bonitieren, anstatt die einzelnen Teile im Laboratorium zu untersuchen. Um aber beurteilen zu können, wieweit sich das äußere Schadbild mit den inneren Schäden deckte» wurden Anfang Juli einzelne Zweige, an denen sich zahlreiche erfrorene Knospen befanden, von vier der am stärksten durch Frost geschädigten Malus-Axt&x

(Malus floribunda, Sieb., M. baccata var. genuino1, M. baccata var. rossica1) und M.

micromalus Makino) und von 28 Sämlingen der am stärksten geschädigten Familie (M. floribunda x M. bacc. var. genuino) entnommen. An jedem von ihnen wurden nach Möglichkeit sechs, mindestens aber drei Kurztriebe untersucht, und zwar wurden solche gewählt,beidenendieerfrorenenKnospendurchaustreibendeNebenaugen ersetzt worden waren. Zur Untersuchung wurden durch den Kurztrieb drei Querschnitte gelegt, der erste dicht oberhalb derAnsatzstelle des neuenTriebes, der zweite durch den Knospensockel in Höhe der Markbrücke, der dritte dicht unterhalb des neuenTriebes. Weiter wurden drei bis sechs Querschnitte, die durch mehrere zwei- bis dreijährige Langtriebe in der Mitte der Internodien gelegt wurden, untersucht. Dabei wurden nur solche Zweige gewählt, an deren Kurztrieben die Knospen durch die Frosteinwirkung abgestorben waren. Während beim Kurztrieb häufig über dem neuen Trieb alle Teile braun und abgestorben erschienen, waren auf der Höhe der Markbrücke höchstens die dem Trieb abgewandten Sektoren des Zweiges mehr oder weniger stark gebräunt. Unterhalb des neuen Triebes waren alle Gewebe erhalten und bis auf gelegentliche Verfärbungen in Mark oder Rinde unverändert. Querschnitte durch die Langtriebe, die an der Spitze oder oberhalb der erfrorenen Kurztriebe noch ausgetrieben waren, wiesen oft leichte Bräunung im Mark, seltener auch im Holz auf. Das mikroskopische Bild zeigte jedoch intakte Gewebe, vor allem lebendes Kambium; nur einmal war das Mark braun und zerstört, was aber anscheinend den kräftigen Trieb nicht beeinträchtigte. Die Beobachtungen an diesen Stichproben zeigen, daß bei den in Frage kommenden Malus-¥otmtn die Reichweite der inneren Schäden ganz gut an der Zahl der abgestorbenen Knospen und an dem Durchtreiben der schlafenden Augen abgeschätzt werden kann. Ein späteres Absterben ausgetriebener Zweigspitzen wurde nur ausnahmsweise beobachtet und nur an Zweigen, deren untere Knospen sämtlich abgestorben waren; es waren dann stets vereinzelte Triebe an sonst tot erscheinenden Ästen. Totalverluste kamen kaum vor. Im allgemeinen wurde durch die große Regenerations*) Die unter dem Namen M. baccata var. genuina u. M. bacc. var. rossica in unserem Sortiment befindlichen Formen sind einander ähnlich, aber nicht identisch. Sie entsprechen keiner aus der Literatur bekannten Varietät, kommen aber M. bacc. var. nikkoensis Asami sehr nahe.

129

Archiv für Gartenbau, VI. Band, 1958, Heft 2

fähigkeit der meisten Wildäpfel die Belaubung aus schlafenden Augen reichlich ergänzt, so daß schon Anfang Juli der Knospenverlust nur noch an dem fehlenden oder nur schwachen Fruchtansatz zu erkennen war. Ais weitere Einwirkung der starken und späten Frostperiode waren an einigen frühtreibenden Bäumen die Spitzen der ersten Blättchen geschwärzt und verkümmert, so daß sie durch die Einstellung ihres Wachstums die ganze Blattspreite deformierten. (In der Tabelle mit Sp. bezeichnet.) Anschließend seien noch zwei morphologische Modifikationen als vermutliche Nachwirkungen des Frostes erwähnt: An zwei Exemplaren von Malus baccata, die aus gleicher Herkunft stammen, war ein großer Teil der Blütenknospen durch Frost zerstört worden. Bei der Blütenfülle, die dieser Art eigentümlich ist, blieb aber doch ein kleiner Teil erhalten, der nur relativ spät ( M . baccata gehört sonst zu den am frühesten blühenden Malus-Formen) ungewöhnlich große Petalen entwickelte. Die Messung von 50 Blüten ergab einen Blütendurchmesser von 52 mm gegenüber einem Durchschnitt von 47,7 mm in normalen Jahren. Hier liegt also eine Parallele vor zu der Entwicklung großer Früchte bei Kultursorten nach künstlichem Ausdünnen oder natürlichem Fruchtfall. Ein kräftiger Baum von Malus floribunda, dessen Knospen zum großen Teil erfroren waren, entwickelte an Langtrieben ungewöhnlich zahlreiche gelappte Blätter. Diese Beobachtung ist nicht nur als Hinweis auf ein luxurierendes Wachstum der ungeschädigten Teile TABELLE I

