Archiv für Gartenbau: Band 6, Heft 1 [Reprint 2022 ed.] 9783112654361

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DEUTSCHE AKADEMIE DER LANDWIRTSCHAFTSWISSENSCHAFTEN ZU BERLIN

ARCHIV FÜR

GARTENBAU

VI. B A N D . HEFT 1 1958

AKADEMIE-VERLAG

BERLIN

ARCHIV

FÜR

GARTENBAU

Jahres-Inhaltsverzeichnis B a n d VI • 1958 D . NEUMANN

Wuchs- und Efttagserhebungen im Obstbau

3

M . SCHMIDT

Der Einfluß der Temperatur auf Schlüpfzeitpunkt und Flugaktivität des Apfelwicklers (Carpocapsa pomonella L.)

D . NEUMANN

Beiträge zur Statistik der Wuchs- und Ertragsleistung von Obstbäumen . . . . E. Lusis Untersuchungen über das spezifische Gewicht bei Äpfeln und Birnen

12 23 91

F . GOLLMICK

Beobachtungen über Frostschäden an Wildäpfeln und ihren Sämlingen als Folge der strengen Frostperiode im Februar 1956 126

H . RUPPRECHT

Ein Beitrag zur Wuchsstoffanwendung bei der Stecklingsvermehrung von Chrysanthemen, Myrten und Nelken 150

J . REINHOLD u n d K . KRÜGER

Dr. Hans Krümmel zum Professor mit Lehrauftrag für Obstbau an die Landwirtschaftlich-Gärtnerische Fakultät der Humboldt-Universität zu Berlin berufen. . 165

R . FRITZSCHE

Beiträge zur Ätiologie des Himbeerrutensterbens

171

H . FRÖHLICH

Untersuchungen über die Ansprüche der Gemüsearten an die Bodenfeuchtigkeit. 217 TH. GEISSLER

Die Wirkung verschiedener Einbringungsformen des Superphosphates in Feldversuchen mit Ge.müsepflanzen 283 W . DÄNHARDT u n d R . B O W E

Zur Verwendung von Schwarztorfen für die Kultur von Azaleen (Rhododendron indicum L.) 311

R . SCHURICHT

Die betriebswirtschaftliche Problematik der Eingliederung des Obstbaues in den landwirtschaftlichen Betrieb 345

F . GOLLMICK

Beobachtungen an Malus-Artbastarden I Mitteilungen

:

359 383

W . EICHHOLZ

Vorkommen des Sanddorns unter besonderer Berücksichtigung des nord- und mitteldeutschen Raumes 387

H . ACKERMANN

Der Oxalsäuregehalt im Gemüse und dessen Einwirkung auf den Stoffwechsel . 404 L . BEHR

Ein Beitrag zur Frage der wirtschaftlichen Bedeutung des Wurzelkropferregers Agrobacterium (Pseudomonas) tumefaciens (Sm. et Towns.) Conn für Unterlagenbaumschulen . . . 445

Sachregister Agrobacterium tumefaciens 455 Alternanz 5 Apfel 91, 447 Apfelsämlinge 126 Apfelsorten 51, 101 Apfelwickler 12 Apfelwickler kontrollkasten 13 Apfelwicklerspritzungen 12 Arbeitskräftebedarf im Obstbau 352 Artbastarde 359 Auftriebsmethode 97 Ausnutzung der Bodenfeuchtigkeit 225 Azalee 311 Bastardanalyse 360 Beerenuntersuchungen an Sanddorn 389 Belichtung bei der Stecklingsvermehrung Beregnung 218 [158 Bewässerung 218 Bewurzelungserfolg 150 Bewurzelungsverlauf 150 Birne 91, 446 Birnensorten 118 Blattform bei Malus-Arten 366 Blattrand bei Malus-Arten 366 Blumenkohl 226, 411 Blutlausfestigkeit 360 Bodenbedeckung bei Himbeeren 196 Bodenbedeckung im Obstbau 348 Bodenfeuchtigkeit 217 Bohne 411 Buschbohne 227, 288 Buschtomate 224 Carpocapsa pomonella 12 Chloromeles 362 Chrysantheme 150 Citronensäurezyklus 409 Didymella appianata 175 Didymosphaeria appianata 175 Dilluvialsandboden 286 Docyniopsis 363 Eierfrucht 411 Endivie 411 Erbse 226, 411 Ertragserhebungen im Obstbau 3 Ertragsleistung von Obstbäumen 23 Eumalus 363 Feldversuche im Obstbau 41 Flugaktivität des Apfelwicklers 12 Frostschäden 126 Fusarium culmorum 176

Gartenmelde 411 Granulate 288 Griffelzahl bei Malus-Arten'368 Grünkohl 411 Gurke, 224, 411 Himbeerrutengallmücke 176 Himbeerrutensterben 171 Himbeersorten 191 Hippophae rhamnoides 387 Humusbedarf 150 Humusprodu ktion Humusversorgung im Obstbau 347 Hydrostatische Methode 97 Kältefestigkeit 145 Kalzium: Oxalat-Verhältnis 414 Karpellzahl bei Malus-Arten 368' Kennpflanzen Kennpflanzungen im Obstbau 5 Kleegrasgemisch 224 Knospenlage bei Malus-Arten 360, 362 Kohlenhydratabbau 408 Kohlrabi 226 Kronendurchmesser bei Obstbäumen 28 Kronengrundriß bei Obstbäumen 28 Kronenhöhe bei Obstbäumen 28 Kronenvolumen bei Obstbäumen 28 Krümmel, Dr. H. 165 Lauchzwiebel 226 Leptosphaeria coniothyrium 175 Löwenzahn 411 Malus 126, 359, 447 Malus adstringens 131 Malus arnoldiana 373 Malus-Artbastarde 359 Malus atrosanguinea 131 Malus baccata 128, 360 Malus cerasifera 132, 363 Malus coronaria 132, 360 Malus denticulata 130 Malus eleyi 131 Malus ellerwangiana 129 Malus florentina 131, 362 Malus floribunda 128, 360 Malus fusca 130, 362 Malus halliana 132, 373 Malus ioensis 132, 360 Malus lancifolia 130 Malus micromalus 128, 360 Malus orthocarpa 132, 360 Malus prunifolia 130, 132, 363 Malus pumila 129, 360

VI

Archiv für Gartenbau. VI. Band, 1958

Malus purpurea 131 Malus ringo 130 Malus robusta 131 Malus sargentii 131, 362 Malus scheideckeri 131 Malus sikkimensis 130 Malus silvestris 129, 363 Malus spectabilis 130, 363 Malus theifera 131, 363 Malus toringo 130 Malus tringoides 130 Malus transitoria 131 Malus tschonoskii 131, 363 Malus zumi 132, 362 Mangold 411 Möhre 227, 300, 411 Myrte 150 Nadelerde 311 Nelke 150 Neuseeländer Spinat 411 Niedermoorboden 286 Obstbau im landwirtschaftlichen Betrieb 345 örtlich konzentrierte Einbringung des Superphosphates 285 Oxalatsteinbildung 435 Oxalsäure 404 Oxalsäureabbau 433 Oxalsäurebildung 407 P 604 150 Petersilie 411 Pflücktage im Obstbau 353 Phosphorsäure 283 Phosphorsäurefestlegung 286 Photosynthese 407 Placierte Einbringung des Superphosphates 285 Porree 224, 293, 411 Portulak 411 Pseudomonas tumefaciens 455 Pumilae 373 Rhabarber 405 Rhododendron indicum L. 311 Rißbildung an Himbeerruten 177 Rote Rübe 227 Rottemist 349 Rotteverlust des Stallmistes 349

Salat 226, 411 Sanddorn 387 Sauerampfer 411 Schlüpfintensität des Apfelwicklers 15 Schlüpfzeitpunkt des Apfelwicklers 12 Schwarztorf 311 Sellerie 224, 288, 411 Septoria azaleae 341 Sorbomalus 362 Sortenbeurteilung im Obstbau 3 Spätmöhre 227 Spezifisches Gewicht bei Äpfeln 91 Spezifisches Gewicht bei Birnen 91 Spinat 300, 405 Stabtomate 224 Stallmistversorgung der Obstflächen 350 Stammumfang bei Obstbäumen 28 Standortansprüche der Himbeere 194 Standortbeurteilung im Obstbau 4 Standortgruppen im Obstbau 4 Standortkartierung 4 Standortwertzahl 4 Stecklingsvermehrung 150 Substratfeuchtigkeit bei der Stecklingsvermehrung 150 Superphosphat 283 Temperatur bei der Stecklingsvermehrung 152 Thomasiniana theobaldi 176 Tomate 224, 411 Torf 311 Überwinterungskasten für Apfelwickler 13 Vernation 362 Venturia inaequalis 360 Wassergehaltsbestimmung des Bodens 219 Wasserverbrauch 226 Weißkohl 224, 288, 411 Wildäpfel 126 Winddürre bei Himbeeren 173 Wirsingkohl 227 Wuchserhebungen im Obstbau 3 Wuchsleistung von Obstbäumen 23 Wuchsstoffe 150 Wurzelkropf 445 Zugkraftbedarf im Obstbau 351 Zusatzbewässerung 218

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GARTENBAU

VI. B A N D • H E F T 1 1958

DER

DEUTSCHE AKADEMIE LANDWIRTSCHAFTSWISSENSCHAFTEN ZU BERLIN

INHALTSVERZEICHNIS Seite D.

Neumann: Wuchs- und Ertragserhebungen im Obstbau

3

M. Schmidt: Der Einfluß der Temperatur auf Schlüpfzeitpunkt und Flugaktivität des Apfelwicklers (Carpocapsa pomonella D.

L.)

12

Neumann: Beiträge zur Statistik der Wuchs- und Ertragsleistung von Obstbäumen

. . . .

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REDAKTIONSKOLLEGIUM: G. Becker, G. Friedrich, E. F. Heeger, J. Reinhold, H. Rupprecht, H. Schüttauf A u t o r e n h o n o r a r e w e r d e n nach Herausgabe jedes Heftes von d e r Deutschen A k a d e m i e der Landwirtschaftswissenschaften zui Berlin überwiesen. Die Verfasser erhalten bis zu 100 S o n d e r d r u c k e kostenlos. Bei Verlust durch h ö h e r e Gewalt k e i n Ersatzanspruch. H e r a u s g e b e r : Deutsche A k a d e m i e der Landwirtschaftswissenschaften zu Berlin. Chefr e d a k t e u r : Prof. Dr. J. Reinhold, Institut f ü r G a r t e n b a u , Großbeeren bei Berlin. Verlag: Akademie-Verlag GmbH., Berlin W 8, Mohrenstraße 39. F e r n r u f : 20 03 86, Postscheckkonto : Berlin 350 21. Bestell- u n d Verlagsnumimer dieses H e f t e s : 1039/VI/l. Die Zeitschrift erscheint in zwangloser Folge (jährlich 6 Hefte). Bezugspreis j« H e f t 5,— DM. Veröffentlicht u n t e r der Lizenz-Nummer ZLN 5005 des Ministeriums f ü r Kultur, H a u p t v e r w a l t u n g f ü r Verlagswesen. Herstellung: Börde-Druckerei Schönebeck. Alle Rechte vorbehalten, insbesondere die d e r Übersetzung. Kein Teil dieser Zeitschrift darf in irgendeiner F o r m — durch Photokopie, Mikrofilm oder irgendein a n d e r e s Verf a h r e n — o h n e schriftliche G e n e h m i g u n g des Verlages reproduziert werden. - All rigths reserved (including those of translations into foreign languages). No p a r t of this issue m a y be reproduced in a n y f o r m , b y photoprint, microfilm or any other means, without pritten permission f r o m t h e publishers. P r i n t e d in G e r m a n y .

Aus dem Institut f ü r Acker- und Pflanzenbau, Abteilung Obstbau, der Universität Rostock (Direktor: Prof. Dr. M. SEIFFERT)

Wuchs- und Ertragserhebungen im Obstbau Von Dietrich NEUMANN (Eingegangen am 15. November 1956)

Die Forderung nach einer ständigen Leistungskontrolle in jedem Zweig der pflanzlichen Produktion schließt auch den Obstbau ein. Dementsprechend werden in den meisten Betrieben die Erträge der Obstgehölze mehr oder weniger sorgfältig aufgezeichnet. Solche Ertragszahlen können für den einzelnen Betrieb zweifellos von großem Nutzen sein. Damit ist aber die Aufgabe der Leistungskontrolle keineswegs erschöpft. Sie soll auch eine zusammenfassende Auswertung von Leistungszahlen mehrerer Betriebe oder Obstbaugebiete ermöglichen. Das setzt aber eine möglichst einheitliche Methodik bei der Ermittlung der Produktionsleistung (Wuchs und Ertrag) und der Erläuterung der Produktionsbedingungen (natürliche Standortbedingungen, Pflege) voraus. In den folgenden Abschnitten sollen Vorschläge hierzu unterbreitet werden. A. Der Z w e c k d e r E r h e b u n g e n ist bestimmend für die Methodik ihrer Durchführung und Auswertung. Außer betriebs- und agrarwirtschaftlichen Fragestellungen, die u. a. auch Ertragsmessungen oder -Schätzungen erfordern, geben vor allem rein obstbauliche Fragen Veranlassung zur Durchführung systematischer, d. h. vergleichbarer Wuchs- und Ertragserhebungen. 1. Die S o r t e n b e u r t e i l u n g soll an erster Stelle genannt werden. Sie kann bei den Baumobstarten nur in begrenztem Umfang, z. B. bei der Auslese von Zuchtklonen, auf Grund von Feldversuchsergebnissen erfolgen. Sorten, die sich bereits in anderen Gebieten bewährt haben oder von denen aus anderen Gründen zu erwarten ist, daß sie befriedigende Leistungen aufweisen, wird man in beschränktem Umfang, d. h. versuchsweise in den Anbau aufnehmen. Für solche Fälle ist bekanntlich eine amtliche Zulassung als „Versuchssorte" vorgesehen. Ohne die systematische Sammlung von Unterlagen über das Verhalten solcher Sorten im praktischen Anbau wäre die Bezeichnung „Versuchssorten" gänzlich verfehlt. Um Versuchssorten im Sinne des Feldversuchswesens handelt es sich sowieso nicht. Aber ihr versuchsweiser Anbau in der Praxis soll doch immerhin nach einer gewissen Zeit ein Werturteil ermöglichen. Bezüglich dieses Werturteils kann man sich aber, wenn schon auf den exakten Feldversuch verzichtet werden muß, nicht mit mehr- oder weniger subjektiven Anbauerfahrungen begnügen. Die Lücke, die bisher bei den obstbaulichen Erkenntnisquellen zwischen dem Feldversuch und den Erfahrungen der Praxis besteht, muß vor allem in der Obstsortenkunde durch systematische langjährige Erhebungen

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D. NEtrMANN - Wuchs- und Ertragserhebungen im Obstbau

geschlossen werden. Nur auf diese Weise kann der immer neu entflammende Meinungsstreit um die Anbauwürdigkeit bestimmter Sorten ein Ende finden. Als L e i s t u n g d e r S o r t e im Anbau sollen nicht nur die Wuchs- und Ertragsleistung in ihrer Quantität und Qualität sowie ihrem zeitlichen Verlauf erfaßt werden, sondern auch das sonstige Verhalten gegenüber den natürlichen Standortfaktoren und den Pflegemaßnahmen. Die Angaben über die quantitativen Leistungsmerkmale Wuchs und Ertrag sollen im Endziel die A u f s t e l l u n g v o n E r t r a g s t a f e l n ermöglichen, aus denen der durchschnittliche Verlauf der Wuchs- und Ertragsleistung bestimmter Sorten-Unterlagen-Kombinationen abzulesen ist. Selbstverständlich müssen die unterschiedlichen Standortverhältnisse dabei berücksichtigt werden. 2. Die S t a n d o r t b e u r t e i l u n g ist ein Problem, bei dessen Lösung die Erhebungsmethode gegenüber dem Experiment noch größeren Vorrang besitzt. Die Beurteilung setzt eine Erfassung und Klassifizierung der wichtigsten Kombinationen der natürlichen Standortfaktoren voraus. Deshalb bemüht man sich bei der obstbaulichen Standortkartierung (2), die Vielfalt der gegebenen Standorte nach ihrer Übereinstimmung bezüglich gewisser Eigenschaften zu ordnen. Die Charakterisierung der Standorte erfolgt dabei zunächst auf Grund ihrer geographischgeologischen, boden- und vegetationskundlichen sowie .klimatologischen Analyse. Unter Berücksichtigung der Ergebnisse einer obstbaulichen Analyse der Standorte wird dann im Endziel die D e f i n i t i o n v o n S t a n d o r t g r u p p e n mit bestimmter obstbaulicher Eignung angestrebt. KRÜMMEL (2) legt dabei mit Recht den größten Wert auf die obstbauliche Analyse, weil am Verhalten der Obstgehölze selbst die Eignung des Standortes nicht nur unmittelbar, sondern auch relativ eindeutig zu erkennen ist. Leider kann sich die obstbauliche Standortbeurteilung im Rahmen der Kartierung (Karte A und B von KRÜMMEL) nur auf die Erfahrungen der Bewirtschafter stützen, die selten durch schriftliche Aufzeichnungen belegt sind. Als Ergänzung dienen die eigenen kurzfristigen Beobachtungen der Mitarbeiter. Diese Grundlage kann im Hinblick auf den Abschlußtermin der Standortkartierung nicht verbessert werden. Es ist aber ohne weiteres verständlich, daß sie kaum ausreicht, wenn als Endziel die Zusammenfassung eindeutig beschriebener Standortgruppen zu Leistungstypen mit gleicher „Standortwertzahl" angestrebt wird. Das erfordert langjährige Aufzeichnungen über den Verlauf von Wuchs und Ertrag der Bäume sowie über die wichtigsten Umweltfaktoren. Das Verhalten der Bäume läßt ja nicht ohne weiteres auf die natürlichen Standortbedingungen schließen. Ertragszahlen ohne Angaben über den Witterungsverlauf und die Pflegemaßnahmen sind z. B. für die Beurteilung der Standorteignung praktisch wertlos. Wenn man den Obstbaum als wichtigste „Zeigerpflanze" für die Standortbeurteilung betrachtet, dann ist es nicht nur berechtigt sondern auch notwendig; sein Verhalten im Laufe der Jahre möglichst genau zu verfolgen. Von diesem Gesichtspunkt aus betrachtet würden die vorgeschlagenen Wuchs- und Ertragserhebungen eine teilweise Fortsetzung der Standortkartierung bedeuten. 3. Die Durchführung alljährlicher Wuchs- und Ertragserhebungen liefert mit

