Archiv für Gartenbau: Band 13, Heft 3 1965 [Reprint 2021 ed.] 9783112506325, 9783112506318

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

ARCHIV FÜR

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NAUMANN, KLAUS, Bekämpfung von Pseudomonas

lachrymans

Carsner an Freilandgurken

handlung mit Sublimat 10 Min. und Germisan naß waren es eine bzw. zwei. Die Wirkung von Orthocid 83-Kombinationen, von Germisan und Streptomycin war in den beiden Versuchen verschieden. Diese Befunde haben natürlich wegen der niedrigen Befallszahlen nur orientierenden Wert und können lediglich im Zusammenhang mit den noch zu besprechenden Feldversuchen interpretiert werden. Aus den Keimungsversuchen mit gebeiztem Gurkensaatgut unter Gewächshausbedingungen läßt sich der Schluß ziehen, daß die Wirkung der Beizbehandlung auf die Keimung von der Keimfreudigkeit der Samen abhängig ist. Länger als 5 Monate gelagertes, gut keimendes Saatgut reagierte nur wenig auf die Beizung. Kurzfristig gelagerte Samen keimten schlecht, bei ihnen führte eine Beizung zu einer Stimulation (Versuche I und II, Saatgut 1960) oder zu einer gewissen Hemmung (Versuch V, Saatgut 1961) des Auflaufs. Eine sichere Verminderung des Krankheitsbesatzes durch die Samenbehandlung ließ sich in den Gewächshausversuchen nicht feststellen.

5.

Feldversuche mit gebeiztem Saatgut

In den Jahren 1961 bis 1963 konnten eine Reihe von Freilandversuchen mit gebeiztem Saatgut durchgeführt werden. Dabei wurden der Aufgang und die Krankheitsentwicklung in den einzelnen Versuchsvarianten ermittelt. Die in de n Tabellen gemachten Angaben entsprechen jeweils dem Durchschnitt aus den vie r Wiederholungen jeder Versuchsvariante. Der besseren Übersicht halber werden hier nur fünf Boniturstufen verwendet: 0 = kein Befall, 1 = Befall an einzelnen Pflanzen, I I = schwacher Befall an zahlreichen Pflanzen, I I I = stärkerer Befall an zahlreichen Pflanzen, I V = vollständiger Befall der gesamten Parzelle.

In Tabelle 4 ist als Beispiel für zwei Feldversuche aus dem Jahre 1961 die Befallsentwicklung im Beizversuch Aschersleben dargestellt. Wie man sieht, liefen alle Behandlungsvarianten nahezu gleichmäßig gut auf. Die ab 14. 8. 1961 durchgeführten Bonituren zeigten, daß bis Mitte September kein schwerer Befall eintrat, wobei die unbehandelte Kontrolle sogar zunächst (14. 8.) überhaupt nicht infiziert zu sein schien. Vom 4. 10. an trat dann — vor allem in der Kontrollparzelle — ein erheblicher Spätbefall in Erscheinung, der sich am 23. 10. noch verstärkt hatte. In einigen Behandlungsvarianten (Germisan- und Sublimatbeizen) schien sich eine Verzögerung der Krankheitsausbreitung anzudeuten. Das war jedoch in dem anderen Beizversuch des Jahres 1961 in Rathstock, Kr. Seelow, nicht festzustellen. Ebensowenig fanden sich Anhaltspunkte für eine befallsverzögernde oder gar -verhindernde Wirkung der Saatgutbeizung im Feldversuch Aschersleben 1962. Auch im Beizversuch Aschersleben 1963 (Tabelle 5, obere drei Zeilen) unterschieden sich

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A r c h i v für G a r t e n b a u , X I I I . B a n d , H e f t 3, 1965

Tabelle 4 Beizversuch Aschersleben 1961 Aufgang Kontrolle Germisan naß Germisan trocken Sublimat 5 Min. Sublimat 10 Min. Streptomycin Heißwasser Cu-Streptomycin-Komplex Bonitierungsschema:

0 I II III IV

gut sehr sehr sehr gut sehr gut sehr = = = = =

gut-gut gut-gut gut gut gut

Befall 14. 8. 23. 8. 5. 9. 12. 9. 0 I I I 0 I 0 I

I I I I I I I I

I I I I I I I I

I I I I I I I I

4. io.

23. 10.