Frostschäden an Malus-Wildformen im Sortiment Lfd. Nr.

Sort.Nr. 1 )

Namen

Zahl der Bäume

Frostschaden (an Knospen)

1. s e h r s p ä t a u s t r e i b e n d e F o r m e n 1

191

M. pumila var. domestica f . pendula

2

32

M. pumtla var. domestica f . pendula

3

19

M. pumila var. domestica f . pendula

4 5 6 7 8 9 10 11 12 13

56 184 223 84 157 124 136 112 116 79

ohne

C. K . Schneider

C. K . Schneider

1

ohne

„Elise Rathke"

1

ohne ohne ohne ohne ohne ohne ohne ohne ohne ohne ohne

M. pumila var. dasyphylla f . mitis

M. silvestris (L) Miller Herk. Tauschwitz . M. silvestris (L) Miller Herk. Steinthalleben 3 M. silvestris (L) Miller Herk. Dresden . . *M. Marshai Oyama 2 ) XM.

ellerwangeriana

X M.

Grotz' Liebling Cheales Golden Gera

X M.

*M. pumila aurea x Crab

apple Lowe

1 1 1 1 1 1

13 Formen ohne Schaden 1 ) Jede Herkunft in unserer Sortensammlung wird durch eine besondere Sortiments-Nummer gekennzeichnet. 3 ) Bei den mit x bezeichneten Formen handelt es sich um Bastarde, deren Abstammung noch nicht immer klar ist.

130

F.

GOLLMICK,

Frostschäden an Wildäpfeln und ihren Sämlingen

und ein gesundes Wurzelsystem interessant, sondern sie trägt auch dazu bei, die systematische Stellung der Art M. floribunda zu klären: Die in diesem Frühjahr eindeutige Merkmalsausprägung legt die Zugehörigkeit zur Sektion der Sorbomalus nahe. I. Beobachtungen im MalusSortiment Eine Aufstellung des alten Naumburger Wildsortimentes mit Angabe der beobachteten Schäden gibt Tabelle 1. Da anzunehmen ist, daß der spät einsetzende Winterfrost vor allem die frühtreibenden Formen, die in ihrer Entwicklung im Februar schon weiter fortgeschritten waren, geschädigt hat, sind die Formen

Lfd. Nr.

Sort.Nr. 1 )

Namen

Zahl der Bäume

Frostschaden (an Knospen)

1

ohne

2 1 2 3 1 2 1 2 1 2 1 1 1 2 1 1 1 1 1 2 1 1 1 2 1 2 1 4 2 1 2 1 2

ohne schwach ohne ohne ohne ohne ohne ohne ohne ohne mittel ohne ohne ohne ohne ohne ohne ohne ohne schwach — mittel ohne ohne ohne ohne ohne mittel ohne ohne ohne ohne ohne ohne ohne

2. s p ä t a u s t r e i b e n d e F o r m e n 14 15

9 31

16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47

62 73 78 193 192 75 186 36 69 63 153 221 222 215 216 217 218 220 21 115 110 126 142 163 129 47 212 27 28 45 237 134