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großer Wahrscheinlichkeit auch Material zur Klärung der B e z i e h u n g e n zwischen dem W i t t e r u n g s a b l a u f einerseits und dem Verhalten der Obstbäume bezüglich W u c h s u n d E r t r a g andererseits. Diese Frage ist im Hinblick auf die großen Ertragsschwankungen der Obstbäume nach wie vor von Bedeutung, z. B. für die Termine bestimmter Pflegemaßnahmen wie Düngung und Wuchsstoffspritzung. Mit der witterungsbedingten Ertragsunsicherheit steht auch das Problem der A l t e r n a r i z in engem Zusammenhang. Die vorgeschlagenen Erhebungen sollen neue Erkenntnisse über die Sortenspezifität und Standortabhängigkeit dieser Erscheinung liefern. Die Abgrenzung zwischen witterungsbedingter Ertragsunsicherheit und sortenspezifischer Alternanz ist wichtig, weil nicht nur die Höhe, sondern vor allem die Regelmäßigkeit der Erträge als Gradmesser für die Standorteignung dient. — Selbstverständlich würde man bei der Auswertung der Erhebungen nicht nur den Sonderfall „Alternanz" berücksichtigen, sondern ganz allgemein eine Analyse der Korrelation zwischen Wuchs und Ertrag des Baumes durchführen. — Mit großer Wahrscheinlichkeit ist die Gewinnung weiterer Informationen aus den im Laufe der Jahre anfallenden Beobachtungs- und Meßwerten möglich. Sie werden vor allem als Unterlage für die sicher notwendig werdenden Ergänzungen oder Korrekturen der Ergebnisse der Standortkartierung dienen können und zur Vertiefung unserer obstbau-ökologischen Erkenntnisse beitragen. B. Bei der A u s w a h l d e r B a u m b e s t ä n d e muß man davon ausgehen, daß es sich um eine Stichprobenerhebung handelt. Die Stichproben müssen also repräsentativ für die Gesamtheit sein. 1. Diese Forderung wird am besten erfüllt, wenn Standorte in den Hauptanbaugebieten herangezogen werden. Man wird auf jeden Fall von den im Rahmen der Standortkartierung ausgewählten „Kennpflanzungen" ausgehen und weitere typische Bestände hinzunehmen. Bestände außerhalb geschlossener Anbaugebiete sind für die Erhebung nur dann von Interesse, wenn eine obstbauliche Erschließung des betreffenden Gebietes im Rahmen des Obstbau-Entwicklungsplanes in Erwägung gezogen wird oder der Standort ökologisch besondere Aufmerksamkeit verdient. — Eine Beschränkung auf Bestände mit ortsüblicher Pflege erscheint notwendig. Dabei ist ein Mangel an Pflege schwerwiegender als ein überdurchschnittlicher Aufwand. — Die Besitzverhältnisse sollten bei der Standortwahl nur insofern berücksichtigt werden, als sämtliche VE-Güter mit Obstbau als Teil- oder Hauptbetrieb in die Erhebung einzuschließen sind. Ferner müßten sich sämtliche Anbauer der amtlich zugelassenen Versuchssorten zur Mitarbeit an der Erhebung bereit erklären bzw. dazu verpflichtet werden. 2. Die Forderung nach Auswahl repräsentativer Stichproben muß auch bei der Wahl der in die Erhebung einzubeziehenden O b s t a r t ' e n und S o r t e n U n t e r l a g e n - K o m b i n a t i o n e n berücksichtigt werden. Entsprechend der überragenden Bedeutung des Apfelanbaues wird daher empfohlen, die Erhebung zunächst nur an Apfelbeständen durchzuführen. Für andere Obstarten, z. B. Süßkirschen, Pfirsiche oder Aprikosen wäre jedenfalls von vornherein eine enge Begrenzung auf die wichtigsten Anbaugebiete zweckmäßig. — Bei der Auswahl der

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Sorten-Unterlagen-Kombinationen wird man vom Gesichtspunkt der Sortenbeurteilung aus Sorten bevorzugen, deren Anbauwert noch umstritten ist. Das sind zunächst sämtliche Versuchssorten, darüber hinaus aber auch die wichtigen neuen „Marktsorten" unserer Nachbarländer, deren Anbauwert unter hiesigen Verhältnissen noch unbekannt ist. — Im Hinblick auf die Standortbeurteilung sind dagegen solche Sorten geeigneter, die allgemein verbreitet sind und deren ökologisches Verhalten relativ gut bekannt ist. Auf Grund der bisherigen Ergebnisse der Standortkartierung wird man am besten entscheiden können, mit welchem Testsortiment der günstigste Kompromiß gefunden werden kann. Grundsätzlich erscheint es zweckmäßig, die Zahl der zu erfassenden Sorten möglichst klein zu halten, z. B. nicht über 20 Apfelsorten, denn durch die verschiedenen Unterlagen ergibt sich ein Vielfaches an möglichen Kombinationen. Wahrscheinlich wird es möglich und notwendig sein, ähnliche Typunterlagen zusammenzufassen, so daß außer dem Sämling nur die bekannten 5 Unterlagengruppen verschiedener Wuchsstärke zu berücksichtigen wären. Selbstverständlich wird man in jedem Fall, soweit bekannt, die Unterlage genau angeben und die Zusammenfassung nur zur Vereinfachung der Auswertung in Aussicht nehmen müssen. 3. D e r notwendige U m f a n g d e r S t i c h p r o b e n kann nach der Formel G D = t s V 2 / n abgeschätzt werden. E r ist abhängig von der gewünschten Grenzdifferenz G D und der gegebenen Merkmalsvariabilität s%. Die genannte Formel gilt nur für den Fall, daß s 1 = s 2 und n ( = n 2 = n ist. Diese Voraussetzungen werden zwar nicht immer gegeben sein, aber die nach der Formel berechnete Tabelle 1 ermöglicht doch eine gewisse Orientierung über den notwendigen Stichprobenumfang. Beim vierjährigen Ertragsdurchschnitt wird man sich z. B. mit einer Grenzdifferenz von 25 % begnügen müssen. Das würde bei einer Variabilität von TABELLE 1 Grenzdifferenz ( G D % ) in Abhängigkeit von der Variabilität (s%) und der Anzahl (n) der Elemente (z. B. Bäume), berechnet nach G D %

=

t-s%

/ 2 / n für Si =

Werte nicht gepaart, 2 (n—1) Freiheitsgrade für t. s%

GD%

60

88

50

>

25

56

45

38

34

31

27

73

47

37

32

29

26

40

58

38

30

26

23

21

3C

44

28

22

20

17

20

29

| 19

15

13

15

22

14

11

10

10

15

9

8

5

7

5

4

5

10

15

20

2 4

17

22

20

14

18

16

11

16

13

12

8

11

10

9

8

6

9

8

7

6

4

6

6

5

5

4

3

3

3

3

2

2

1

25

30

40

50

. 100

1

s 2 , n, =

n2 =

n,

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40—50% (NEUMANN 3) etwa 25—30 Bäume je Stichprobe als Mindestzahl bedeuten. Bei der Wuchsleistung wird bei gleicher Stichprobengröße infolge der geringeren Variabilität (15—20 %) mit Grenzdifferenzen unter 10 % zu rechnen sein. C. Der U m f a n g d e r E r h e b u n g e n ergibt sich ebenso wie die Auswahl der Stichproben aus der Zielsetzung. Es wird im folgenden zwischen einmaligen und periodischen Erhebungen unterschieden. I. Die e i n m a l i g e n E r h e b u n g e n dienen zur allgemeinen Beschreibung des Betriebes und Baumbestandes und der natürlichen Standortfaktoren. 1. Die Angaben zum B e t r i e b u n d B a u m b e s t a n d können etwa nach dem Muster von KRÜMMEL (2) und FRIEDRICH (1) erfolgen. Das ergibt sich schon zwangsläufig aus der Tatsache, daß vorwiegend auf solche Bestände zurückgegriffen wird, die bereits im Rahmen der obstbaulichen Standortkartierung erfaßt und charakterisiert wurden. 2. Für die n a t ü r l i c h e n S t a n d o r t f a k t o r e n gilt im Prinzip das Gleiche. Ihre Gliederung in die Komplexe Klima, Boden und Lage ist gebräuchlich und hat sich bewährt. Eine so eingehende Analyse der natürlichen Standortfaktoren, wie sie bei den „Kennpflanzungen" durchgeführt wird, ist wahrscheinlich nicht möglich. Man wird zunächst auch darauf verzichten können, weil sie jederzeit nachgeholt werden könnte, sofern es sich doch als notwendig erweist. II. Die p e r i o d i s c h e n E r h e b u n g e n stehen im Mittelpunkt der Gesamtaufgabe. Durch sie soll der Witterungsverlauf, die Baumpflege und das Verhalten der Bäume erfaßt werden. 1. Zur Kennzeichnung des W i t t e r u n g s v e r l a u f e s Daten als notwendig erachtet:

werden

folgende

a) Monatssummen des -Niederschlages, b) Wetterverhältnisse während der Blühzeit, c) Angaben über Witterungsextreme (z. B. Frost- und Dürreperioden). Die unter a) und c) geforderten Angaben können unter Umständen von einer in der Nähe befindlichen Station des Meteorologischen und Hydrologischen Dienstes der DDR übernommen werden. Die Wetterverhältnisse zur Zeit der Blüte kann der Obstbauer auch ohne Messungen im Hinblick auf die Flugfähigkeit der Bienen beurteilen. 2. Die B o d e n p f l e g e muß ebenfalls jährlich angegeben werden, da sie besonders bei Anlagen im Ertragsbeginn gewöhnlich von Jahr zu Jahr anders gehandhabt wird. a) Bezüglich der B o d e n b e a r b e i t u n g genügt die Angabe des Termins und der Art des Arbeitsganges. Zum Anbau von U n t e r k u l t u r e n , einschließlich Deckfrüchten (cover crops), ist der Bestellungstermin, die Entwicklung bzw. der Stand der Kulturart sowie ihre weitere Behandlung (Ernte oder Einarbeitung

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D. NEUMANN - Wuchs- und Ertragserhebungen im Obstbau

in den Boden) zu vermerken. Bei einer Bodenbedeckung sind die Art und Menge des Materials zu vermerken. b) Die organische und anorganische D ü n g u n g muß nach Art, Termin, Einbringungsmethode und Menge festgehalten werden. 3. Im Hinblick auf die B a u m p f l e g e sind außer den Bemerkungen über die bis zum Beginn der Erhebung durchgeführten Maßnahmen jährlich folgende Angaben zu machen: a) Die S c h n i t t m a ß n a h m e n (einschl. Ringelung usw.) sind nach der von KEMMER eingeführten Terminologie kurz zu erläutern (vor allem Ziel und Stärke des Schnitteingriffes). Gegebenenfalls ist die Wirkung des in den Vorjahren durchgeführten Schnitteingriffes zu vermerken. b) Die P f l a n z e n s c h u t z m a ß n a h m e n müssen durch Angabe der Spritzfolge gekennzeichnet werden (Art der Spritzung, Mittel, Konzentration, Termin). Ein Vermerk über den Erfolg der Maßnahmen ist erwünscht, ebenso über das Auftreten besonderer „Kalamitäten". 4. Besondere Sorgfalt erfordern die Bemerkungen und Feststellungen über das V e r h a l t e n d e r B ä u m e . Außer den Messungen des Ertrages und der Wachstumsleistung sollen sie sich auf den Gesundheitszustand der Bäume, die Blühverhältnisse und den Fruchtansatz erstrecken. a) Der G e s u n d h e i t s z u s t a n d kann am besten auf Grund der Beschaffenheit des Laubes beurteilt werden (Nährstoffmangelsymptome, Schädigungen durch Krankheiten oder Schädlinge). Bäume mit nennenswerten'Schäden am Holz, insbesondere am Stamm, sind von der Erhebung auszuschließen. b) Die B l ü h v e r h ä l t n i s s e sind durch den Beginn und die Dauer der Blühzeit sowie durch die Stärke des Blütenbesatzes zu kennzeichnen. c) Der F r u c h t a n s a t z muß zweimal bonitiert werden. Zuerst nach dem Abfall der Blüten und jungen Fruchtansätze unmittelbar nach der Blühzeit und zum zweiten Mal nach dem Junifall. d) Beim E r t r a g wird es aus mehreren Gründen zweckmäßig sein, sich nicht nur auf die Wägung zu verlassen, sondern vor der Ernte schon eine Schätzung durchzuführen, etwa Anfang August. e) Das W a c h s t u m kann nach den bisherigen Erfahrungen am besten durch Messung des Stammumfanges sowie der Kronenhöhe und des Kronendurchmessers ermittelt werden. Die direkte Messung der Triebleistung (Trieblängenzuwachs) erfordert einen zu großen Arbeitsaufwand und kommt nur für besondere Untersuchungen in Frage. D. Zur D u r c h f ü h r u n g d e r E r h e b u n g e n (Methodik) sind noch einige Erläuterungen notwendig, die sich auf den Beginn, die Häufigkeit der Erhebungen und die Ausführenden beziehen. a) Der B e g i n n der Erhebungen liegt bei Junganlagen zweckmäßig nicht vor Ablauf des dritten Standjahres. Zu diesem Zeitpunkt dürften die meisten Nachpflanzungen beendet und die zukünftige Entwicklung der Bäume bis zu einem ge-

Archiv f ü r Gartenbau - Band VI - 1958 - Heft 1

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wissen Grade zu übersehen sein. Die Ermittlung der vegetativen Entwicklung von Jungpflanzungen ist nicht nur ökologisch und anbautechnisch, z. B. im Hinblick auf die Schnittmethodik oder Bodenpflege, von Interesse, sondern vor allem für einen Leistungsvergleich zwischen den zahlreichen Neuanlagen im Rahmen der VVG von Bedeutung. b) Bezüglich der H ä u f i g k e i t der periodischen Erhebungen erscheint die Messung des Stammumfanges während der ertraglosen Zeit in Abständen von 2 Jahren als ausreichend. Die Messungen der Krone brauchen erst durchgeführt zu werden, wenn die Erträge einsetzen. Vorher ist der Einfluß der Kronenerziehung noch zu stark. Bei den Kronenmessungen genügt ein vierjähriger Zeitabstand. c) Die M e ß m e t h o d i k muß möglichst einfach sein. Der Stammumfang wird bei allen Baumformen in 40 cm Höhe über der Veredlungsstelle bzw. dem Wurzelhals gemessen. Die Markierung der Meßstelle erfolgt mittels Farbstrich. — Als Kronenhöhe gilt der Abstand von der Basis bis zur Spitze der Krone. Der Durchmesser der Krone wird aus 2 über Kreuz durchgeführten Messungen ermittelt. — Die genaue Ertragsfeststellung kann mittels Wägung oder Abmessen in genormten Kisten mit bekanntem Gewichtsinhalt erfolgen. Das gewählte Verfahren ist zu vermerken. — Alle Beobachtungen und Messungen müssen einzelbaumweise erfolgen, sofern nicht völlige Übereinstimmung im Verhalten aller Bäume der Kombination oder aller Kombinationen am Standort besteht. d) Die D u r c h f ü h r u n g der Erhebung kann selbstverständlich nicht nur Aufgabe einer Institution sein. Sie ist nur als Gemeinschaftsarbeit möglich. Die verantwortliche Leitung liegt zweifellos am besten in Händen der Arbeitsgemeinschaft Obstbau der Sektion Gartenbau der DAL. In ihr sind die wissenschaftlichen Institutionen, die Verwaltung und die Obstanbauer vertreten, also alle an der Erhebung interessierten Kreise. Die Arbeitsgemeinschaft Obstbau hat bereits eine Frostschadenerhebung angeregt und angeleitet, die man als Spezialaufgabe neben der Durchführung der ständigen Wuchs- und Ertragserhebung betrachten könnte. Im Gegensatz zu dieser Spezialaufgabe, die von den Instituten durchgeführt wird, muß aber die Wuchs- und Ertragserhebung hauptsächlich in den Händen der Obstanbauer liegen. Sie hätten also die Beobachtungen und Ertragsmessungen durchzuführen und aufzuzeichnen. Sie müßten dabei durch einen Mitarbeiter des nächstgelegenen Obstbau-Institutes angeleitet und unterstützt werden, der auch die Ernteschätzung und die Stamm- und Kronenmessungen vorzunehmen hätte. Die Beteiligung aller obstbauwissenschaftlichen Institutionen der D D R ist dabei unerläßlich. Den größten Anteil hätte das Institut für Gartenbau in Marquardt zu übernehmen, vor allem bezüglich der Auswahl der Stichproben (Standorte und Kombinationen). Die vorgeschlagene Erhebung kann ja als teilweise Fortsetzung bzw. Erweiterung der obstbaulichen Standortkartierung aufgefaßt werden. Methodische Einzelheiten sollen an dieser Stelle nicht näher erörtert werden. Die Beurteilung bestimmter Merkmale kann in einigen Fällen sicher durch einen Bewertungsrahmen mit Ziffernschlüssel erleichtert werden. Der durch die Persönlichkeit des Beobachters bedingte Fehler wird auf diese Weise vermindert und die

D. NEUMANN - Wuchs- und Ertragserhebungen im Obstbau

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zusammenfassende Auswertung vereinfacht. — Die Bonituren und Messungsergebnisse werden vom Beobachter zunächst in einem .Feldbuch niedergelegt und zur Auswertung auf Lochkarten übertragen. E . Die A u s w e r t u n g der Erhebung muß mit einer kritischen Prüfung der Feldbuchaufzeichnungen bei ihrer Übertragung in die Kartei beginnen. Sie erfordert dann eine Gruppierung der Stichproben, die vorwiegend nach den obstbaulichen Überlegungen bei der Zielsetzung der Erhebung durchzuführen ist. Diese Gruppierung der Stichproben ist der entscheidende Schritt bei der Auswertung. — D i e statistische Analyse der Gruppen kann mit Hilfe verschiedener Verfahren erfolgen. Man darf aber nicht außer Acht lassen, daß deren Anwendbarkeit jeweils an ganz bestimmte Voraussetzungen geknüpft ist. Über die Durchführung obstbaulicher Stichproben-Erhebungen liegen in Deutschland kaum Erfahrungen vor, wenn man von den Frostschaden-Erhebungen absieht. Aus dem Ausland sind vor allem die Ergebnisse von W I L C O X (4) in Kanada bekannt geworden. Die statistischen Grundsätze bei der Planung, Durchführung und Auswertung von Erhebungen sind aber in mehreren Lehrbüchern dargestellt. Die Schwierigkeit der vorgeschlagenen Erhebung besteht also weniger in der Sichtung der Ergebnisse als in der Gewinnung zuverlässiger und repräsentativer Einzelwerte.