III I I I I II II il--III

III-IV II II II-III II-III IV III III

kein Befall Befall nur an Einzelpflanzen schwacher Befall an zahlreichen Pflanzen stärkerer Befall an zahlreichen Pflanzen vollständiger Befall der Parzelle

Beizvarianten und Kontrollen kaum. Dieser Versuch umfaßte nur drei Varianten mit natürlich verseuchtem S a a t g u t ; für die übrigen vier Varianten wurden künstlich infizierte Samen verwendet. Das natürlich verseuchte S a a t g u t keimte gleichmäßig, im Durchschnitt liefen ca. 90 von 120 Samen auf. Die Befallsbonitur ließ keine Unterschiede erkennen. Am 31. 5. wurden in beiden Beizvarianten mehr primär kranke Pflanzen festgestellt als in der unbehandelten K o n trolle. D a die Zahlen an primär kranken Keimpflanzen aber — wie bei den Gewächshausversuchen — außerordentlich niedrig lagen (Verseuchungsgrad 0,3 bis 2 % !), kann man daraus keinerlei Schlußfolgerungen ziehen. D a die Feldversuche mit dem Ziel unternommen wurden, den Krankheitsbefall an Samengurken zu beheben, und da dieses Ziel über eine Beizung allein offenbar nicht zu erreichen war, wurde von Ertragsermittlungen in den ersten beiden J a h r e n abgesehen. I m Beizversuch 1963 wurden jedoch am 13. 8. die bis dahin vorhandenen grünreifen Früchte — getrennt nach ihrem Gesundheitszustand — geerntet. Dabei ergaben sich (Tabelle 5) keine signifikanten Unterschiede im E r t r a g der drei Behandlungsvarianten. Die Grenzdifferenz lag außerordentlich hoch (GDq or> = 3,45 kg), da die Erträge in den einzelnen Wiederholungen erheblich schwankten. Diese Erscheinung war teilweise auf starken Hamsterfraß, teilweise auch auf andere Ursachen zurückzuführen. Aus diesen Gründen waren auch keine weiteren Ertragserhebungen mehr möglich. Aus diesen Feldversuchen mit natürlich verseuchtem Saatgut läßt sich mit Sicherheit zweierlei entnehmen: 1. D e r Aufwuchs an kranken Keimpflanzen war selbst bei Samen, die aus P. ZacÄrywaws-kranken Früchten geerntet wurden, äußerst gering. Der Prozentsatz an kranken Keimpflanzen schwankte zwischen 0 und 4 % . 2. B e i Feldanbau war keine nennenswerte Beeinflussung des Krankheitsbesatzes im Bestand durch die Samenbehandlung zu erzielen. 14*

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NAUMANN, KLAUS, Bekämpfung von Pseudomonas

lachrymans

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44 sind Ausdruck einer organoleptisch nicht spürbaren Faserigkeit.

3.

Ergebnisse

3.1.

Beziehungen zwischen Faserigkeit und Stangenlänge

Die Faserigkeitsmessungen an den 10 bis 27 cm langen und 10 bis 15 mm dicken Grünspargelstangen ergaben eine weitgehende Unabhängigkeit der Länge des stark faserhaltigen unteren Stangenteilstückes von der Gesamtstangenlänge. Während bei Trieblängen von 10 cm bis 15 cm etwa ab 4 cm oberhalb des Stangenendes eine organoleptisch praktisch nicht mehr wahrnehmbare Faserigkeit gefunden wurde, veränderte sich dieses Ergebnis bei 16 cm bis 27 cm langen Stangen nur insofern, als die Grenze zwischen stark und wenig faserigem Material hier im allgemeinen in 5 cm bis 6 cm Entfernung von der Schnittstelle lag. Ein in dieser Hinsicht etwas abweichendes Verhalten zeigten die geprüften 17 cm langen Stangen, was wahrscheinlich auf der nicht völlig auszuschaltenden natürlichen Unterschiedlichkeit des Prüfungsmaterials beruht. Die Meßergebnisse gibt die Tabelle 1 wieder. Der Variationskoeffizient überschritt bei den einzelnen Stangenlängen höchstens in den drei untersten Meßhöhen 5 % , so daß die gefundenen Penetrometerwerte die vorhandenen Faserigkeitsverhältnisse gut repräsentieren. Im Mittel muß bei jeder Grünspargelstange unter den durchschnittlichen Wachstumsverhältnissen während der Erntezeit der untere 5-cm-Abschnitt geschält werden, um den Genußwert im Hinblick auf die Faserigkeit optimal zu gestalten.