M. pumila M. pumila var. domestica f . apétala C. K. Schneider M. pumila var. paradisiaca "Crab apple Hohenheimer Riesling . . . . *Crab apple Dartt M. pumila plena M. pumila var. paradisiaca f . aurea M. pumila var. paradisiaca f . aurea M. prunifolia var. rinkii 'M. ringo fastigiata M. denticulata M. spectabilis Borkh M. lancifolia (unecht) M. silvestris(L) Miller Herk. Niederwillingen M. silvestris (L) Miller Herk. Steinthalleben 2 M. silvestris (L) Miller Herk. Buttstädt . . M. silvestris (L) Miller Herk. Eichelborn 1 M. silvestris (L) Miller Herk. Eichelborn 2 M. silvestris (L) Miller Herk. Eichelborn 3 M. silvestris (L) Miller Herk. Martinsroda . "M. baccata fructu flavo M. baccata costata *M. baccata aldenhamensis purple *M. Eleyi X M. Lemoinii den Guden X M. Ökonomierat Echtermeyer X M. floribunda atropurpúrea M. sikkimensis Koehne M. sikkimensis Koehne M. toringo Sieb M. toringo Sieb M. fusca C. K. Schneider M. toringoides Hughes x Giant Wild Crab

34 Formen, davon 4 mit schwachem bis mittlerem Schaden

131

Archiv für Gartenbau, VI. Band, 1958, Heft 2

nach der Zeit ihres Austriebes in fünf Gruppen geordnet. Als phänologische Daten -wurden die Beobachtungen der Jahre 1953 bis 1955 verwendet, während der Austrieb des Frühjahrs 1956, der bei geschädigten Bäumen nicht immer der Norm entsprach, unberücksichtigt blieb. Die Einordnung ergibt sich aus dem Mittel von fünf Bonitierungen. . Stellt man den Umfang des Knospenausfalls in den fünf nach dem Zeitpunkt ihres Austriebes geordneten Gruppen fest, so findet man unter den 13 „sehr spät" treibenden Formen (deren Zahl man durch Apfelkultursorten hätte beliebig vermehren können) keinerlei Schädigung. Bei den „spät" treibenden Formen hatten 11,8% schwachen bis mittleren Schaden. Bei den „mittelfrüh" treibenden Formen erhöhte sich die Zahl auf 33,3% mit schwachem bis starkem Schaden, während die „frühen" und „sehr frühen" Formen zusammengenommen rund 57% meist Lfd. Nr.

Sort.Nr. 1 )

Namen

Zahl der Bäume

Forstschaden (an Kospen)

2 3 1 2 1 1 1 1 1 1

ohne ohne schwach ohne ohne ohne ohne ohne ohne ohne ohne ohne ohne mittel ohne schwach ohne ohne ohne schwach stark ohne mittel stark stark stark ohne stark ohne ohne mittel ohne ohne

3. m i t t e l f r ü h a u s t r e i b e n d e F o r m e n 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 €2 63 €4 05 66 67 68 69 70 71 72 73 74

40 61 61 77 118 135 76 74 203 46 206 195 196 125 105 105 108 96 229 130 130 34 34 34 99 235 29 29 57 238 239 71 240

"Crab apple Martha x Crab apple Hyslop x Crab apple Hyslop x Crab apple Transcendent x Crab apple Transcendent X M. Gibbs Golden Gage

XM. odorata M. ringo sublobata M. ringo sublobata rM. „orthocarpa" (unecht) *M. robusta yM. purpurea Eleyi XM. purpurea aldenbamensis x M. Eleyi x M. baccata the fairy yM. baccata the fairy M. baccata f. Jackii *M. adstringens Zabel M. spectabilis Borkh

M. Luise Dittmann M. Luise Dittmann

M. scheidecheri Zabel M. scheideckeri Zabel M. scheideckeri Zabel *Af. atrosanguinea C. K. Schneider M. theifera Rehd M. sargentii Rehd M. sargentii Rehd M. sargentii Rehd M. toringoides Hughes M. transitoria C. K. Schneider M. florentina C. K. Schneider M. tschonoskii C. K. Schneider

1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1

27 Formen, davon 9 mit schwachem bis starkem Schaden

132

F.

Lfd. Nr.