Zusammenfassung Es werden Vorschläge für eine einheitliche Methodik der Erhebung von Leistungszahlen im Obstbau gemacht. Für Sorten- und Standortbeurteilungen sowie zur Klärung der Beziehungen zwischen Witterungsverlauf, Wuchs, Ertrag und Alternanz gewinnen derartige Erhebungen im Obstbau besondere Bedeutung. Es werden Hinweise für die Auswahl repräsentativer Stichproben und deren Umfang gegeben. J e nach der Zielsetzung sind einmalige oder periodische Erhebungen angebracht. Für die wichtigeren periodischen Erhebungen wird angegeben, welche Standortfaktoren, Wuchs- und Ertragszahlen für eine erfolgreiche Auswertung derselben von Interesse sind. Die Auswahl zuverlässiger Stichproben und deren sinngemäße Gruppierung bei der Auswertung stellen die größte Schwierigkeit bei derartigen Erhebungen dar.

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Archiv f ü r Gartenbau - Band VI - 1958 - Öeft 1

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Summary Proposals are made for an uniform methodics of collecting performance figures in fruit growing. Such inquiries are of particular importance to the judgement of varieties and localities as well for clearing up the relations between the course of weather, growth, yield and alternation. Hints are given for cho.osing representative samples and their extent. According to the purpose single or periodical inquiries are expedient. For the more important periodical inquiries it is stated which habitat factors, growth- und yield figures are of interest for a successful evaluation. The choosing of reliable samples and their systematic arrangement in the evaluation present the greatest difficulty with such inquiries.

Literaturverzeichnis 1. FRIEDRICH, G.: Vorschläge zur Durchführung von Erhebungen über Frostschäden im Obstbau. Arch. f. Gartenbau 1956, 4, 137—151 2. KRÜMMEL, H.: Standortkartierung im Obstbau. Wiss. Zeitschr. Univ. Leipzig, Math.naturwiss. Reihe 1955/56, 5, 309—319 3. NEUMANN, D.: Beiträge zur Statistik der Wuchs- und Ertragsleistung von Obstbäumen. Arch. f. Gartenbau 1958, I, 2 3 - 8 7 4. WILCOX, J. C.: Use of the survey method in horticultural research. Scient. Agricult. 1950, 30, 137—149

Der Einfluß der Temperatur auf Schlüpfzeitpunkt und Flugaktivität des Apfelwicklers (Carpocapsa pomonella L.) Gemeinschaftsarbeit des Forschungsinstitutes f ü r Agrarmeteorologie des M. H. D. (Leiter: Dr. Mäde) und des Institutes f ü r Obst- und Gemüsebau der Martin-Luther-Universität Halle-Wittenberg (Direktor: Prof. Dr. Friedrich) Von Manfred SCHMIDT (Eingegangen am 22. Dezember 1956)

Alljährlich wird ein großer Teil der Obsternte von den Raupen des Apfelwicklers („Obstmade") wenn auch nicht völlig vernichtet, so doch stark entwertet. Es wurden deshalb schon vielfach Versuche unternommen, die Lebensweise dieses Großschädlings im Hinblick auf die Intensivierung der Bekämpfungsmaßnahmen zu klären ( K U E T H E (6), (7), (8), FRIEDRICH (5), BAUCKMANN (1), (2). Von entscheidender Bedeutung für die Wirksamkeit der Apfelwicklerspritzungen ist die Wahl der zweckmäßigsten Spritztermine. Um diese bestimmen zu können, muß der Verlauf des Falterfluges bekannt sein. Dabei ist es wichtig, besonders das erste Flugmaximum zur Festlegung des Bekämpfungstermines heranzuziehen, um durch ein- bis zweimalige Behandlung der Bäume die völlige Niederhaltung des Schädlings zu erreichen. Eine in manchen Jahren im August auftretende 2. Generation, die vor allem dem Lagerobst Schaden zufügt, ist nach K U E T H E in hohem Maße vom Schlüpfzeitpunkt der 1. Generation abhängig, so daß mit der termingerechten Bekämpfung der ersten schlüpfenden Raupen auch die Voraussetzungen für die Entwicklung zur 2. Generation beseitigt werden. K U E T H E weist nach, daß sich um so weniger Raupen zur 2. Generation weiterentwickeln, je später diese zur Verpuppung gelangen können. Deswegen tragen später abgelegte Eier nicht mehr zur Vermehrung der 2. Generation bei. Die Kenntnis über den Beginn des Apfelwicklerfluges in jedem Jahre stand schon lange im Interesse des Obstbaues, weil die Spritzungen gegen die Obstmade in früheren Jahren, die sich nur nach der Größe der jungen Früchte richteten, fast immer zum Mißerfolge führten. Es kam also zur Qualitätsminderung des befallenen Erntegutes noch der Verlust des Spritzmittels hinzu. Auch die Verwendung von Köderflaschen, die in die Baumkronen gehängt wurden (KUETHE 1934-36 in Landsberg/Warthe), brachte noch keinen befriedigenden Erfolg. Gute Ergebnisse erzielte FRIEDRICH (5) in Halle (Saale) mit der Methode der Kastenüberwinterung im Freiland. Aus den in dem Holzkasten unter Wellpappe überwinternden Apfelwicklerpuppen schlüpfen im Frühjahr die Falter, die täglich am Gazedeckel abgefangen und gezählt werden. Diese tägliche Zahl ergibt ein gutes Abbild von der Intensität des Falterfluges in dem umgebenden Obstquartier, wie BAUCKMANN (2) in Magdeburg-Ottersleben mit Hilfe von gleichzeitig durchgeführten Fängen mit ultraviolettem Licht nachweisen konnte. Die in den Baum-

Archiv f ü r Gartenbau - Band VI - 1938 - Heft 1

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krönen herumfliegenden Falter fliegen mit Vorliebe diesem I.ichte zu und können mit einem vor dem Brenner befestigten Gaxcschirm abgefangen und gezählt werden. Ähnliche Versuche hat ZECH (13) in Naumburg (Saale) durchgeführt. Die auf Grund der täglichen Falterzahlen angesetzten termingerechten Spritzungen brachten nun einen sehr guten Erfolg, so daß die Bcfallsquotc auf wenige Prozente herabgesenkt werden konnte.

Abb. 1: Apfckvicklerkontrollkasten mit an der Nord- und Südseite eingesteckten Thermoelementen.

Um den zweifellos vorhandenen Einfluß der Temperatur auf die Entwicklung des Apfelwicklers beurteilen zu können, wurden im Mai und Juni 1955 thermoelektrische Temperaturregistrierungen neben der täglichen 'Zählung der neu geschlüpften Falter im Überwinterungskasten durchgeführt. D a hierbei Objekttemperaturen zur Messung kamen, konnte auf einen Strahlungsschutz verzichtet werden, so daß als Meßfühler einfache Kupfer-Konstantan-Thermonadeln verwendet wurden. Die Ausgleichslötstelle befand sich in einem täglich erneuerten Eis-WasserGemisch in einem Dcwargefäß, das im Versuchsgartcn in der Nähe der 5 Meßstellcn in die Erde vergraben war. Eine sechste Meßstelle in dem Eisgefäß diente zur Kontrolle des Nullpunktes. Die Thermospannung wurde über einen Photozellen-Kompensationsvcrstärker dem Sechsfarben-Punktschreibcr zugeführt. Von den 5 Mcßstellcn befand sich je eine an der Nord- und Südseite des Kastens in der Wellpappe, also unmittelbar am Überwinterungsort der Apfelwicklerpuppcn (s. Abb. 1). Da die Raupen für die Puppenruhe Schlupfwinkel, wie Borkcnschuppcn, Gartenzäune und dergl. aufsuchen, waren zwei andere Meßfühler unter der rissigen Rinde an der Nord- und Südseite eines in der Nähe stehenden Baumes und die letzte in einem tiefen, bis in den Kern reichenden Trockenriß eines 16 cm starken Zaunpfahlcs befestigt (s. Abb. 2), der mit überwinternden Insekten dicht besiedelt war.

M. SCHMIDT1 - Schlüpfzeit und Flugaktivität des Apfelwicklers

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oben unten

Abb. 2: = Thermoelement in die Rinde einer Pyramidenpappel eingestochen, = Thermoelement in den Spalt eines eichenen Zaunpfostens eingeschoben.

Weil der Mai 1955 recht kühl war, setzte das Erscheinen der Falter erst Anfang Juni ein. Die stündlichen Auswertungen der Registrierung ergeben eine recht gute Beziehung zwischen der Tagesmitteltemperatur im Kasten und dem Falterflugver-

Archiv für Gartenbau - Band Vi - 1958 - Heft 1

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lauf (Abb. 3). Die Durchrechnung bestätigt das Hauptmerkmal der Abb. 3. Es ergibt sich ein statistisch gesicherter Korrelationskoeffizient r n + 1 = 0,41 zwischen Temperaturverlauf und Falterflug bei einer Grenzwahrscheinlichkeit p = 3,3 %, wenn man die Temperaturdarstellung um einen Tag nach vorn verschiebt, wobei die Grenzwahrscheinlichkeit p = 5 % als oberste Sjcherungsgrenze angenommen wurde, wie es im allgemeinen bei landwirtschaftlich-biologischen Untersuchungen üblich ist (MUDRA (9) und SCHRÖDTER (11)). Die Schlüpfintensität der Falter wird demnach von der Mitteltemperatur des Vortages beeinflußt. °C Srüdt

A b b . 3 : Verlauf der Tagesmitteltemperatur an der N o r d s e i t e d e s Überwinterungslcastens und der Schlüpfintensität des Apfelwicklcrs (gewogene Durchschnitte) in H a l l e (Saale) Juni 1955. St y

H y

Zeitpunkte des Erreichens der erforderlichen Temperatursummen ab Stachelbeerblüte und Huflattichblüte.

Die Unterschiede in den Tagesmitteltemperaturen der einzelnen Meßpunkte sind nicht sehr groß. Sie betragen zwischen der Nord- und Südseite des Kastens nur wenige zehntel Grad, wobei die Nordseite infolge des steileren Sonneneinfalles zumeist ein wenig wärmer ist. Als klimatisch begünstigten Überwinterungsort muß man den Zaunpfahl betrachten. Er ist in den Tagesmitteln immer wärmer als die anderen Meßstellen, maximal bis 1,5 ° gegenüber der Kastennordseite und selbst im Juni-Monatsmittel noch um 0,7°. Hier spielt vermutlich die schlechte Wärmeleitfähigkeit des ausgetrockneten Holzes eine Rolle. Die Temperaturwerte der Baumrinde liegen zwischen denen von Kasten und Pfahl. Auch gegenüber der zum Vergleich herangezogenen Thermographenauswertung der Klimastation HalleKröllwitz ergeben sich keine nennenswerten Unterschiede, der Temperaturverlauf ist demjenigen im Überwinterungskasten nahezu gleich, und auch die Monatsmittel sind sich gleich. Es konnten deshalb für die weiteren Untersuchungen - insbesondere der anderen Jahre und Beobachtungsorte - die Werte einer nahegelegenen, für das Gebiet repräsentativen Klimastation übernommen werden, zumal ja die Falter in den Baumkronen fliegen, die die bodennahe Störzone zumeist überragen. Dies erscheint auch noch aus einem anderen Grunde gerechtfertigt. Um vom Tagesmittelwert abzukommen und zu kürzeren Zeiträumen überzugehen, wurde die

lt. SCHMIDT - Schlüpfzeit und Flugaktivität des Apfeiwickiers

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Häufigkeit von bestimmten Temperaturbereichen in Stunden ausgezählt. Auch hierbei ergeben sich in den Tageshäufigkeiten nur geringe Unterschiede zwischen den Meßpunkten und der Klimastation. Tab. I zeigt diese Häufigkeiten, die für den Monat Juni aufaddiert sind. Wie man sieht, sind auch hier fast keine Unterschiede zwischen dem Überwinterungskasten und der Klimastation vorhanden. Wieder zeigt der Zaunpfahl durch einen größeren Wert in den Spalten a und b seine klimatische Begünstigung. E s verwundert in Spalte b bei der Baumrinde die geringe Zahl von Stunden mit Temperaturen über 20 0 und die thermische Bevorzugung der Nordseite gegenüber der Südseite. D a s erste ist durch die Tatsache erklärlich, daß die Spitze der Thermonadel bis in den Saftstrom reichte, der vermutlich an warmen Tagen durch Wärmetransport abkühlend wirkte, während das zweite als Beschattungseffekt aufgefaßt werden könnte. D a der betreffende B a u m in dem Sektor zwischen West und Nord nicht beschattet wurde, konnte die Sonnenstrahlung in den Spätnachmittagsstunden die Rinde auf der Nordseite häufiger über 20 " erwärmen als die auf der Südseite des Baumes. TABELLE I Anzahl der Stunden mit Temperaturen von: a) 15°, davon b) 20°. Monat Juni 1955 Halle (Saale) Klimastation Kröllwitz Kasten — Nordseite Kasten — Südseite Zaunpfahl Baumrinde — Nordseite Baumrinde — Südseite

a)

374 374 374 444 383 391

b)

137 134 126 151 94 75

U m die Wirkung bestimmter Temperaturbereiche auf die Flugintensität feststellen zu können, wurde eine Häufigkeits-Korrelationsanalyse nach S C H R Ö D T E R (11) in 5 °-Intervallen übergreifend durchgeführt (Abb. 4). Hierzu wurden wieder die Stundenhäufigkeiten der Temperatur der Kastennordseite verwendet. Man erkennt die Umkehr von negativen zu positiven Korrelationskoeffizienten bei der Temperaturschwelle von etwa 1 5 - 1 6 ° C, so daß diese schon von K U E T H E hervorgehobene Stufe mit statistischen Methoden erneut bestätigt wird. A m wirksamsten scheint das Intervall von 16-21 G r a d zu sein, jedoch ist vermutlich das Absinken des Korrelationskoeffizienten bei höheren Temperaturen auf die geringere Häufigkeit dieser Werte zurückzuführen. Temperaturen unter 15 0 beeinträchtigen den Falterflug. D i e Stundenhäufigkeitsauszählungen von Temperaturen über 1 5 0 und über 20 ° aus den Registrierungen der Klimastationen wurden für Halle für die Jahre 1955, 1954 und 1953 (Kastenbeobachtungen der Falter) und Magdeburg 1954 und 1953 durchgeführt (Falterflugbeobachtungen der Forschungsanstalt Schraderhof der Universität Halle in Magdeburg-Ottersleben mit Überwinterungskasten und UV-Fanglampe, nach B A U C K M A N N ( 2 ) ) . E s zeigt sich übereinstimmend, daß der Flug des Schädlings dann ausgelöst wird bzw. in seinem weiteren Verlauf ein

Archiv für Gartenbau - Band VI - lä5S - Heft i

1?

Maximum erreicht, wenn bei Tagesmitteltemperaturen über 15 ° C die Temperatur mindestens 12-14 Stunden über 15° und gleichzeitig 6 - 8 Stunden über 2 0 ° verweilt. Diese Bedingung ist für den Beginn des Apfelwicklerfluges im Jahre zumeist

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Abb. 4: Häufigkeits-Korrelationsdiagramm in S "-Intervallen übergreifend der Wirksamkeit bestimmter Temperaturbcrcichc auf die Schlüpfintensität des Apfelwicklers.

dann gegeben, wenn nach einer längeren kühlen Periode sich über Mitteleuropa eine antizyklonale Südwestlage einstellt, bei der die herangeführten Warmluftmässen häufig durch Einstrahlung noch weiter erwärmt werden. Dabei kommt als flugauslösender Faktor aber nur die Temperatur in Frage, während die Umstellung der Großwetterlage oder gar - wie von BAUCKMANN vermutet - die Luftdruckänderungen nur die Vorbedingungen für die Erhöhung der Lufttemperatur schaffen. Selbstverständlich wirken im weiteren Verlauf stärkere Regenfälle, vor allem in Schauerform, und auffrischende Winde auch bei erhöhten Temperaturen flugeinschränkend, besonders wenn sie während der abendlichen Flugzeit auftreten. Wie sehr ein verregneter Sommer die Lebensbedingungen dieser Schädlinge verschlechtern kann, zeigen die Quarzlampenfänge von BAUCKMANN in MagdeburgOttersleben. Während in dem trockenen Sommer 1953 in der 2. Augustdekadenach Ausbildung der o. a. Grenzbedingungen eine sehr starke 2. Generation auftreten konnte, hatte sich diese im verregneten Sommer 1954 nur schwach entwickelt, als in der ersten Augustdekade in Unterbrechung der langen Regenperiode die erwähnten Temperaturbedingungen für kurze Zeit zur Wirkung kamen. Dabei wurde die Feststellung KUETHES (7), (8) erneut bestätigt, daß mit nur einer Generation in den Jahren gerechnet werden kann, bei denen das Juni- und Julimonatsmittel der Temperatur < 17 ° und das mittlere Maximum in diesen Monaten < 2 2 ° bleibt.