27 cm

Archiv f ü r G a r t e n b a u , X I I I . B a n d , H e f t 3, 1965

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21 cm 22 cm 23cm 24 cm

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Stammumfang

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ISO

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1962

Abb. 6. Beziehungen zwischen Flächenertrag und Wuchsleistung der Sorte „ O n t a r i o " mit verschiedenen EM-, D a b - u n d Da-Unterlagen I, II, . . . = EM I, E M I I , . . . b = Dab c = Da

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Archiv f ü r

x

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X ft

Multiples Bestimmtheitsmaß

F-Test

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0,9913 0,9848 0,9287

P < 0,001 P < 0,001 P < 0,001

1,05 1,75 7,81

268

FRITZSCHI:,

WOLFGANG,

Die Aussagekraft

von

Mehrfach-Regressionen

Durch das Weglassen von x k verschlechtert sich das multiple Bestimmtheitsmaß nur ganz geringfügig um 0 , 6 5 % . Wenn allerdings noch x?> vernachlässigt wird, nimmt By l2 gegenüber By 12:M um 6 , 2 6 % ab. Von wesentlich größerer Bedeutung als die geringfügigen Veränderungen der Bestimmtheitsmaße sind aber die Wirkungsweisen der einzelnen Faktoren auf y, wenn ihre Anzahl verändert wird. Die partiellen Regressionskoeffizienten wurden zu diesem Zweck über t gegen Null getestet. Veränderliche xi

>

x2> Xò> Xlk

X|, %2 > >

K 0,69 2,90 4,60

K

K

14,48 12,06 10,42 8,01 4,60

K

Pbt

Pb.

Pb.

Pb.

3,90

> 0,05 < 0,05 < 0,001

< 0,001 < 0,001 < 0,001

< 0,001 < 0,001

< 0,001

B e i gleichzeitiger Wirkung von vier Faktoren fällt % als nicht gesichert aus. Wirken nur noch drei abhängige Veränderliche, hat auch xL wieder Einfluß auf y, wenn auch nicht so stark wie x2 und x:l. Stellt man nun xv und x2 den Betriebsgemeinkosten gegenüber, ist ein gleichmäßig starker Einfluß festzustellen. Sehr wichtig für die Aussagekraft einer Mehrfachregression ist die Prüfung des Unterschiedes zweier Regressionskoeffizienten aus derselben Funktion. D a m i t kann man feststellen, ob die einzelnen Faktoren für sich allein oder zusammen mit anderen Merkmalen auf y einwirken. Man prüft diese Unterschiede nach LINDER [3] m i t der F o r m e l t

hi ~ bk _ ~ s V^-2cjh + ckk

c = Multiplikatoren n = N —p — l

F ü r die drei Beispiele errechneten sich folgende W e r t e : Veränderliche

bi. 2

¿1.3

&1.4

X | , Xo , X-], X^ tjk P

7,05 < 0,001

7,10 < 0,001

3,4 < 0,01

X^

tjk p

4,04 < 0,001

6,10 < 0,001

tjk p

0,57 > 0,05

, X-),

X j , #2

X'i

0,42 > 0,05

b2.i

¿3.4

0,39 > 0,05

0,49 > 0,05

1,70 > 0,05

E s ist interessant, daß der F a k t o r „Prozent Glasfläche an L N " (xt) innerhalb der vierfachen und dreifachen Regression immer für sich allein wirkt. Sein Unterschied ist zu allen anderen Faktoren statistisch gesichert. Die Faktoren x2, x:t und x 6 dagegen wirken miteinander auf die Betriebsgemeinkosten ein. E r s t bei der zweifachen Regression, in die nur „Prozent Glasfläche an L N " (xt) und „Kosten für Lenkung und L e i t u n g " (x2) einbezogen worden sind, beeinflussen beide Faktoren gemeinsam die Betriebsgemeinkosten. Das ist einleuchtend, wenn man den F a k t o r xt als eine Maßzahl betrachtet, die völlig unvermittelt und von außen her den Betriebsgemeinkosten gegenübersteht. Die Faktoren

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x2, x:t und x,t haben als Teilstücke der Betriebsgemeinkosten von vornherein eine Bindung zueinander. Im Falle der zweifachen Regressionsanalyse stehen sich xl und x2 als gleichwertige Partner gegenüber, da x-, die Verbindung zu den anderen Teilstücken der Betriebsgemeinkosten verloren hat. E s erhebt sich die Frage, welches der drei Beispiele für die praktische Nutzanwendung am geeignetsten ist. Hier entschied in erster Linie die Aussagekraft für die Praxis. Aus diesem Grunde sollte der F a k t o r „Prozent Glas an L N " ftetrietoqemeinkosten TMDN/hoIN

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