Sort.Nr. 1 )

75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 100 101 102 103 104 105 106 107 108

GOLLMICK,

Frostschäden an Wildäpfeln und ihren Sämlingen

Namen

Zahl der Bäume

Frostschaden (an Knospen)

1 1 2 2 1 1 2 2 1 5 1 1 1 1 1 1 1 2 1 1 2

ohne ohne ohne schwach ohne Sp. . ohne ohne ohne ohne ohne mittel Sp. stark stark ohne ohne ohne ohne mittel ohne

3

mittel

1 2 2 1 2 2 2 2 1 1 1 1 3 1

schwach stark stark stark stark stark mittel—stark mittel ohne stark stark ohne Sp. ohne

4. f r ü h a u s t r e i b e n d e F o r m e n M.pumila var. domestica f . apétala C. K. Schneider 80 M. pumila plena 39 M. prunifolia Borkh 39 M. prunifolia Borkh 173b M. prunifolia Borkh 179 M. prunifolia f . coccínea 42 M. cerasifera Spach 43 M. cerasifera Spach 173 a *M. prunifolia gelbfrüchtig 58 *M. prunifolia var. xanthocarpa X 180 M. prunifolia maliformis 180 *M. prunifolia maliformis 166 M. orthocarpa Lavall 33 M. spectabilis Borkh 41 M. spectabilis Borkh 230 M. spectabilis imperialis 232 M. spectabilis rosea plena Borkh X 111 M. baccata oblonga . . y M. baccata pulchella 106 4 M. baccata Borkh 103 M.baccata var.sibirica(Msaim.)C.¥L. Schneider 59 M. baccata var. himalaica (Maxim.) C. K. Schneider 102 M. baccata var. himalaica (Maxim.) C. K. Schneider 24 M. micromalus Makino 158 M. micromalus Makino 12 M. floribunda Sieb 54 M. floribunda Sieb X M. floribunda arnoldiana 19 X M. Lady Northcliffe 156 X M. toringo- Hybride 3 248 M. %umi Rehd 139 M. halliana Koehne X 13 M. toringo X halliana 68 M. coronaria Mili 148 M. ioensis Britton 151 M. ioensis Britton var. plena Rehd. 188

35 Formen, davon 19 mit schwachem bis starkem Schaden 109 110 111 112 113 114 115

79 64 89 23 55 44 60

5. s e h r f r ü h a u s t r e i b e n d e F o r m e n Crab apple Lowe M. orthocarpa Lavall M. spectabilis Borkh M. baccata Borkh M. baccata var. sibirica(M.a.xim.)C.¥L. Schneider M. baccata var. genuina M. baccata var. rossica

2 3 2 3 1 1 1

Sp. schwach, Sp. ohne mittel—stark ohne stark stark

7 Formen, davon 5 mit schwachem bis starkem Schaden

Archiv für Gartenbau, VI. Band, 1958, Heft 2

133

mittleren bis starken Frostschaden 2eigten. Es liegt nahe, diese abweichende Frostempfindlichkeit mit dem unterschiedlichen Entwicklungsrhythmus der einzelnen Formen in Verbindung zu bringen. Man kann vermuten, daß die spät austreibenden Bäume sich um die Mitte des Winters noch in tiefster Winterruhe befanden, während die früheren Formen unter dem Einfluß der ungewöhnlich milden Dezember- und Januartemperaturen ihre Weiterentwicklung schon begonnen hatten. Obwohl das Material für endgültige Aussagen nicht ausreicht — es standen ja von den einzelnen Formen nur wenige Bäume, z. T. sogar nur Einzelexemplare zur Verfügung —, so läßt die Zusammenstellung doch auf eine erhöhte Empfindlichkeit der früh treibenden Äpfel gegenüber späteren Winterfrösten schließen. II. Beobachtungen an Sämlingsfamilien Von folgenden durch den Frost stärker geschädigten Eltern war eine größere Zahl von Kreuzungsnachkommen vorhanden: M. baccata, M. bacc. var. genuina, M. baccata var. rossica, M. micromalus, M. floribunda, M. toringo-Hybride Sort.-Nr. 3, M. sargentii. Daneben standen auch Familien von Elternformen zur Verfügung, die unter den Kältebedingungen des letzten Winters nur wenig oder gar keinen Frostschaden gezeigt haben: Hierzu gehören vor allem M. prunifolia, M. cerasifera, M. toringo, M.fusca, M. coronaria sowie eine Anzahl der zu M.pumila var. domestica gehörenden Edelsorten, denen sich der als Unterlage bekannte Gelber Metzer Paradiesapfel anschließt. Letztere sind in den Tabellen und im Text entweder als „Kultursorten" zusammengefaßt oder einzeln mit ihren Sortennamen aufgeführt. Da bei den Obstgehölzen infolge der langwierigen und umständlichen Aufzucht der Kreuzungsnachkommen von manchen Kombinationen oft nur eine kleine Anzahl von Sämlingen übrig bleibt, wurde jede noch so kleine Familie bonitiert; der besseren Übersicht halber sind aber in den folgenden Tabellen und z. T. im Text die Familien gleichartiger oder ähnlicher Kombinationen im allgemeinen zusammengefaßt worden. In die Tabelle 2, die die Familien enthält, deren Sämlinge keinen Frostschaden gezeigt hatten, wurden nur solche Familien bzw. Kombinationen aufgenommen, die im allgemeinen mindestens 12 Sämlinge umfassen, da bei einer zu geringen Individuenzahl die negative Aussage wertlos ist. Nur bei den Nachkommenschaften von M. coronaria wurde eine Ausnahme gemacht, weil von dieser Wildart nur wenige, aber sehr einheitliche und typische Kreuzungsnachkommen existieren. Die Familien von M. cerasifera und M. sargentii, die nur in einigen Kombinationen geringen Frostschaden erlitten hatten, wurden der besseren Übersicht wegen in Tabelle 3 vereinigt. Wie die Tabelle 2 zeigt, stammen die Familien, deren Sämlinge zu 100% ohne Frostschaden geblieben waren, zum größten Teil von Eltern, die unter den Frostverhältnissen des letzten Winters ebenfalls keinen Schaden erlitten haben. Bei der Kombination M. toringo X M. baccata fructu flavo handelt es sich, da M. baccata f r . f l . vermutlich ein M. toringo-Bastard ist, um eine Rückkreuzung mit dem weniger empfindlichen Elter. Andererseits sind in den Nachkommenschaften von zwei ungeschädigten Eltern keine Sämlinge mit Frostschaden zu finden mit Ausnahme der Kombinationen, in denen M. cerasifera mit verschiedenen Kultur-