M. SCHMIDT - Schlüpfzeit und Fiugaktivität des Apfelwickierä

iä

Das ist auch ein Grund dafür, daß das Auftreten einer 2. Generation in den meisten Fällen auf die tieferen Höhenlagen beschränkt bleibt. Die Tatsache, daß die flugbegünstigenden Temperaturbedingungen auch schon vor dem Erscheinen der ersten Apfelwickler auftreten können (z. B. in Halle 1955 um den 30. 4., 1954 um den 10. 5. und 1953 um den 3. 5.), machte es notwendig, die Witterung vor dem ersten Fluge ebenfalls zu untersuchen. Es war zu vermuten, daß die Temperaturverhältnisse des Frühlings einen gewissen Einfluß auf die Länge der nachwinterlichen Puppenruhe ausüben. Hierzu konnte noch weiteres Beobachtungsmaterial aus dem Jahre 1955 hinzugezogen werden, welches einen gewissen regionalen Überblick über den Verlauf des Apfelwicklerfluges in einem großen Gebiete Mitteldeutschlands verschafft. Es handelt sich dabei ausschließlich um Beobachtungen mit Hilfe von Überwinterungskästen. Eine Übersicht über sämtliche Beobachtungsorte und dazu verwendete Klimastationen ist in Tab. II gegeben. T A B E L L E II

Übersicht über die Apfelwicklerbeobachtungsorte und die dazu verwendeten Klimastationen Jahr Kastenbcobachtungen Klimastation 1955: Halle, Julius-Kühn-Straße Halle-Stadt Magdcburg-Ottersleben Magdeburg Groß-Quenstedt b. Halberstadt Magdeburg Hasselbusch/Klötze (Altmark) Gardelegen Glindow b. Werder Potsdam Dodow b. Wittenburg/Mecklenburg Schwerin Darlingerode/Harz Wernigerode Würzen b. Leipzig Leipzig Schweinitz/Berge (Elster) Torgau Weida/Thür. Gera Halle, Julius-Kühn-Straße 1954: Halle-Stadt Magdeburg-Ottersleben Magdeburg (Kasten und Quarzlampe) Halle, Julius-Kühn-Straße 1953: Halle-Stadt Magdeburg-Ottersleben Magdeburg (Kasten und Quarzlampe) 1952: Halle, Julius-Kühn-Straße Halle-Stadt 1951: Thekla b. Leipzig (nach (5)) Leipzig (Augenbeobachtungen im Obstquartier) 1950: Thekla b. Leipzig (nach (5)) Leipzig (Augenbeobachtungen im Obstquartier)

Die Auswahl der Klimastationen muß sehr sorgfältig vorgenommen werden, wobei vor allen Dingen auf gleiche Höhenlage geachtet werden sollte. So konnte zum Beispiel für Groß-Quenstedt die wesentlich näher gelegene Station Wernigerode nicht verwendet werden, weil sie höher gelegen ist, während Magdeburg etwa auf der gleichen Höhenstufe liegt. Für diese Orte wurde nun die Mitteltemperatur des Zeitraumes zwischen den phänologischen Frühjahrsphasen Huflattichblüte und Stachelbeerblüte einerseits und dem ersten Falterflugmaximum andererseits in Abhängigkeit von der Länge des Zeitraumes dargestellt. Brauchbare Werte für die

Archiv iür Gartenbau - Sand VI - 1958 - Heft 1

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angegebenen phänologischen Phasen konnten durch Bildung von sehr eng begrenzten Gebietsmitteln gewonnen werden, die einzelne fehlerhafte Beobachtungen unterdrücken. Man erhält damit für die Temperatursummierung natürliche variable Startpunkte, weil die phänologischen Phasen durch ihr früheres oder späteres Auftreten den bis dahin erfolgten Entwicklungsablauf der belebten Natur charakterisieren und die durch die Witterungsbedingungen des davorliegenden Zeitraumes auf die Lebewesen ausgeübten Reize integrierend in sich einschließen. D i e so dargestellten Werte konnten gut durch eine gleichseitige Hyperbel ausgeglichen werden. Bekanntlich ist diese Funktion sehr häufig das Abbild der Beziehungen zwischen Temperatureinwirkung und Entwicklungsdauer

in der organischen

Welt

( B L U N C K (3), (4) und S C H R Ö D T E R (12)). S C H R Ö D T E R weist in seiner Arbeit nach, daß die Temperatursummenregel unmittelbar auf die Hyperbelfunktion zurückgeführt werden kann. Wenn auch die von ihm bezeichnete „Basistemperatur" nicht die Realität eines biologischen Schwellenwertes besitzt, sondern eine reine Rechengröße darstellt, so ist doch dieses Verfahren von hohem praktischen Wert, weil sich eine große Genauigkeit in der Temperatursummierung erreichen läßt. Für den vorliegenden Fall ergeben sich die beiden Hyperbelgleichungen: T

m

=

283,5 +

6,0 gerechnet ab Huflattichblüte und

t T T

m

m

— 136,1 + =

8,0 gerechnet ab Stachelbeerblüte,

t Mitteltemperatur; t =

Zeitdauer.

D i e damit berechneten Daten für den Eintritt des ersten Falterflugmaximums des Apfelwicklers stimmen mit den tatsächlich beobachteten Werten in allen Fällen gut überein. E s ergibt sich eine mittlere Differenz von +

2 Tagen zwischen beob-

achteten und berechneten Terminen. D a s ist um so bemerkenswerter, weil die Schwankungsbreite für den Beginn des Falterfluges in dem verwendeten Material vom Beginn der 1. Maidekade (Halle 1952) bis zum E n d e der 2. Junidekade (Bergland und Küstenbereich 1955) reicht. Im übrigen flachen Lande beginnt der Falterflug 1955 fast überall zum Anfang der 1. Junidekade (Beispiel: Halle 1955, Abb. 3). In jedem Falle aber hat die Obstblüte ihr E n d e bereits überschritten. In Gegenden mit rauherem Klima, wie in höher gelegenen Orten (Abb. 5 a) und solchen in Küstennähe (Abb. 5 b) setzt also der Apfelwicklerflug wesentlich später ein als in wärmeren Lagen. W i e die Abbildungen 5 a und 5 b zeigen, ist hierzu nach Erreichen der erforderlichen Temperatursumme der nächste stärkere Temperaturanstieg über 15

0

maßgebend. E s wird somit durch die Verzögerung in der

Ausbildung der 1. Generation in vielen Fällen nicht zur Entwicklung einer 2. G e neration kommen. Für d i e " obstbauliche Praxis und besonders für die Belange eines regionalen Schädlingswarndienstes kann man die Ergebnisse wie folgt zusammenfassen: Mit dem Beginn des Massenfluges der ersten Apfelwicklergeneration ist dann zu rechnen, wenn kurz nach oder bisi dem Erreichen einer Temperatursumme von 283 °

M. SCHMIDT - Schlüpfzeit und Flugaktlvitat des Apfelwicklerä

20

über 6 ° gerechnet ab Huflattichblüte bzw. 1 3 6 ° über 8 ° gerechnet ab Stachelbeerblüte einige relativ warme, niederschlags- und windschwache T a g e mit Tagesmitteltemperaturen > 15 ° auftreten, w o b e i d i e w a h r e Lufttemperatur täglich min°C Stück

_1

25. Mai

i

1.

i

5.

i

10.

A' \ i i/ v t

15.

20.

i

25.

i

30.

\

s.

Abb. 5a: Verlauf der Tagesmitteltemperatur an der Klimastation Wernigerode und der Schlüpfintensität des Apfelwicklers in Darlingerode (Harz) ¡m Juni 1955. H St Zeitpunkte des Erreichens der erforderlichen Temperatursummen Y Y ab Huflattichblüte und Stachelbeerblüte.

°C Stück

Abb. i b : Verlauf der Tagesmitteltemperatur an der Klimastation Schwerin und der Schlüpfintensität des Apfel Wicklers in Dodow b. Wittenburg im Juni 1955. H St Zeitpunkte des Erreichens der erforderlichen Temperatursummen ab y V Huflattichblüte und Stachelbeerblüte. destens 1 2 - 1 4 Stunden über 1 5 ° und gleichzeitig 6 - 8 Stunden über 2 0 °

bleiben

muß. Wiederholungen dieser Bedingungen bewirken bis in den Juli weitere Flug-

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maxima der ersten Generation und häufig im August solche der zweiten Generation. Maßgeblich ist also die Temperatursumme einer länger einwirkenden Witterungsperiode, wobei der augenblickliche Temperaturverlauf den genauen Eintrittstermin bestimmt, wie S C H N E L L E (10) auch für pflanzenphänologische Phasen festgestellt hat. Herrn Prof. Dr. Friedrich, Halle (S.), sei an dieser Stelle für die Angaben der Apfelwickler-Fangzahlen und die mündlichen Informationen sowie Herrn Dr. Mäde, Halle (S.), für die Übertragung der meßtechnischen und Auswertungsarbeiten herzlich gedankt.

Zusammenfassung Es wurden die Ergebnisse von Temperaturmessungen an verschiedenen Orten mit der Intensität des Falterfluges des Apfelwicklers verglichen. Die Beziehungen lassen sich in einer Funktion ausdrücken, mit deren Hilfe sich auf Grund von Temperaturmessungen das Maximum des Falterfluges einige Zeit voraus bestimmen läßt. Die abgeleitete allgemeine Regel lautet: Mit dem Beginn des Massenfluges der ersten Apfelwicklergeneration ist dann zu rechnen, wenn kurz nach oder beim Erreichen einer Temperatursumme von 283 0 über 6 gerechnet ab Huflattichblüte bzw. 136 0 über 8 ° gerechnet ab Stachelbeerblüte einige relativ warme, niederschlags- und windschwache Tage mit Tagesmitteltemperaturen > 15 0 C auftreten, wobei die wahre Lufttemperatur täglich mindestens 12 bis 14 Stunden über 15 0 und gleichzeitig 6 bis 8 Stunden über 20 ° bleiben muß.

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Summary The results of temperatures taken at different places were compared with the flying intensity of the codling moth (Carpocapsa pomonella L.). The maximum flight can be determined in advance. The general rule is as follows: The beginning of the mass flight of the first codling moth generation can

M. SCHMIDT — Schlüpfzeit und Flugaktivität des Apfelwicklers

22

be expected w h e n immediately after or upon reaching a temperature of 283 6

calculated from the coltsfoot blossom, resp. 136

0

above 8

0

above

calculated from

the gooseberry blossom, some relatively warm, dry, and calm days occur having daily mean temperatures of a b o v e 15

C during which the real air temperature

must range daily at least 1 2 - 1 4 hours a b o v e 15 ° and at t h e same time 6 - 8 hours above 20

Literaturverzeichnis (1) BAUCKMANN, M.: Beiträge zur Bestimmung des Apfelwicklerfluges. Kühn-Archiv 67, 287—290 (1953). (2) BAUCKMANN, M.: Untersuchungen über eine termingerechte Bekämpfung des Apfelwicklers unter Berücksichtigung des Falterfluges. Diss. Landw: Fak. Univ. Halle, 1955. (3) BLUNCK, H.: Die Entwicklung des Dytiscus marginalis L. vom Ei bis zum Imago. 2. Teil. Z. wiss. Zoologie 121, 171—391 (1923). (4) BLUNCK, H.: Die Erforschung epidemischer Pflanzenkrankheiten auf Grund der Arbeiten über die Rübenfliege. Z. Pflanzenkrankh. und Pflanzenschutz 39, 1—28 (1929). (5) FRIEDRICH, G.: Beiträge zur Bekämpfung des Apfelwicklers unter Berücksichtigung des Falterfluges. Wiss. Zeitschr. der Martin-Luther-Universität Halle-Wittenberg. Jg. II, 1952/53, Heft 5, Math.-Nat. Reihe Nr. 3. (6) KUETHE, K.: Das Auftreten des Apfelwicklers (Carpocapsa pomonella L.) in Deutschland 1936. Die Gartenbauwissenschaft 11, 289—296 (1938). (7) KUETHE, K.: Zur Biologie des Apfelwicklers. Landw. Jb. 81, 919—937 (1935). (8) KUETHE, K.: Zur Biologie und Bekämpfung des Apfelwicklers. Z. angew. Entomologie 24, 129—144 1938). (9) MUDRA, A.: Einführung in die Methodik der Feldversuche. Hirzel-Verlag Leipzig 1952. (10) SCHNELLE, F.: Pflanzenphänologie. Akademische Verlagsgesellschaft, Leipzig 1955. (11) SCHRÖDTER, H.: Agrarmeteorologische Beiträge zu phytopathologischen Fragen. Veröff. Mcteorolog. Hydrolog. Dienst der DDR, Nr. 15/1952, Akademie-Verlag Berlin. (12) SCHRÖDTER, H.: Untersuchungen über die „Temperatursummenregel" an Hand der phänologischen Beobachtungen in Wernigerode 1854—1884 (unter besonderer Berücksichtigung einer Methode zur Bestimmung der Basistemperatur und des Startpunktes). Angcw. Meteorol. Berlin 1, 225—236 (1952). (13) ZECH, E.: Die Flugzeiten des Apfelwicklers im Jahre 1954 und der Flugverlauf während der Abende und Nächte. Nachrichtenblatt f. d. deutschen Pflanzenschutzdienst. Jg. 9, 1955, Heft 2, S. 29.

Beiträge zur Statistik der Wuchs- und Ertragsleistung von Obstbäumen*) Aus dem Institut f ü r Gartenbau Marquardt bei Potsdam der Deutschen Akademie der Landwirtschaftswissenscliaften zu Berlin (Komm. Direktor: Dr. H. KRÜMMEL) und dem Institut f ü r Acker- und Pflanzenbau der Universität Rostock (Direktor: Prof. Dr. M. SEIFFERT) Von Dietrich NEUMANN (Eingegangen am 25. Januar 1957)

Einleitung Das Produktionsziel im Obstbau ist der Fruchtertrag. Die Blüten- und Fruchtbildung steht deshalb im Mittelpunkt aller obstbauwissenschaftlichen Betrachtungen und Untersuchungen. Seit Jahrzehnten ist man bemüht, ihre Grundlagen zu erkennen und berücksichtigt dabei auch die Wuchsverhältnisse, weil zwischen dem vegetativen und dem generativen Verhalten der Obstbäume enge Beziehungen bestehen. Man hat diesen Fragenkomplex vor allem von der physiologischen Seite her zu klären versucht. KOBEL (20) gibt eine ausführliche Darstellung aller bisherigen Erkenntnisse. Es ist wohl nicht zu bezweifeln, daß, von der physiologischen Betrachtungsweise ausgehend, noch wesentliche Fortschritte zu erzielen sind. Dabei sollte man aber andere Gesichtspunkte und Möglichkeiten nicht außer acht lassen. Die Unterschiede im Wuchs und Ertrag der Obstbäume sind häufig schwer zu beurteilen. Das gilt nicht nur für die Ursachen, sondern auch für das Ausmaß der Abweichungen. Abweichende Beobachtungs- oder Untersuchungsobjekte können selbstverständlich nur im Vergleich zum Durchschnitt der Gesamtheit bzw. der Stichprobe beurteilt werden. Das setzt voraus, daß man den Durchschnitt kennt, die durchschnittliche Wuchs- und Ertragsleistung der betreffenden Sorten-Unterlagen-Kombinationen in ihren wichtigsten Anbaugebieten. Außerdem muß die zufallsbedingte Variabilität bekannt sein, um echte Abweichungen erfassen zu können. Nur wenn die Abweichungen als signifikant anzusehen sind, erscheint es sinnvoll und erfolgversprechend, nach ihren Ursachen zu fragen. Die Unterschiede in der Wuchs- und Ertragsleistung der Obstbäume können allerdings so groß sein, daß zum Nachweis ihrer Signifikanz nicht unbedingt eine statistische Analyse erforderlich ist. Im allgemeinen wird man aber ohne sie nicht auskommen. Allein die Gewinnung von repräsentativen Durchschnittswerten der Wuchs- und Ertragsleistung ist schon von großer Bedeutung. Im landwirtschaftlichen Pflanzenbau ist die Feststellung des Ertrages je Flächeneinheit seit Jahrzehnten ebenso selbstverständlich wie die individuelle Leistungskontrolle in der Tierhaltung. Daher sind die Durchschnittsleistungen bestimmtet *) Habilitationsschrift (Auszug), Landw. Fakultät der Universität Rostock (1956).

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D. NEUMANN - Wuchs- und Ertragsleistung von Obstbäumen

Sorten oder Rassen unter den allgemeinen Bedingungen bestimmter Anbau- oder Zuchtgebiete bekannt. Sie dienen mit als Grundlage für die Betriebsorganisation und Betriebsführung; denn man weiß auch, in welcher Weise und in welchem Grade die Durchschnittsleistungen vom Standort und von der Pflege beeinflußt werden. Auch die Forstwirtschaft hat in der Ertragskunde mit der Aufstellung von Ertragstafeln (2) die Grundlagen für betriebswirtschaftliche Kalkulationen sowie für die technische Betriebsführung und Ertragsregelung wesentlich verbessert. Im Vergleich damit ist der Obstbau rückständig. Die bisherigen Grundlagen zur Ermittlung von Durchschnittserträgen der wichtigsten Obstarten, Sorten oder SortenUnterlagen-Kombinationen für bestimmte Anbaugebiete sind unzureichend. Die amtliche Obstbaustatistik oder einzelne wissenschaftliche Untersuchungen werden diese Aufgabe niemals in befriedigender Weise lösen können. Es ist in erster Linie Sache der Obstbaubetriebe selbst, entsprechende Aufzeichnungen zu machen, die als Material für statistische Erhebungen und Analysen zur Ermittlung repräsentativer Durchschnittswerte dienen können. Der beste Beweis dafür, daß man ohne diese Grundlagen auf die Dauer nicht weiterkommt, ist die sog. Sortenbewegung im Obstbau. Auch die Obstbauökologie kann nicht auf die Ermittlung und Angabe von Durchschnittswerten verzichten, wenn sie die Eignung bestimmter Standorttypen für die verschiedenen Obstarten und -Sorten erfassen bzw. kennzeichnen will. Das gilt ebenso für die Beurteilung der Flächen-Leistungsfähigkeit von Obstbau-Standorten wie für die Beurteilung der Baum-Leistungsfähigkeit bei der Wertabschätzung im Obstbau. Zur Lösung der genannten Probleme wäre es von Nutzen, sortentypische, bzw. für bestimmte Sorten-Unterlagen-Kombinationen typische Ertragsleistungen zu ermitteln und für wichtige Kombinationen unter definierten Bedingungen anzugeben. Bestimmte Aufgaben, zum Beispiel die Wertabschätzung, verlangen eine Beurteilung der Ertragskapazität des Baumes auf Grund seiner Wuchsleistung. Deshalb ist es notwendig, auch die Beziehungen zwischen der Wuchs- und Ertragsleistung bei der Schätzung zu berücksichtigen. Die Statistik der Wuchs- und Ertragsleistung müßte also zunächst der Aufstellung von „obstbaulichen Ertragstafeln" mit Hilfe von Erhebungen dienen. Sie sollte sich aber nicht allein darauf beschränken. Die Ertragsperiodizität (Alternanz) ist ebenfalls ein wichtiges Problem der Ertragsbildung, das eine statistische Behandlung erfordert. Das gilt besonders für die von KOBEL (20) unter Berücksichtigung der Beziehungen zwischen Wachstum und Fruchtbildung diskutierte Frage der „12 theoretisch möglichen Gruppen nach Wuchs und Fruchtbarkeit". Ferner wäre noch eine ganze Reihe variationsstatistischer Probleme zu behandeln, die bei der Anlage und Auswertung von obstbaulichen Feldversuchen auftreten. Es handelt sich dabei vor allem um das Ausmaß der Variabilität in Abhängigkeit von der Umwelt und vom Idiotyp der Bäume. Sie ist der ausschlaggebende Faktor für die Baumzahl je Teilstück und je Versuchsglied. - Die Möglichkeiten zur Korrektur der Ertragswerte sind im obstbaulichen Versuchswesen von besonderer Bedeutung. Im Hinblick auf die Kalibrierung gilt es daher zu untersuchen, ob die Korrelationen zwischen den Wuchs- und Ertragsmerkmalen die Anwendung der Kovarianz-

Archiv für Gartenbau - Band VI - 1958 - Heft 1

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analyse gestatten. - Bei Feldversuchen mit Obstgehölzen tritt nach PEARCE (36) die Bodenvariation als Streuungskomponente gegenüber der Einzelpflanzenvariabilität zurück. Das Verhältnis beider Faktoren zueinander verdient besondere Beachtung, denn daraus ergibt sich der mehr oder weniger starke Zwang zur Anlage kleiner Blöcke und zur Randomisation der Teilstücke in den Blöcken. - Die Anwendung der Varianzanalyse bei der Versuchsauswertung setzt bekanntlich u. a. die Homogenität der Versuchsgliedfehler voraus. Unsere Untersuchungen an einjährigen Veredlungen (29) zeigten, daß diese Bedingung nicht immer erfüllt ist und gaben Veranlassung, ihr Vorhandensein bei ertragsfähigen Bäumen zu prüfen. Diese kurzen Hinweise sollen erkennen lassen, daß das Problem der Ertragsbildung - im Zusammenhang mit dem Wachstum - auch statistisch gesehen werden muß. Die exakte Erfassung und Darstellung der Wuchs- und Ertragsverhältnisse, die nur mit Hilfe statistischer Methoden möglich ist, sollte eigentlich die Grundlage aller Diskussionen und Untersuchungen bilden. Ansätze zu einer solchen Betrachtungsweise sind schon vorhanden (KEMMER und GROSSE 19, GROSSE 12, KOVACEVIC 22, ausländische Autoren zitiert PEARCE 36). Leider werden einzelbaumweise Ertragsermittlungen in Obstbaubetrieben nur selten oder gar nicht durchgeführt, so daß es dem irgendwie an dieser Arbeitsweise interessierten Forscher stets an Material gefehlt hat. Als STEGLICH (46) vor mehr als 50 Jahren versuchte, die „Statik des Obstbaues" statistisch zu begründen, sah er sich schon dieser Schwierigkeit gegenüber. CLAUSEN (5), GROSSE (12), AMBROSI (1) und andere stellten später den gleichen Mangel fest. Deshalb war es notwendig, außer der Verwendung von Zahlenmaterial anderer Autoren, neues statistisches Material in möglichst großem Umfang zu gewinnen, um es dann nach den verschiedensten Gesichtspunkten auswerten zu können. Über Ergebnisse dieser Arbeit soll im folgenden berichtet werden.

Material und Methodik Die variationsstatistischen Erhebungen wurden in den Jahren 1952 bis 1954, zum Teil bis 1955, in fünf O b s t b a u b e t r i e b e n a n vier Standorten durchgeführt: 1. Obstgut E s c h e n h ö r n bei Gnoien/Mecklbg., seit 1954 Versuchsgut der Universität Rostock, früher Dr.-Ing. G E N N E R I C H , Rostock, 2. G r a n s e e , Betrieb A, 3. G r a n s e e , Betrieb B, 4. V E G - H u n d i s b u r g , Kr. Haldensleben, 5. V E G - E g e 1 n , Kr. Staßfurt. Außerdem stellte Herr Dr. A T H E N S T Ä D T mehrjährige Erhebungen der Wuchs- und Ertragsverhältnisse eines Unterlagen-Versuches in Marquardt zur Verfügung. Angaben über die Baumbestände und die Anzahl der zur Auswertung herangezogenen Bäume sind in Tabelle 1 zusammengestellt. - Zur Beurteilung der absoluten Höhe und der Variabilität der Wuchs- und Ertragsmerkmale ist eine Be-

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D. NEUMANN - Wuchs- und Ertragsleistung von Obstbäumen

Schreibung der n a t ü r l i c h e n S t a n d o r t v e r h ä l t n i s s e und der Pflege an den Standorten erforderlich. A l s G r u n d l a g e für d i e Standortbeurteilung dienten der Klima-Atlas für das G e b i e t der Deutschen Demokratischen Republik (28) uad TABELLE 1 Standort, Bezeichnung und Größe der Untersuchungsquartiere sowie Pflanzjahr, Baumform, Standweite und Anzahl der ausgewerteten Bäume. Größe PflanzBaumStandweite BaumStandort Quartier (ha) jahr form (m) zahl

„„ Gransee „ Hundisburg Egeln „„

Eschenhörn

Sortenvergleich Ost-Teil Am Hauptweg Anlage A Anlage B Spindelbusch Galgenbr. I2a I2b Rennebreite I

1,82 8,58 1,16 3,88 2,27 2,25 1,11 0,64 0,36

1938 1938 1948 1920 1907 1940 1943 1943 1945

h,B h, B V, B h, B h Sp V V B

5X5 5X5 5X5 12 X 14 u. 6 X 6 10 X 10 A 2,5 X 2,5 A6 X 6 A6 X 6 6X6

546 2522 283 345 198 3066 304 127 95

insgesamt

7486

die Ergebnisse der Reichsbodenschätzung. Zur Kennzeichnung der Witterung in den Untersuchungsjahren w u r d e n D a t e n benachbarter Wetterbeobachtungsstellen des Meteorologischen und Hydrologischen D i e n s t e s der D D R herangezogen. Die K l i m a Verhältnisse der Standorte sind sehr verschiedenartig. Eschenhörn und Gransee liegen im Gebiet des Mecklenburgisch-Brandenburgischen Übergangsklimas (Peene-MüritzBezirk, bzw. Nordbrandenburgischer Seenbezirk). Marquardt liegt im Ostdeutschen BinnenlandKlima, im Bezirk der Rhin- und Havelländischen Niederungen. Hundisburg und Egeln gehören zum Gebiet des Börde- und Mitteldeutschen Binnenland-Klimas (Klimabezirk Börde). Die Fliederblüte, die zeitlich etwa mit der Apfelblüte zusammenfällt, beginnt in Eschenhörn im langjährigen Mittel etwa 10 Tage später als in Marquardt und Egeln. Das Tagesmittel der Lufttemperatur liegt in Eschenhörn und Gransee besonders in der Vegetationsperiode I (April bis Juni) um 1—2° C tiefer als an den Standorten mit Binnenland-Klima. Ebenso deutliche Standortunterschiede bestehen in der Zahl der Tage, an denen die Temperatur 25° erreicht oder überschritten hat. Die Niederschlagssumme von April bis Juni liegt an allen Standorten in der gleichen Größenordnung (120—150 mm). In der Zeit von Juni bis August fallen aber im Klimabezirk Börde (Hundisburg und Egeln) weniger als 180 mm, an den übrigen Standorten 180—210 mm Niederschläge. Die Jahressummen weichen noch stärker voneinander ab ( > 480 bis 600 mm). Der W i t t e r u n g s v e r l a u f von 1952 bis 1954 wurde bezüglich des monatlichen Niederschlages und der Monatsmittel der Lufttemperatur mit den langjährigen Mittelwerten verglichen. Beim Niederschlag zeigen sich stärke Differenzen zwischen den Standorten, zwischen den Beobachtungsjahren und zum langjährigen Mittel. Der Verlauf der Monatsmittel der Lufttemperatur ist wesentlich ausgeglichener. Die Differenzen zwischen den Standorten sind sehr gering. Daher ist die Abweichung vom langjährigen Mittel in Potsdam bei allen Standorten übereinstimmend, und zwar gering, bis auf den kalten Winter 1953/54 und den kühlen Juli 1954. Die Apriltemperatur liegt 1952 und 1953 an allen Standorten relativ hoch, 1954 tief. Im April 1953 wurde die Blüte in Eschenhörn durch Spätfrost bei einigen Apfelsorten stark geschädigt, bei Klarapfel total vernichtet. Solche schädigenden Temperaturextreme kommen natürlich in einer Kurve der Monatsmittel nicht zum Ausdruck, auch in den Aufzeichnungen der Minimumtemperaturen an den amtlichen Stationen nicht. Sie müßten in unmittelbarer Nähe der Quartiere gemessen werden.

Archiv f ü r Gartenbau - Band VI - 1958 - Heft 1

27

Die genannten Daten können nur zu einer allgemeinen Charakterisierung der Klimaverhältnisse an den Standorten und des Witterungsverlaufes in den Untersuchungsjähren dienen. Als Grundlage für ökologische Schlußfolgerungen sind sie unzureichend, wie das Beispiel des Blütenfrostes erkennen läßt. Solche Schlußfolgerungen waren von vornherein nicht beabsichtigt, und deshalb konnte auf die Ermittlung des Standortklimas verzichtet werden. In bezug auf den B o d e n sind die Unterschiede zwischen den Standorten zum Teil sehr groß. Die Bodenzahlen von Eschenhörn und Marquardt liegen etwa zwischen 30 und 40 (S — IS). In Gransee wurde der Boden in der Anlage A (sL, 40—53) höher bewertet als in Anlage B (S — sL, 22 — 34). Für den Lößlehmboden der Quartiere Hundisburg und Egeln ergab die Reichsbodenschätzung Werte zwischen 79 und 94. — Die L a g e der Quartiere ist eben oder nur wenig geneigt, überwiegend geschützt. B e i m Z u s a m m e n w i r k e n d e r K l i m a - u n d B o d e n v e r h ä l t n i s s e w e r d e n d i e ungünstigeren B o d e n b e d i n g u n g e n in Eschenhörn u n d G r a n s e e z w e i f e l l o s durch d i e e t w a s höheren N i e d e r s c h l ä g e in ihrer W i r k u n g abgeschwächt. In H u n d i s b u r g u n d E g e l n kann d a g e g e n der B o d e n d i e N i e d e r s c h l a g s a r m u t d e s B ö r d e k l i m a s z u m T e i l ausgleichen. Insgesamt sind also d i e natürlichen Standortverhältnisse nicht so gegensätzlich, w i e es bei isolierter Betrachtung der B o d e n - o d e r K l i m a f a k t o r e n zunächst scheinen mag. D e r Standort Marquardt bietet s o w o h l klimatisch als auch bezüglich d e s B o d e n s für d e n A p f e l a n b a u o f f e n b a r keine günstigen B e d i n g u n g e n , d a v o r h a n d e n e M ä n g e l nicht durch eine positive E r g ä n z u n g der F a k t o r e n k o m p l e x e abgeschwächt o d e r gar ausgeglichen w e r d e n . D i e P f l e g e m a ß n a h m e n genügen an allen Standorten d e n a l l g e m e i n e n A n f o r d e r u n g e n . D i e diesbezüglichen A u f w e n d u n g e n entsprechen durchaus der jeweiligen Stellung d e s O b s t b a u e s im Betriebssystem. In Eschenhörn, G r a n s e e u n d E g e l n ist der O b s t b a u Hauptbetriebszweig. In H u n d i s b u r g spielt er d i e R o l l e eines selbständigen Teilbetriebes, u n d in Marquardt h a n d e l t es sich u m ein Quartier d e r Versuchsanlage d e s Institutes. In Eschenhörn wurde während der Untersuchungsjahre im „Sortenvergleich" und „Ost-Teil" etwa bis Ende Juni gegrubbert, dann eine Gründüngung eingesät oder der Unkrautwuchs belassen, im Frühjahr flach gepflügt. Im Quartier „Am Hauptweg" wurden 1952 bis 1954 abwechselnd Futterrüben und Kartoffeln, 1955 ein Gründüngungsgemenge als Unterkultur angebaut. In Gransee, Anlage A (Reihenabstand 14 m) erfolgt jedes zweite Jahr im Wechsel der Reihen eine zusätzliche Bodennutzung durch Hackfrüchte, in Egeln, Quartier Rennebreite I, jährlich durch Gemüse. In allen anderen Quartieren wurde schon vor Beginn der Erhebungen auf den Anbau von Unterkulturen verzichtet und der Boden während der ganzen Vegetationsperiode mit dem Grubber oder der Scheibenegge offen gehalten, zum Teil im Herbst gepflügt. — Der Baumschnitt entsprach dem naturnahen Kronenbau der Halbstämme (h), Viertelstämme (V) und Büsche (B) sowie dem naturentfernten Kronenbau der Spindelbüsche (Sp) (vergl. Tab. 1). Während des Untersuchungszeitraumes wurden keine besonders starken Eingriffe beim Auslichten vorgenommen. — Die Humusversorgung war an allen Standorten unzureichend. Nur in Eschenhörn erfolgte die schon erwähnte Gründüngung. Auch die Mineraldüngung ließ zum Teil zu wünschen übrig. In Eschenhörn wurden zwar 4 d z / h a Stickstoffdünger, 2 d z / h a Superphosphat und 4 d z / h a 40er Kalidüngesalz gegeben, an den übrigen Standorten aber nicht mehr als 2, 1,5 und 2 d z / h a der genannten Düngemittel. - Die Schädlingsbekämpfung wurde in Eschenhörn und Marquardt mit einer Nachwinter-, je zwei Vor- und Nachblüte- und gegebenenfalls ein oder zwei Sommerspritzungen intensiver durchgeführt als in den anderen Anlagen. Dort beschränkte man sich im allgemeinen auf eine Nachwinter- und eine Vor- und Nachblütespritzung.

D. NEUMANN - Wuchs-, und Ertragslelstung von Obstbäumen

28

D i e E r h e b u n g e n erfolgten einzelbaumweise und erstreckten sich auf sechs Merkmale: 1.

D e r E r t r a g wurde durch Wägung ermittelt, bei einem T e i l der E r n t e 1954 und 1955 in Eschenhörn zwecks Zeitersparnis durch Abmessen in genormten Kisten. D i e Fallobstmengen waren im allgemeinen gering und wurden mit erfaßt, nur in Egeln blieben sie unberücksichtigt (1954 durch Sturm bis 1 0 - 2 5 Prozent). In Egeln wurden die Erträge in allen Jahren vom Betrieb gewogen. In Eschenhörn wurden die bis dahin von Marquardt aus vorgenommenen Ertragsermittlungen je Baum 1955 von der Abt. Obstbau des Institutes für Acker- und Pflanzenbau der Universität Rostock fortgesetzt.

2.

D e r S t a m m u m f a n g wurde bei Buschbäumen in 4 0 cm Höhe, bei Halbstämmen in 120 cm Höhe gemessen. D i e Markierung der Meßstellen erfolgte mittels Farbstrich.

3.

D i e K r o n e n h ö h e wurde von der Kronenbasis bis zur Spitze gemessen. Bei der Ermittlung der Kronenmaße blieben einzelne weit aus der Krone hervorragende Triebe unberücksichtigt.

4.