134

F. GOLLMICK, Frostschäden an Wildäpfeln und ihren Sämlingen

Sorten gekreuzt worden ist. Hier zeigen drei von 39 Sämlingen Knospenschaden, was sich vielleicht aus der Bastardnatur von M. cerasifera als Aufspaltung erklären läßt. Wenden wir uns den Nachkommen frostgeschädigter Eltern zu, so sehen wir, daß die Knospenempfindlichkeit in allen größeren Familien bei einer mehr oder weniger großen Zahl von Sämlingen wieder auftritt. Für die physiologischen Vorgänge, die diese Empfindlichkeit im Spätwinter bedingen, muß also eine erbliche Grundlage angenommen werden. M. baccata var. genuina ist leider die einzige Elternform, von der neben den Sämlingen der 1. Filialgeneration auch Nachkommenschaften der 2. Filialgeneration und solche, die aus Rückkreuzungen mit dem Kultureiter hervorgegangen sind, zur Beobachtung gelangten. Von 130 Sämlingen der Kreuzung M. baccata var. genuina X Edelsorten und der reziproken Kreuzung haben 16 Bäume mäßigen bis starken Schaden, 13 sind schwach geschädigt. Die aus der Rückkreuzung einer Kombination von Gelber Metzer Paradies X M. baccata var. genuina T A B E L L E II

Naumburger Sämlingsfamilien, in denen k e i n e Frostschäden beobachtet wurden Sämlinge

Eltern

Kombination

Frostschaden d. Eltern 1956

Durchschn. AusZahl der Zahl der trieb d. Sämlinge SämFamilien i. Mittel v. 3 Jahr. linge

ohne

spät—mittel

5

72

ohne oder schwach ohne

spät—mittel

11

176

ohne ohne

spät—mittel

3

39

schwach—mittel ohne

spät

2

44

ohne ohne

sehr spät

1

30

schwach—mittel ohne

spät—mittel

2

15

M. toringo x Kultursorten

ohne ohne

sehr spät—spät

10

140

M. toringo x Wildarten und -hybriden {M. prunifolia, M. fusca, M. baccata fructu flavo)

ohne

spät—mittel 3

52

3

6

Gelber Metz. Paradies x Kultursorten und M. puntila var. nied%wet%kyana M. prunifolia x Kultursorten M. prunifoliavur. xanthocarpa x Kultursorten M. baccata var. bimalaica X Kultursorten M. ringo sublobata x Cox' Orangen-Renette M. baccata fructu flavo X Kultursorten