Der K r o n e n d u r c h m e s s e ' r

ergab sich als Mittelwert von zwei über

Kreuz durchgeführten Messungen. 5.

D e r K r o n e n g r u n d r i ß wurde nach G = d 2 n / 4 aus dem Durchmesser berechnet.

6.

Das K r o n e n v o l u m e n

wurde aus Merkmal 3 und 4 nach der Formel

für das Rotationsellipsoid V =

4/3

n a b 2 berechnet. D a b e i entspricht der

Drehachse 2 a die Kronenhöhe h, der anderen Achse 2 b der Kronendurchmesser d und V =

l / 6 7 r h d 2 , bzw. V = h d 2 / l , 9 1 zur Berechnung mit dem

Rechenschieber; denn n / 6 =

1/1,91.

Alle nachgepflanzten B ä u m e und ausgesprochene Baumkrüppel wurden nicht mit ausgewertet. T e i l e von Quartieren, die offensichtlich einer Randwirkung ausgesetzt waren oder eine überdurchschnittliche Zahl von Fehlstellen und Baumkrüppeln aufwiesen, wurden grundsätzlich von der Erhebung ausgeschlossen. D i e s t a t i s t i s c h e A n a l y s e der Messungsergebnisse erfolgte mit Hilfe bekannter Methoden (11), so daß auf die Angabe der Formeln und Berechnungsverfahren verzichtet werden kann. Als Grenzwahrscheinlichkeit wurde P =

5 % an-

genommen.

Ergebnisse I. Die Beziehungen zwischen der Wuchs- und Ertragsleistung bei einigen Serien von Sorten-Unterlagen-Kombinationen D i e Mittelwerte und Variabilitätskoeffizienten der Wuchsleistungsmerkmale und der Erträge von 93 Apfel- und 2 Birnen-Kombinationen in den verschiedenen Quartieren der fünf Standorte wurden in einer Tabelle zusammengestellt. V o n den 93 Kombinationen ist eine in drei Quartieren, fünf sind in zwei und 89 sind in

Archiv f ü r Gartenbau - Band v i - 1958 - Heft i

einem Quartier erfaßt worden, so daß die Mittelwerte der Merkmale von insgesamt 102 Stichproben vorliegen. Auf die Wiedergabe der Tabelle muß hier leider wegen ihres großen Umfanges verzichtet werden. Der Stichprobenumfang liegt zwischen n = 8 und n = 1219. Zu Beginn unserer Erhebungen nahmen wir auf Grund der Ergebnisse von KOVACEVlC (22) an, daß daraus brauchbare Mittelwerte zu berechnen seien. Die Berechtigung dieser. Annahme ergab sich im Laufe der Untersuchung auf Grund der ermittelten Merkmalsvariabilität. Die Erhebungen in Eschenhörn erstreckten sich auf eine größere Zahl von Sorten-Unterlagen-Kombinationen, darunter 25 im „Sortenvergleich" und 44 im „OstTeil". Dabei sind in jedem der beiden Quartiere 10 Sorten auf zwei Unterlagen (B/M XI und h/Slg.) vertreten. An diesem Material sollte versucht werden, einen Einblick in die Beziehungen zwischen der Wuchs- und Ertragsleistung bei einer Reihe von Kombinationen zu gewinnen. Deshalb wurden die 69 Kombinationen zu einer Serie zusammengefaßt. In den Abbildungen 1 a - e sind die Mittelwerte der Kombinationen in Prozent des Serienmittels dargestellt. Die Reihenfolge der Kombinationen entspricht ihrer Rangordnung im Kronenvolumen, von links nach rechts abnehmend. 260

%

£

240

Ifl III

220 200 180

160

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20

30

40

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60

69

Abbildung 1 a—e: Ausgleichslinien der relativen Mittelwerte (Serienmittel = 100) und Variabilitätskoeffizienten einiger Wuchs- und Ertragsmerkmale von 69 Kombinationen aus den Quartieren „Sortcnvergleich" und „Ost-Teil" in Eschenhörn. Abb. l a : Mittelwerte der Merkmale Kronenvolumen, Kronengrundriß und Stammumfang und Variabilitätskoeffizienten (untere Linien) des Kronenvolumens und Stammumfanges.

30

t>. NEÜMÄNN - Wuchs- und firtragsieistung von Obstbäumen

Für alle Merkmale außer dem Kronenvolumen wurden mit Hilfe des gleitenden Mittelwertes von fünf benachbarten Kombinationen Ausgleichslinien gezeichnet. Die Ausgleichslinien für die W u c h s l e i s t u n g s m e r k m a l e sind in Abbildung l a dargestellt. Die K r o n e n v o l u m i n a liegen zwischen 176,5 und 27,5 %, wenn man von Nr. 1, Kaiser Wilhelm/Slg., absieht, der mit 286 % völlig aus dem Rahmen fällt. Die Häufigkeitsverteilung auf der rechten Seite der Abbildung läßt die große Streuung der Kombinationen deutlich erkennen. Eine wesentlich geringere Variationsbreite weist die Serie bezüglich des S t a m m u m f a n g e s auf. Die Extreme liegen bei 149 und 66 %. Die Ausgleichslinie verläuft wesentlich flacher. Im K r o n e n g r u n d r i ß (d 2 7r/4) erscheint Nr. 1 wieder als „Ausreißer". Im übrigen zeigen die Ausgleichslinie und die Häufigkeitsverteilung keine so große Variationsbreite der Serie wie im Kronenvolumen. Die Ausgleichslinie ist aber stärker geneigt als beim Stammumfang. Die idiotypische und darüber hinaus wahrscheinlich auch umweltbedingte Variabilität der Kombinationen (ihrer Mittelwerte) ist bei den drei' untersuchten Wuchsleistungsmerkmalen also deutlich verschieden. Sie nimmt in der Reihenfolge Stammumfang (s % = 18,0), Kronengrundriß (s % = 34,2) und Kronenvolumen (s % = 43,9) deutlich zu. - In der Abbildung l a kommt auch die positive Korrelation zwischen den Merkmalen zum Ausdruck. Ihre Koeffizienten betragen 1 = + 0,58 und r = + 0,73 (Zufallshöchstwert rmax. ^ ¿ 0 , 2 5 ) . Danach scheint der Zusammenhang des Stammumfanges mit dem Kronenvolumen enger zu sein als der mit dem Kronengrundriß. Die Differenz (P = 12,3 %) ist zu erwarten; denn im Volumen der Krone kommt ebenso wie im Stammumfang die gesamte Wuchsleistung zum Ausdruck, während beim Grundriß das Höhenwachstum unberücksichtigt bleibt. Die schwach ansteigenden Linien im unteren Teil der Abbildung l a sind die Ausgleichslinien der V a r i a t i o n s k o e f f i z i e n t e n des Stammumfanges und Kronenvolumens der Einzelbäume dieser Kombinationen. Ihr Verlauf beweist das Vorhandensein einer negativen Korrelation zwischen den Mittelwerten und Variabilitätskoeffizienten der Merkmale: r = - 0,59 und r = - 0,33. In der vorliegenden Serie wird also die Variabilität der Einzelbäume einer Kombination bezüglich Stammumfang und Kronenvolumen um so größer, je kleiner der Kombinationsmittelwert der Merkmale ist. Das ist im Hinblick auf die Anwendung der Varianzanalyse von Bedeutung und wird an anderer Stelle erörtert. Außerdem ist noch auf den Seriendurchschnitt der Variabilitätskoeffizienten hinzuweisen. Er liegt beim Kronenvolumen erheblich höher als beim Stammumfang (s % = 41,2 gegenüber s % = 16,6). Es besteht also die gleiche Rangordnung der Merkmale in der Einzelbaumstreuung je Kombination wie in der Streuung der Kombinationsmittelwerte um den Seriendurchschnitt. Bestehende Wuchsleistungsunterschiede zwischen den Kombinationen kommen zwar im Kronenvolumen deutlicher zum Ausdruck als im Stammumfang, die größere Einzelbaumvariabilität bezüglich des Volumens schränkt aber diesen Vorzug des Merkmals etwas ein.

Archiv für Gartenbau - Band Vi - 1958 - Heft i

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Die E r t r a g s v e r h ä l t n i s s e der Serie sind in den Abbildungen l b - e dargestellt. Der relative Ertrag je Baum im Durchschnitt der 3 Jahre 1952/54 stimmt mit dem 4jährigen Durchschnitt 195.2/55 weitgehend überein (Abb. l b u. c). Abweichungen bei einigen Kombinationen sind ohne Bedeutung, da sie sich auf

lfdNr Abb. l b : Mittelwerte und Variabilitätskoeffizienten (untere Linie) des Durchschnittsertrages je Baum 1 9 5 2 / 5 4 .

Ifi.Nr Abb. l c : Mittelwerte und Variabilitätskoeffizienten (untere Linie) des Durchschnittsertrages je Baum 1 9 5 2 / 5 5 und Mittelwerte der Stammumfangszunahme 1 9 5 2 / 5 5 .

£>. NEUMANN — Wuchs- und Ertragsleistung von Obstbäumen

den Verlauf der Ausgleichslinien kaum auswirken. Die 3jährigen Ertragsfeststellungen in Gransee, Hundisburg und Egeln sind also in dieser Beziehung praktisch ebenso zu bewerten wie die 4jährigen. in Esqhenhörn. - Die Ausgleichslinie des Ertrages 52/55 verläuft in ähnlicher Richtung wie die Linien der Wuchsleistungsmerkmale. Die Koeffizienten (r) der Beziehungen zwischen dem Kronenvolumen, Kronengrundriß und Stammumfang einerseits und dem Ertrag andererseits betragen 0,41, 0,44 und 0,40. Zwischen den r-Werten bestehen also keine Unterschiede. Die Abhängigkeit des Ertrages von der Wuchsleistung der Kombinationen tritt bei allen Wuchsmerkmalen gleichmäßig in Erscheinung. - Die Variabilität der Kombinationen ist im Ertrag sehr groß, s% = 50,9. Die Extreme liegen bei 262 % (Nr. 12) und 29 % (Nr. 38). Außerdem gibt es eine ganze Reihe erheblich von der Ausgleichslinie abweichender Kombinationen, z. B. Nr. 12, 20, 29, 32, 40, 44 und 50 im positiven und Nr. 2, 4, 13, 15, 17, 21, 27, 35 und 38 im negativen Sinne. Dadurch ist die Ertragslinie viel unausgeglichener als die Linien des Kronengrundrisses und Stammumfanges. Dasselbe kommt auch in den Korrelationstafeln zum Ausdruck, die für alle untersuchten Zusammenhänge aufgestellt wurden, um die Linearität der Regression zu prüfen. - Die E i n z e l b a u m v a r i a b i l i t ä t (untere Linie in Abb. 1 b u. c) ist im Durchschnitt der Serie größer als bei den Wuchsmerkmalen (s % = 49,3). Sie steigt beim Ertrag wie bei den Wuchsmerkmalen mit abnehmendem Mittelwert der Kombination (r = - 0,36). Ertragreiche Kombinationen sind also relativ ausgeglichener. Als Ausdruck für die im gleichen Zeitraum erzielte Wuchsleistung der Kombinationen wurde die S t a m m u m f a n g s z u n ä h m e 1952/55 errechnet. Die Relativwerte sind ebenfalls in Abbildung 1 c eingezeichnet. Sie streuen bedeutend

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1

1

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1

150 5/MJua 52/55 (%)

Abb. 2: Korrelationstafel für Ertragsdurchschnitt und Stammumfangszunahme 1 9 5 2 / 5 5 in Prozent des Serienmittels, Serie Eschenhörn. Bei einigen Kombinationen sind die Rangordnungsnummern angegeben.

Archiv für Gartenbau - Band VI - 1SS8 - Heit 1

33

weniger als die Erträge (s % = 27,8). Die aus ihnen ermittelte Ausgleichslinie verläuft außerdem etwas flacher, fällt aber ebenso mit abnehmendem Kronenvolumen, wie der Ertrag der Kombinationen. Es ergibt sich erwartungsgemäß eine signifikante positive Korrelation zwischen Kronenvolumen und Stammumfangszunahme (r = + 0,67). D a bereits eine positive Korrelation zwischen Kronenvolumen und Ertrag nachgewiesen wurde, ist die Schlußfolgerung berechtigt, daß mit zunehmendem Kronenvolumen der Kombinationen sowohl der Ertrag als auch die Stammumfangszunahme 1952/55 ansteigt. Ein Trugschluß wäre es aber, daraus zu folgern, daß die von 1952 bis 1955 ertragreicheren Kombinationen auch in der Wuchsleistung überdurchschnittlich waren und umgekehrt. Zwischen der Stammumfangszunahme und dem Ertrag in diesem Zeitabschnitt besteht k e i n Zusammenhang (r = + 0,13). Das ist auf das Verhalten der genannten Kombinationen zurückzuführen, die beim Ertrag schon als extreme Plus- oder Minusabweicher in Erscheinung traten (Abb. 1 b). Die Korrelation KronenvolumenErtrag wird durch sie nicht entscheidend gestört. D a sich diese Kombinationen aber in ihrer Stammumfangszunahme jeweils entgegengesetzt verhalten wie im Ertrag, ergibt sich die in Abbildung 2 dargestellte Korrelationstafel Stammumfangszunahme 52/55 - Ertrag 52/55 mit r = + 0,13.

1

10

20

30

40

50

SO

69

LMNr

Abb. l d : Mittelwerte des Ertrages je Kronengrundriß 1952/55.

Für den Obstbau ist der je Flächeneinheit erzielte Ertrag in mancher Hinsicht von besonderer Bedeutung. Er ist in diesem Fall - gleiche Standweite - bei allen Kombinationen gleich dem Ertrag je Baum. Bezieht man aber den Ertrag auf

D. NEUMANN - Wuchs- und Ertragsleistung von Obstbäumen

34

den Kronengfundriß, dann gewinnt man damit einen Näherungswert für den bei optimaler Standweite erzielbaren Ertrag je Flächeneinheit. Die E r t r ä g e j e ras K r o n e n g r u n d r i ß der Serie sind in Abbildung 1 d dargestellt. Infolge der

ItäNr Abb. l c : Mittelwerte des Ertrages je Kronenvolumen 1 9 5 2 / 5 5 .

großen Streuung der Kombinationen (s % = 45,7) ergeben sich ähnliche Schwankungen der Ausgleichslinie wie beim Ertrag je Baum. Ein Zusammenhang zwischen dem Ertrag je Kronengrundriß und dem Kronenvolumen (Rangordnung der Kombinationen) ist nicht zu erkennen. In bezug auf den Kronengrundriß ist eine negative Korrelation angedeutet, aber nicht signifikant (Abb. 3 a, r = -0,21). Sie würde bedeuten, daß Kombinationen mit größerem Standraumbedarf im allgemeinen geringere Erträge je Flächeneinheit bringen. Bezieht man den E r t r a g auf das K r o n e n v o l u m e n der Kombinationen, dann läßt sich aus den Relativwerten dieser Quotienten die in Abbildung 1 e gekennzeichnete Ausgleichslinie ermitteln. In ihren einzelnen Schwankungen ähnelt sie den beiden anderen Ertragslinien (s % = 50,8). Insgesamt steigt sie aber mit abnehmendem Kronenvolumen an, während die Linie der Erträge je Baum in dieser Richtung abfällt (Abb. 1 c). Bei großkronigen Kombinationen ist also der Ertrag je Kronenvolumeneinheit geringer (Abb. 3 b, r = - 0,37). Dieser Zusammenhang entspricht dem - allerdings nicht signifikanten - zwischen Kronengrundriß und Ertrag je Grundrißeinheit. Die Regressionslinien verlaufen sehr ähnlich und lassen vermuten, daß der Ertrag je Grundriß- oder Volumeneinheit mit zunehmendem

Archiv für Gartenbau - Band VT - 1958 - Heft 1

35

Grundriß bzw. Volumen der Krone nicht gleichmäßig abnimmt, sondern schließlich konstant bleibt. Der F-Test auf Linearität der Regression des Ertrages je Kronenvolumen auf das Kronenvolumen läßt aber keine klare Entscheidung zu (F = 1,96, FTab. = 1,94). Abb. 3 a u. b: Korrelationstafeln

für Kronengrundriß bzw. -volumen und Ertrag je Kronengrundriß bzw. -volumcn bei der Kombinations-Serie Eschenhörn.

Abb. 3 a : Kronengrundriß zu E r t r a g je Kronengrundrißeinheit.

Abb. 3 b : Kronenvolumen zu Ertrag je Kronenvolumeneinheit.

Nach der Darstellung der Ergebnisse dieser Untersuchung soll noch darauf hingewiesen werden, daß die Zusammenfassung der 69 Kombinationen zu einer Serie zulässig ist und in welcher Weise sich die B o d e n v a r i a t i o n auf die Korrelationen auswirkt. Bei der Besprechung der natürlichen Standortbedingungen wurde bereits betont, daß zwischen den Quartieren „Sortenvergleich" und „Ost-Teil", in

36

t>. NEUMANN - Wuchs- und Ertragsleistung von Öbstbäumerl

denen die Kombinationen stehen, nur geringe Bodenunterschiede vorhanden sind. Es ist nicht damit 2u rechnen, daß sie die gefundenen Beziehungen beeinflussen. Innerhalb des Quartiers „Ost-Teil" ist dagegen am Verhalten der Bäume deutlich zu erkennen, daß die Bodenverhältnisse etwa ab Reihe Nr. 68 ungünstiger werden, obwohl das in der Bodenschätzungskarte nicht zum Ausdruck kommt. Von den hier stehenden Kombinationen Altländer Pfannkuchenapfel/M XI und Slg. sowie Zuccalmaglio/M XI sind die Bäume im Bereich a (Reihe 68-75) denen im Bereich b (Reihe 82-89) im Kronenvolumen und Ertrag überlegen. Die in Tabelle 2 TABELLE 2 Die Wuchs - und Ertragsleistung einiger Kombinationen auf durchschnittlichem (a) und schlechterem (b) Boden im Quartier „Ost-Teil" in Eschenhörn.

"a Ahl. Pfannkuchen M XI AM. Pfannkuchen Slg. Zuccalmaglio M XI

n

b

Kronenvolumen Ertrag 52/55 Ertrag/Kr.-Vol. a b a b a b a (m ) (% von a) (kg) (% von a) (kg/m3) (% von a)

22

43

23,1

62,5

41,2

69,0

1,79

110,5

23

42

20,3

48,9

41,3

54,2

2,03

111,0

114

69

15,1

71,5

21,3

98,5

1,40

138,5

zusamengestellten Werte zeigen aber, daß bei ungünstigeren Bodenbedingungen (b) die relative Ertragsdepression nicht so stark ist, wie die im Kronenvolumen. Die Folge ist ein um 10 bis 38 % höherer Ertrag je Kronenvolumeneinheit. Diese ungleiche Veränderung der Merkmalsausprägung unter dem Einfluß der unterschiedlichen Bodenbedingungen gleicht grundsätzlich der Sorten- und Unterlagenwirkung und entspricht damit den allgemeinen Beziehungen zwischen den Merkmalen in der Serie. Es besteht also keine Veranlassung, die in diesem Teil des Quartiers befindlichen Kombinationen aus der Serie auszuschließen. Die Wirkung von Kombination und Boden ist bei diesem Material sowieso nicht zu trennen. Der Boden wird auch in anderen Fällen die Rangordnung der Kombinationen unkontrollierbar beeinflussen. - Die Tatsache, daß in der Serie 18 Sorten auf zwei, eine auf drei, die übrigen aber nur auf einer Unterlage vertreten sind, beeinflußt die Zusammenhänge nicht. Die getrennte Betrachtung der Kombinationen auf M XI und auf Sämling führt im Prinzip zu den gleichen Schlußfolgerungen. Die Variation der Serie ist vor allem durch die Edelsortenunterschiede bedingt. Die Unterlagenwirkung ist dagegen wesentlich geringer. Das zeigt schon die geringe Differenz in der Rangordnungszahl der beiden Kombinationen einer Edelsorte. Im „Sortenvergleich" beträgt die Differenz Sorte i/Slg. - Sorte i/M. XI = - 0,3, im „OstTeil" + 11,1 und insgesamt nur + 5,4 Stellen in der Rangordnung. Am Material anderer Versuchsansteller soll gezeigt werden, daß auch in S e r i e n v o n U n t e r l a g e n mit gleicher Edelsorte eine Korrelation von Wuchs und Ertrag auftreten kann. Von MAURER und HILKENBÄUMER (25) wurden 1954 die Ergebnisse eines Unterlagen-Feldversuches bei Schwäbisch Hall veröffent-

Archiv f ü r G a r t e n b a u - B a n d VI - 1958 - H e f t 1

37

licht. Es handelt sich dabei um eine größere Zahl von Apfel-Klonunterlagen (EMTypen und Dahlemer Auslesen), die mit den Sorten Berlepsch, Boskoop, Goldparmäne und Ontario veredelt wurden. Leider sind nur 20 Unterlagen (17 EMTypen und 3 Da-Klone) mit allen vier Sorten kombiniert und auswertbar (n sä 6). Faßt man die Kombinationen sortenweise zusammen, dann ergeben sich 4 Serien mit n = 28 bis 33, die zwar zum Teil verschiedene Unterlagen enthalten, bei denen die Variation innerhalb der Serie aber durch die Unterlagen bedingt ist. Schon die Abbildungen der Originalarbeit lassen einen Zusammenhang zwischen Ertrag und Kronenbreite erkennen. Die von uns auf Grund der auswertbaren Kombinationen errechneten Maßzahlen sind in Tabelle 3 angegeben. Danach besteht in allen Serien sowohl zwischen Kronengrundriß und Ertrag als auch zwischen Kronenvolumen und Ertrag ein deutlicher Zusammenhang, besonders ausgeprägt bei der Goldparmänen- und Ontario-Serie. TABELLE 3 Koeffizienten der Korrelation (r) und Regression (b) von Kronenmerkmalen und Ertrag bei 4 Serien von Klon-Unterlagen in Schwäbisch Hall und Marquardt (Zufallshöchstwert r max. 0,37, bzw. = 0,43). Beziehung

Serie

n

Kronengrundriß zu Ertrag

Berlepsch Boskoop Goldparmäne Ontario Berlepsch Boskoop Goldparmäne Ontario

28 31 33 29 28 31 33 29

Kronenvolumen zu Ertrag

Schwäbisch Hall r byx 0,53 0,58 0,82 0,73 0,52 0,56 0,82 0,72

1,00 0,98 0,99 0,92 0,68 0,73 0,75 0,68

n

Marquardt r

byx

nicht berechnet 21 21 21 21

0,10 0,22 0,17 0,61

0,22 0,31 0,16 0,49

Der in der Edelsorten-Serie Eschenhörn nur beim Kronenvolumen signifikante gegensinnige Zusammenhang zwischen Ertrag je Wuchsmerkmalseinheit und Wuchsmerkmal ist in den Unterlagen-Serien von Schwäbisch Hall nur schwach angedeutet. Wir begnügten uns mit der Aufstellung der Korrelationstafeln. Auf ihre Wiedergabe kann verzichtet werden. Die Auswertung der Versuchsergebnisse von MAURER und HILKENBÄUMER in Schwäbisch Hall bestätigt grundsätzlich unsere Schlußfolgerungen aus den Eschenhörner Erhebungen. Auch in den Ergebnissen der Unterlagen- und Stammbildner-Versuche des Instituts für Obstbau der Universität Halle tritt vielfach eine Korrelation der Wuchs- und Ertragsleistungsmerkmale der Kombinationen in Erscheinung (HILKENBÄUMER 14, FRIEDRICH 10). Es wurde schon darauf hingewiesen, daß die Korrelationen zum Teil nur schwach ausgeprägt oder gar nicht nachzuweisen sind. Die von Herrn Dr. ATHENSTÄDT zur Verfügung gestellten Ergebnisse des Marquardter Apfelunterlagen-Versuches lassen die Ursachen dafür erkennen. Der Versuch wurde 1942 von MAURER und HILKENBÄUMER angelegt, enthält aber nur acht Unterlagen, die mit

38

D. NEUMANN - Wuchs- und Ertragsleistung von Obstbäumen

denselben Sorten auch in Schwäbisch Hall veredelt sind. Zur Durchführung der Korrelations- und Regressionsanalyse wurden von uns 21 Unterlagen herangezogen, die in Marquardt mit allen vier Sorten kombiniert sind. Die vier Marquardter Serien bestehen also alle aus den gleichen 21 Unterlagen und unterscheiden sich nur durch die Edelsorte. Es wurden nur die Analysen mit dem Kronenvolumen durchgeführt. Die Ergebnisse sind ebenfalls in Tabelle 3 zusammengefaßt. In Abbildung 4 a - d sind die Korrelationstafeln Kronenvolumen 1954 - Ertrag 1949/54 dargestellt. Man sieht, daß die Unterlagen D a 2, 20, 34, 75, 158 und M XII, XIII, XIV in den Serien mit Berlepsch, Boskoop und Goldparmäne meist unter der Regressionslinie liegen, andere, z.B. a 175, b 100 und M I I , stets darüber. Die ersten bewirken im Verhältnis zum Kronenvolumen zu geringe, die drei letzten Unterlagen überdurchschnittliche Erträge der Edelsorten. Bei der Sorte Ontario nähern sie sich alle bis auf M XII und XIII der Regressionslinie. Es ergibt sich eine enge Korrelation beider Merkmale. Die Kombinationen dieser Sorte brachten 1949/54 Erträge, die bis auf die genannten Ausnahmen ihrem Kronenvolumen entsprechen. Es ist bekannt, daß die Sorte Ontario früh und regelmäßig trägt. Die anderen Sorten bzw. Serien hatten geringere Erträge je Baum (Ontario 68,7, Berlepsch 51,7, Boskoop 59,9 und Goldparmäne 34,6 kg), besonders im Vergleich zu Schwäbisch Hall. Das deutet darauf hin, daß sie sich noch im Stadium des Ertragsanstieges befinden und die Ertragsleistungen 1949/54 ihrer Kombinationen nur mit VorAbb. 4 a - d : Korrelationstafeln für Kronenvolumen 1954 und Ertrag 1 9 4 9 / 5 4 bei Unterlagen-Serien in Marquardt. Einige Unterlagen sind bezeichnet.

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boskoop

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• . NAUMANN - Wuchs- und Ertragsleistung von Obstbäumen

49

Die Durchführung von Blindversuchen ist ein seit mehr als 30 Jahren übliches Verfahren zur Ermittlung der optimalen Teilstückgröße und Wiederholungszahl (Literatur bei P E A R C E 36 und SMITH 44). In Deutschland wurde darüber allerdings erst in den letzten Jahren berichtet ( B I E L K A 3, R U N D F E L D T 41, TORMANN 49). Von SMITH (44) wurde darauf hingewiesen, daß man bei der graphischen Interpretation der Ergebnisse leicht zu falschen Schlußfolgerungen kommen kann. Deshalb geht er bei der Interpretation von den Logarithmen der Teilstückgröße und -varianz aus und kann für diese das Vorhandensein einer linearen Regression nachweisen. (Die Transformation der Werte ist bei Verwendung von logarithmischem Papier sehr einfach.) Der Zusammenhang wird durch die Gleichung l°g oder

= log Vi = b'logx _

Vi

beschrieben. Darin bedeutet V x die Varianz des Ertrages je Flächeneinheit für Teilstücke von x Flächeneinheiten (vom x-fachen des Einheitsteilstückes). Nach Prüfung der Ergebnisse von 39 Blindversuchen anderer Autoren kommt SMITH zu dem Schluß, daß „im allgemeinen die Regression der Logarithmen der Standardabweichung auf die Teilstückgröße im wesentlichen linear ist". Diese empirische Beziehung wurde an Versuchsfeldern von begrenzter Größe (Zahl der Einheitsteilstücke = n) ermittelt. Will man sie verallgemeinern, so daß sie auf ein Feld von beliebiger Größe n anwendbar ist, dann muß nach SMITH ein korrigierter b-Wert ermittelt werden. - Diese im Blindversuch ermittelte und korrigierte Regression kann zunächst zur Kennzeichnung der Heterogenität eines Feldes dienen. SMITH hat aber auch gezeigt, wie sie speziell in der praktischen Versuchsplanung auszuwerten ist. Bei großen b-Werten, d. h. geringer Bodenheterogenität, wirkt sich eine Änderung der Blockgröße nur geringfügig auf den Versuchsfehler aus. Bei kleinerem b ist dagegen durch Verminderung der Blockgröße, d. h. Teilstüekzahl je Block, eine erhebliche Verringerung des Versuchsfehlers zu erreichen. - SMITH gibt außerdem Formeln an, mit deren Hilfe die optimale Größe von nicht umrandeten und umrandeten Teilstücken aus den Kosten (Handarbeitsstunden) je Teilstück und je Flächeneinheit sowie dem b-Koeffizienten der Heterogenität zu berechnen ist. Bei kleinerem b steigen die „Kosten je Information" bzw. die FehlervarianZ bei Verwendung nicht optimaler Teilstücke besonders steil an. Die Vorzüge dieser Methode bei der Interpretation und Auswertung von Blindversuchen gegenüber den bisherigen Verfahren sind überzeugend. SMITH hat wie schon erwähnt - die Beziehungen zwischen Teilstückgröße und -varianz in zahlreichen Blindversuchen anderer Autoren mit vielen Kulturpflanzen in verschiedenen Erdteilen untersucht, d. h. jeweils den Regressionskoeffizienten b' bzw. b berechnet. Er sagt dazu: „Bis zu welchem Grade die Variation der Koeffizienten auf Unterschiede in der Pflanzenart, im Boden oder im Jahr zurückzuführen ist, kann aus den vorliegenden Daten nicht zufriedenstellend angegeben werden. Da Beobachtungsfehler zu geringerer Korrelation tendieren und der Regressionskoeffi-

Archiv für Gartenbau - Band Vi - 1958 - Heit i

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zient eine Funktion der Korrelation benachbarter Flächen ist, werden technische Fehler - beim Säen, Ernten, Dreschen, Wiegen - und die genetische Variabilität der Pflanzen im Vergleich zu einem Wert, der allein für den Boden charakteristisch ist, auf eine Erhöhung des beobachteten b'-Wertes hinwirken. Es würde von theoretischem Interesse sein, Koeffizienten zu erhalten, die nur für den Boden charakteristisch sind, aber es scheint.gegenwärtig unmöglich, die Wirkungen dieser vorhandenen Variablen zu entwirren. Dies hat jedoch keine praktischen Folgen, da sie für Zwecke der Versuchsplanung mit berückcksichtigt werden sollten. Sie werden bei verschiedenen Pflanzenarten wahrscheinlich variieren. Die Regression log V x = log V ( - b' log x kann, wenn die zugehörigen Konstanten gegeben sind, als Beschreibung der Boden- und Pflanzen-Heterogenität eines beobachteten Feldes angesehen werden." In diesem Sinne berechneten wir die Regression für den Klarapfel-Bestand und andere Kombinationen in Eschenhörn und an den übrigen Standorten (Tab. 5, Abb. 7 a - n ) . Die Zusammenstellung der Regressionskoeffizienten in Tabelle 5 gibt auch Auskunft über den Standort und die Baumzahl der Kombinationen und über die Zahl und Größe der Einheitsteilstücke. Die Berechnungen wurden für den TABELLE 5 Unkorrigierte (b") und korrigierte Heterogenitätskoeffizienten (b) nach SMITH für die Merkmale Stammumfang (z. B. a), Ertrag 1952/55 (a') und Ertrag 1 9 5 2 (a") von Beständen verschiedener Kombinationen und Standorte mit Angabe der Baumzahl je Kombination (n), der Mcrkir.alsvarlabilität (s%) sowie der Anzahl (x) und Größe (Breite X Länge in m) der Einheitsteilstücke. Bezeichnung in Abb. 7

Bäume Sorte

„

Eichenhörn,

Unterlage Ost-Teil

a a' a" b'i b'„

Klarapfel

di d-, d3 m 1 1' Si

James Gtieve

•>,'

Sì

ki

„„ „„

M XI, Slg.

„, „ , „ ,

288 288 288 72 72 72 96 96 96 72 72 72 48 48 48 48 48

MI

Slg.

„

MXI ft

„ „„ „

Baumann Ontario

Slg. M XI

Alti. Pfannkuchen » j» Zuccalmaglio

M XI Slg. M XI

„

kr

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Am Hauptweg

c c'

tt

Früher Viktoria t>

Gransee, n

Betrieb B

Gefl. Kardinal

n

s%

Einheitsteilstücke Anzahl Größe (x) (m)

K o e f f . im Mittel der Teilstückbreiten b' b

10X10 10X10 10X10 10X10 10X10 10X10 5X10 10X5 10X5 10X10 10X5 10X5 10X10 10X10 10X10 10X10 10X10

0,32 0,47 0,11 0,91 0,94 0,15 0,82 0,95 0,82 0,99 0,69 0,71 0,40 0,41 0,96 0,78 0,97

0,11 0,35

11,7 12,1 13,0 17,3 9,3 56,2 21,8 27,7 14,2 32,3 14,7

72 72 72 18 18 18 96 96 96 72 72 72 48 48 48 48 48

162 162

13,6 34,1

54 54

10X10 10X10

0,87 0,43

0,85 0,29

48

14,8

48

10X10

0,37

0,20

?

0,90 0,93

?