M. coronaria x Kultursorten

ohne schwach—mittel ohne ohne

mittel

Archiv für Gartenbau, VI. Band, 1958, Heft 2

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(Na 146)1) mit Gelber Metzer Paradies hervorgegangenen Familien (Na 632—33, Na 680) hatten unter 51 Sämlingen nur einmal schwachen und einmal mäßigen Frostschaden; dagegen trat in der 2. Filialgeneration (reziproke Kreuzungen von Na 146—8 mit Na 146—5) unter 26 Sämlingen zwölfmal mittlerer bis starker und sechsmal schwacher Knospenschaden auf. In den Kreuzungen von M. baccata var. genuino, mit M. prunifolia, M. cerasifera und M. toringo wurden unter 58 Sämlingen 15 mittel und stark und 14 schwach geschädigte gezählt. Nur in der Kombination mit M. fusca (20 Sämlinge) waren, abgesehen von einem Sämling mit erfrorenen Blattspitzen, alle Bäumchen ungeschädigt. Die aus der Selbstung von M. baccata var. genuina stammenden 11 Sämlinge haben als einzige Familie dieser Elternform zu 100% Frostschaden erlitten. Bei den Nachkommen von M. baccata var. genuina und bei der nahe verwandten Form M. baccata var. rossica, ist die große Zahl der Sämlinge mit erfrorenen Blattspitzen bemerkenswert, wie sie in anderen Familien nicht wieder beobachtet wurde. Es handelt sich bei diesen beiden Formen um diejenigen Bäume des Wildapfelsortimentes, die am frühesten austreiben und meist als erste blühen. Am stärksten machte sich aber die Vererbung der Knospenempfindlichkeit in den Nachkommenschaften von M. floribunda bemerkbar, wie folgende Zusammenstellung zeigt, bei der die Familien ähnlicher Kombinationen noch einmal zusammengefaßt sind. Während die Sämlinge, die aus einer Kreuzung von M. floribunda mit einer Kultursorte stammen, nur zur Hälfte geschädigt sind und auch nur geringen Schaden aufweisen, sind die Nachkommen von zwei frostempfindlichen Eltern, M. floribunda X M. baccata var. genuina, sämtlich mehr oder weniger geschädigt. Unter den 41 Sämlingen, die aus Kreuzungen der M. toringo-Hybride Sort.-Nr. 3 mit Kultursorten stammen, wurde nur neunmal schwacher und dreimal mittlerer Schaden beobachtet (ca. 20%), während die 54 Sämlinge aus der Rückkreuzung der M. toringo-Hyhtide. mit M. toringo vierzehnmal schwachen, neunzehnmal mittleren und dreizehnmal starken Schaden zeigten (85%). Wenig eindeutig scheint das Verhalten der Sämlinge in den Nachkommenschaften von M. sargentii zu sein. Zeigten schon die beiden Exemplare der Sortiments-Nr. 29, also von gleicher Herkunft, sehr unterschiedliches Verhalten (Tab. 1, Nr. 69), so sind auch in den Familien, die Kombinationen mit Kultursorten darstellen, unter 26 Sämlingen zwei Sämlinge mit schwachem und vier mit starkem Frostschaden. Bei den vier stark geschädigten Sämlingen handelt es sich aber offenbar, wie zahlreiche Beobachtungen an morphologischen und phänologischen Merkmalen lehrten, um Selbstungen. Die Elternform M. sargentii wie auch ihre Selbstungen scheinen demnach in bezug auf ihre Kälteempfindlichkeit modifikativ leicht beeinflußbar zu sein. Zusammenfassend kann man sagen, daß in der 1. Filialgeneration empfindlicher Eltern im allgemeinen auch wieder empfindliche Sämlinge auftreten. Eine Kombination mit Kultursorten drückt die Zahl der geschädigten Sämlinge sowie auch die Stärke des Frostschadens wesentlich herab. Da in solchen Familien sich gleich*) Jeder aus einer Kreuzung hervorgehenden Sämlingsfamilie wird eine laufende Züchtungsnummer gegeben, in der Art, daß die gleichen Kombinationen im nächsten Jahre eine neue Nummer erhalten. Als Naumburger Züchtungen sind sie durch ein vorangesetztes Na gekennzeichnet.

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Archiv für Gartenbau, VI. Band, 1958, Heft 2

Abb. 1. Bewurzelungserfolg bei Kopfstecklingen von Chrysanthemum indicum ,St. Therese' (Varianten 1915—1920) 21 Tage nach dem Stecken Die Abkürzungen oW und W neben den Versuchsnummern bedeuten „ohne Wuchsstoff" und „Wuchsstoff"

Der Bewurzelungsverlauf wurde nach Wuchsstoffanwendung mit P 604 bei geringeren Wassergaben stärker, bei mittleren weniger stark und bei häuvon oben gegossen figen Wassergaben nicht beschleunigt. mittel'massig selten häufig Nach erfolgter Bewur2elung wur-

den alle Stecklinge bis zum Versuchsende unter denselben Anzuchtbedingungen belassen. Der Bewurzelungsverlauf wird bei Stecklingen von Chrysanthemum indicum nach Wüchsstoffanwendung mit P 604 bei seltenem Wässern von oben stärker, bei mittelmäßigem kaum und bei häufigem Wässern nicht beschleunigt. Auf das Weiterwachsen der bewurzelten Jungpflanzen wirkte die Wuchsstoffanwendung bei häufigem Gießenvonobennachteilig,beimittelmäßigem, v o r allem aber bei seltenem Gießen vorteilhaft.

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Dafstellung

152

H. RUPPRECHT, Wuchsstoffanwendung bei Stecklingsvermehrung

Wuchsstoffanwendung bei unterschiedlicher Temperatur (Versuchspflanze: Remontantnelke

,Agadirc)

Für den folgenden Versuch wurden Abrißstecklinge verwendet. Am 10. 8. 1955 wurde gesteckt. Am 20. 9. 1955 ist der Versuch beendet worden. Die Stecklinge wurden ohne und mit Wuchsstoffbehandlung in drei nebeneinanderliegenden Glaskästen bei unterschiedlicher Temperatur zur Bewurzelung gebracht. Behandelte und unbehandelte Stecklinge standen, um die Substratfeuchtigkeit für sie mit Sicherheit völlig gleich hoch zu halten, jeweils in denselben Anzuchtgefäßen bei Unterbewässerung. Die Schnittflächen der mit Wuchsstoff behandelten Stecklinge sind vor dem Stecken in das synthetische Bewurzelungspulver P 604 getaucht worden. Als Vermehrungssubstrat diente feiner Sand, dessen p H -Wert zwischen 7,0 bis 7,5 lag. Außer diesen mit und ohne Wuchsstoff im Sand herangezogenen Stecklingen standen ohne Wuchsstoff behandelte Stecklinge, die im Leitungswasser zur Bewurzelung gebracht wurden. In allen Varianten befanden sich 40 Stecklinge in vier Parallelen. In jeder Parallele standen 10 Stecklinge. Die Variation der Versuchsfrage geht übersichtlicher aus Aufstellung 2 hervor. AUFSTELLUNG 2

Substrat und Höhe des Wasserspiegels unter Substratoberfläche

Lufttemperatur in + °C Wuchsstoff

durchschnittl.

höchste

tiefste

25,6

31,0

18,5

Behandlung wie 048 „ 049 „ 050

22,4

27,6

16,2

„ 048 „ 049 „ 050

14,3

20,4

8,9

feiner Sand; Wasserspiegel 12 cm unter Substratoberfl Leitungswasser

ohne P 604 mit P 604 ohne P 604

Die im Sand herangezogenen Stecklinge standen bei 47% der WK. Nach erfolgter Bewurzelung wurde jeder Steckling bis zum Versuchsende unter denselben Anzuchtbedingungen weiter kultiviert. T a b e l l e 1 zeigt die Zusammenfassung der fehlerstatistischen Auswertung des Wurzeltrockengewichts der Abrißstecklinge der Remontantnelke ,Agadir' (Varianten 048—056) in g. Die gebildete Wurzelmasse wurde 42 Tage nach dem Stecken festgestellt. (WS = Wuchsstoff, S = Sand, W = Wasser).

Archiv für Gartenbau, VI. Band, 1958, Heft 2

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Bewurzelungsverlauf der Myrtenstecklinge der Varianten 1940—1963

Archiv für Gattenbau, VI. Band, 1958, Heft 2

161

162

H. RUPPRECHT, Wuchsstoffanwendung bei Stecklingsvermehrung

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