0,80 0,94 0,80 0,99 0,64 0,67 0,24 0,26 0,96 0,75 0,97

52 Bezeichnungin Abb. 7

î>. NEUMANN - Wuchs- und Ertragsleistung von Obstbäumen

Sorte

Unterlage

E g e l n , G a l g e n b" r e i¡ t e 2a Schmalzprinz Croncels hi Croncels hi' » Pomme d'or h2 R. a. Vierlanden Croncels ii Pomme d'or ¡2 » », Pomme d'or », », i2' Hnndi sburg, Spindelbusch Cox MIX fi MIX » h MIX » fa e Ontario MIX

„

n

Bäume

s%

Einheitsteilstücke Anzahl Größe (m)

«

Koeff. im Mittel der Teilstückbreiten b' b

36 36 36 36 36 36

20,2 51,3 11,0 14,6 15,3 47,1

36 36 36 36 36 36

6X6 6X6 6X6 6X6 6X6 6X6

1,45 0,82 1,31 0,72 0,58 0,80

1,45 0,80 1,31 0,68 0,51 0,77

240 252 216 144

14,2 13,6 11,9 11,3

240 252 216 144

2,5X2,5 2,5X2,5 2,5X2,5 2,5X2,5

0,81 0,65 1,03 0,67

0,78 0,59 1,03 0,62

Stammumfang 1952 durchgeführt, bei Klarapfel/M XI u. Slg., Früher Viktoria/M I, Ontario/M-XI, Zuccalmaglio/M-XI außerdem für den Durchschnittsertrag 52/55, bei Schmalzprinz/Croncels und Ruhm aus Vierlanden/Pomme d'or für den Durchschnittsertrag 1952/54. Beim Klarapfel besteht jedes Einheitsteilstück - wie schon erläutert - aus 4 Bäumen (1 h/Slg. und 3 B / M XI) und ist 10 X 10 m groß. Die Werte der Teilstückvarianz (s2) bei verschiedener Teilstückgröße x (x = Anzahl der Einheitsteilstücke je Teilstück) und Teilstückform sind in Abbildung 7a auf logarithmischem Papier dargestellt. Für den Stammumfang (a) und Ertrag 1952 (a") sowie den Durchschnittsertrag 1952/55 (a') ergeben sich die Regressionskoeffizienten b' = - 0 , 3 2 , - 0 , 1 1 und - 0 , 4 7 . Die Abhängigkeit der Regression von der M e r k m a l s v a r i a b i l i t ä t zeigt sich auch bei der Kombination Früher Viktoria/M I. Die Regression des Stammumfanges auf die Teilstückgröße ist hier b' = - 0,87, die des Ertragsdurchschnittes 52/55 aber nur b' = - 0 , 4 3 (Tab. 5, Abb. 7 c u. c'). - Der Einfluß der B o d e n v a r i a t i o n auf den Heterogenitätskoeffizienten wird erkennbar, wenn man Bestände der gleichen Kombination auf verschiedenen Flächen miteinander vergleicht. Das ist bei Klarapfel/M X I und Slg., Ertrag 52/55, mit den Doppelreihen 14/15, 16/17 und 18/19 (Abb. 7 b'1.3), bei J. Grieve/M XI, Stammumfang, mit den Reihenpaaren 2 1 + 2 3 und 29 + 31 (Abb. 7 d 2 u. d 3 ) in Eschenhörn und bei Cox/MIX, Stammumfang, in Hundisburg mit den Reihen 3/4, 19/21 und 28/29 (Abb. 7 f r-3) geschehen. Die Regressionslinie der Klarapfel-Reihen 18/19 weicht deutlich von den anderen ab. Bei J. Grieve und Cox verlaufen die Linien nahezu parallel, was auf weitgehende Übereinstimmung der Bodenvariation in Reihenrichtung bei den 40 bzw. 62,5 m entfernten Doppelreihen schließen läßt. Die Bodenvariation kann außerdem bei Änderung der T e i l s t ü c k f o r m zum Ausdruck kommen. In Abbildung 7 ist zu erkennen, wie sich die Varianz bei den meisten Kombinationen bzw. Quartieren mit der Teilstückform ändert. (Die Zahl am rechten Ende der Regressionslinien gibt die Teilstückbreite in Einheitsteilstücken an.) - Größere Varianz bei schmalen Teilstücken bedeutet größte Bodenvariation

Archiv f ü r Gartenbau - Band VI - 1958 - Heft 1

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senkrecht zur Reihenrichtung. (Die schmalen Teilstücke verlaufen in Reihenrichtung.) - Die Prüfung des U n t e r l a g e n e i n f l u s s e s auf den Heterogenitätskoeffizienten war nur bei der Sorte Pfannkuchenapfel möglich. Die Regressionslinien für M XI und Slg. (Abb. 7 g t u. g 2 ) stimmen in ihrem Verlauf so genau überein, daß eine Unterlagenwirkung in diesem Falle nicht zu erkennen ist. Bei den Sorten Schmalzprinz und Ruhm aus Vierlatiden in Egeln (Abb. 7 h u. i) ergeben sich für die jeweils benachbarten Stammbildner Croncels (Index 1) und Pomme d'or (Index 2) ebenfalls Regressionskoeffizienten gleicher Größenordnung. Eine Beeinflussung durch Bodenunterschiede ist in diesem Quartier nach den Ergebnissen der Bodenschätzung nicht zu erwarten. - Zwischen den S o r t e n können bezüglich der Größe von b' große Unterschiede bestehen. Das kann besonders am Beispiel der Sorten Pfannkuchenapfel und Zuccalmaglio demonstriert werden, von denen je 4 Reihen im Wechsel auf der gleichen Fläche ausgewertet werden konnten (Abb. 7 g u. k und Tab. 5). Die Unterschiede zwischen den Regressionskoeffizienten innerhalb der Sorten sind sehr gering, zwischen den Sorten aber deutlich. In anderen Fällen ist allerdings im Hinblick auf den großen Einfluß der Teilstückform damit zu rechnen, daß die Sortenunterschiede durch den Bodeneinfluß abgeschwächt oder verstärkt werden. - Einen gewissen Anhaltspunkt für den F e h l e r d e s H e t e r o g e n i t ä t s k o e f f i z i e n t e n liefert der Vergleich der beiden Werte für Zuccalmaglio/M XI (Abb. 7 k). Sämtliche ausgewerteten Bäume dieser Kombination stehen in den gleichen vier Reihen. Von diesem Bestand wurden 2 Gruppen gebildet, wobei die eine die Bäume der geradzahligen (k 2 ), die andere die Bäume der ungeradzahligen Pflanzstellen (kj) umfaßt. Beide Stichproben sind also praktisch von der gleichen Fläche entnommen. Die Differenz ihrer b'-Werte ist gering. Alle untersuchten Regressionen sind annähernd linear. Das Vorhandensein einer linearen Regression der Logarithmen bedeutet nach SMITH, daß der relative Betrag der Teilstückfehler-Reduktion für den ganzen Bereich der untersuchten Teilstückgrößen gleich ist. Die graphische Auswertung unserer Blindversuche nach SMITH bestätigt also diese Gesetzmäßigkeit. Bei der weiteren Besprechung der Regressionsanalysen nach SMITH wollen wir von der Variationsbreite der b-Werte ausgehen. Sie liegen zwischen - 0 , 1 1 und - 1,45. Die Variationsbedingungen in den Quartieren sind also sehr unterschiedlich. Der Durchschnitt der 19 Heterogenitätskoeffizienten liegt etwa bei - 0 , 7 4 , der größte Teil der b-Werte ungefähr zwischen 0,50 und 1,00. In dieser Größenordnung von b wirkt sich eine Änderung der Blockgröße nur geringfügig auf den Versuchsfehler aus (vergl. Fig. 6 bei SMITH 44). Es wäre nicht notwendig, in Quartieren mit so hohen b-Koeffizienten, d. h. schwach ausgeprägter Nachbarschaftskorrelation der Teilstücke, die Blockgröße durch Beschränkung der Teilstückzahl je Block zu reduzieren, z. B. durch „confounding". Man muß aber bedenken, daß es sich hierbei um die Heterogenität der Quartiere bezüglich des Stammumfanges handelt. Wenn man den Ertrag der Bäume zugrunde legt, ergeben sich in manchen Fällen andere Koeffizienten. Für die Sorten Klarapfel und Viktoria in Eschenhörn, Durchschnittsertrag 52/55, betragen die b-Werte 0,35 und 0,29 statt 0,11 und 0,85

54

D. NEUMANN - Wuchs- und Ertragsleistung von Obstbäumen

beim Stammumfang. Man vergleiche außerdem die Koeffizienten für den Durchschnittsertrag und Stammumfang (in Klammern) bei den Kombinationen Ontario/MXI, Zuccalmaglio/M XI, Schmalzprinz/Croncels und Ruhm aus Vierlanden/Pomme d'or : b = 0,67 (0,64), 0,75 (0,96), 0,80 (1,45), 0,77 (0,51). Obwohl die Variabilität im Ertrag stets größer ist als im Stammumfang, liegt der b-Wert für den Ertrag bei einigen Kombinationen tiefer. (An sich wird durch eine große Einzelpflanzenvariabilität die Nachbarschaftskorrelation vermindert und dadurch b erhöht.) Wenn es sich um .den Ertrag handelt, muß man also u. U. doch versuchen, möglichst kleine Wiederholungen anzulegen. Das bedeutet äußerste Beschränkung in der Zahl oder in der Größe der Teilstücke! Dabei haben die von SMITH entwickelten Formeln zur Berechnung der optimalen Teilstückgröße für obstbauliche Feldversuche wohl nur untergeordnete Bedeutung, weil andere Gesichtspunkte, wie die praktische Durchführbarkeit der Versuche, die Vermeidung der Nachbarwirkung usw. wichtiger sind als die „Kosten je Einheit an Information". Diese allgemeinen Gesichtspunkte hat PEARCE (36) sehr übersichtlich und ausführlich dargestellt, so daß hier auf ihre Erörterung verzichtet werden kann. Es kam nur darauf an, zu zeigen, daß nach der von SMITH angegebenen Methode für jeden Obstbaumbestand, in dem ein Feldversuch durchgeführt werden soll, sehr leicht die Größe b zu bestimmen ist. Obwohl nicht nur die ßodenvariation darin zum Ausdruck kommt, sondern auch andere Variationsursachen wie Sorte, Unterlage, Pflege, kann b bei der Versuchsplanung doch als Maßzahl für die Beurteilung der Versuchsflächen und des -bestandes im Hinblick auf die relative Wirksamkeit verschiedener Teilstück- und Wiederholungsgrößen dienen. Durch Angabe von b-Werten für beide Richtungen (längs und quer) kann außerdem auch die Richtung der größeren Bodenvariation einfach gekennzeichnet werden. Die Blindversuche haben gezeigt, daß das besonders wichtig ist in bezug auf die Wahl der Teilstückform und -richtung. Man könnte vermuten, daß b als Ausdruck für die Heterogenität des Bestandes mit der Variabilität der Bäume in engem Zusammenhang steht. Bei dem Untersuchungsmaterial von SMITH war das aber durchaus nicht immer der Fall, und auch in unseren Quartieren besteht keine Korrelation zwischen s% und b. Tatsächlich „scheinen die Gesamtvariabilität und die Art, in der unterschiedliche Fruchtbarkeiten verteilt sind, zwei verschiedene Dinge zu sein, die bei jeder quantitativen Messung der Bodenheterogenität getrennt betrachtet werden müssen" (SMITH). III. Die Variabilität und Korrelation der Wuchs- und Ertragsleistung von Apfelbäumen gleicher Sorte und Unterlage Bei der Versuchsanstellung mit Obstgehölzen ist man aus praktischen Gründen meistens gezwungen, mit einer im Vergleich zu Gramineen oder krautartigen Kulturarten geringeren Pflanzenzahl je Stichprobe bzw. Teilstück zu arbeiten. Deshalb erfordert die Einzelpflanzenväriabilität besondere Beachtung. Sie bildet in Verbindung mit der geschätzten oder ermittelten Bodenvariation, der Fragestellung bzw.

Archiv f ü r G a r t e n b a u - B a n d V I - 1958 - Heft 1

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Versuchsgliedzahl und der gewünschten Grenzdifferenz die Grundlage für die Versuchsplanung. Leider liegen bisher nur sehr wenige Angaben über die Variabilität der Wuchs- und Ertragsmerkmale bei Obstgehölzen unter den Klima- und Bodenverhältnissen in Deutschland vor (12, 22, 1). Wir ermittelten deshalb bei zahlreichen Kombinationen an verschiedenen Standorten die V a r i a b i l i t ä t s k o e f f i z i e n t e n (s%) für die Merkmale Stammumfang, Kranenhöhe, -durchmesser und -volumen, jährlicher Ertrag und Gesamtertrag in drei oder vier Jahren. Unter Verzicht auf die Wiedergabe der s%-Werte für jede Kombination sind in Tabelle 6 a - f nur die Häufigkeitsverteilungen der TABELLE 6

a-f

D i e Häufigkeitsverteilung der Variabilitätskoeffizienten ( s % ) der Einzelbäume verschiedener Kombinationen an v i e r . Standorten für d i e Merkmale Stammumfang, Kronenhöhe, -durchmesser, -volumen, jährlicher Ertrag und Durchschnittsertrag in zwei, drei und vier Jahren. D i e Indices in T a b e l l e a - e geben die Anzahl der Kombinationen mit signifikanter Teilstückvarianz an. \ s % (Klassenmitten) a)

Stammumfang

4

Eschenhörn Gransee Hundisburg Egeln

7

10

U3

16

19

3

102 2i

185 2I

12B 2i

135 lt

1

65 4

Ii 4t

1 3t

1

133

30„

19a

I87

7,

Ii

4i

s% b)

4

Kronenhöhe

7

Eschenhörn

9,

16

14«

Kroncndurchmesser 4

7

Eschenhörn

9,

Ii

Kronenvolumen

13

16,

135

185

104

Eschenhörn Gransee Hundisburg Egeln

5 % . Die Ernte 1954 war mit 58 kg/Baum für die Eschenhörner Verhältnisse wieder normal, eine Korrelation Stammumfang-Ertrag aber dennoch nicht vorhanden (r = 0,05). Auf Sämlingsunterlage wurden zwei Reihen Ontario erfaßt. Die r-Werte der einen Reihe sind 0,52 und 0,51 (nicht signifikant), die andere Reihe mit gleicher Baumzahl ergab r = 0,66 bzw. 0,54, d. h. einen deutlichen Zusammenhang zwischen Ertrag 52/54 und Stammumfang bzw. Kronenvolumen. Ähnliche Verhältnisse wurden auch bei einigen anderen Sorten beobachtet. Bei der oben genannten Gruppe von Kombinationen können also unter anderen Umweltbedingungen eventuell auch signifikante Korrelationen bestehen. Bezüglich der Beziehung zwischen Ertragshöhe bzw. -jähr und Korrelation Wuchs-Ertrag ist das Verhalten von Ontario/M XI kein Sonderfall. Im allgemeinen ist allerdings ein gleichsinniger Zusammenhang zu vermuten: je höher der Ertrag, desto enger die Korrelation. Selbstverständlich ist in Jahren mit ausgesprochenen Fehlerträgen wie 1953 in Eschenhörn keine deutliche Wuchs-Ertrag-Korrelation vorhanden. Aber der Unterschied zwischen einem Durchschnitts- und einem Höchstertrag (1954 und 1952 in Eschenhörn) wirkt sich in den Korrelationskoeffizienten der Kombinationen nicht eindeutig aus. Ähnlich verhält es sich mit dem Zusammenhang zwischen Ertragshöhe und Wuchs-Ertrag-Korrelation bei verschiedenen Kombinationen einer Serie. In der Serie Eschenhörn (n = 66 Kombinationen) ist dieser Zusammenhang nicht signi' fikant. Für Ertrag (*-,) zu Stammumfang-Ertrag 52/54 (z 2] ) ist r = 0,10. Für diu gleiche Beziehung ergibt sich in bezug auf das Kronenvolumen (5) r>rlZril =. - 0,05. Wie die folgenden Koeffizienten zeigen, steht die Wuchs-Ertrag-Korrelation aber mit dem Ertrag je Stammumfangs- bzw. Kronenvolumeneinheit in Zusammenhang: r = + 0,28 (signif.) bzw. + 0,37 (signif.). Die Abhängigkeit von der Sorte oder Kombination besteht also darin, daß solche mit höherem Ertrag je Wuchseinheit einen engeren Zusammenhang zwischen Wuchs und Ertrag der Einzel-

Archiv für Gartenbau - Band VI - 1458 - Heft 1

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bäume aufweisen. ( B e i der Berechnung der Korrelationen zwischen Mittelwert und Wuchs-Ertrag-Korrelation wurden stets die z-Werte der Wuchs-Ertrag-Korrelation zugrunde gelegt.) Ergänzend sei noch erwähnt, d a ß bei fast allen Kombinationen ein sehr enger Zusammenhang

zwischen

(Serie Eschenhörn r =

Stammumfang

(2)

und Kronenvolumen

(5)

besteht

+ 0,78, b-Werte in T a b . 9, letzte Spalte). D a die Korrela-

tion beider Merkmale mit dem Ertrag gleich stark ausgeprägt ist, wird man aus praktischen Gründen den Stammumfang zur Kennzeichnung der Wuchsleistung bzw. der Baumgröße bevorzugen. - Für die Kombinationen in Eschenhörn berechneten wir außerdem noch die Korrelation des Ertrages 1952 oder 5 2 / 5 3 (1) mit den Merkmalen Kronenhöhe (3) und -durchmesset (4) der Bäume und erhielten folgende r - W e r t e : Teilserie

1-2

1-3

1-4

1-5

1

0,55

0,43

0,50

0,51

2

0,67

0,55

0,63

0,66

3

0,70

0,58

0,66

0,67

452

0,50

0,34

0,50

0,47

52

0,66

0,57

0,69

0,70

Durchschnitt

0,62

0,49

0,60

0,60

S

Auch die einfachen Kronenmaße sind also mit dem Ertrag nicht enger korreliert. D i e Kronenhöhe (3) der B ä u m e hat offensichtlich eher einen geringeren E i n fluß auf den Ertrag als die übrigen Merkmale. In Anbetracht der. gleichen Korrelation von Kronendurchmesser (4) und -volumen (5) mit dem Ertrag (1) könnte man in diesem Fall, d. h. bei Stichproben, die aus Bäumen einer Kombination bestehen, auf die Ermittlung des Kronenvolumens verzichten und sich auf den Durchmesser als einziges Kronenmaß beschränken. Um eine anschauliche Vorstellung von der Auswirkung der Beziehung zwischen 'Wuchs und Ertrag zu vermitteln, haben wir den Durchschnitt der Regressionskoeffizienten von d e n

Kombinationen berechnet, bei denen sich die Korrelation

als signifikant erwiesen hatte. D i e W e r t e

sind

auszugsweise in Tabelle 9

zu-

sammengestellt. In Eschenhörn ist z. B . im Durchschnitt dieses Kombinationen ein um 1 cm größerer Stammumfang mit einer Zunahme des Ertrages 1 9 5 2 / 5 4 um 5,3 kg bzw. des Durchschnittsertrages dieser J a h r e um 1,8 kg verbunden. (Man beachte, daß in Tabelle 9 die Regressionskoeffizienten für die dreijährigen Erträge auf den Jahresdurchschnitt umgerechnet, d. h. durch 3 dividiert sind, um einen besseren Vergleich mit der Regression des einjährigen Ertrages zu ermöglichen.) D i e Koeffizienten der Regression des mehrjährigen Ertrages bzw. ihre Durchschnittswerte liegen meist tiefer als die des einjährigen Ertrages der J a h r e 1952 und 1954. Bei Berücksichtigung nur eines einjährigen Normalertrages kann man die Regression nicht sicher abschätzen. - D i e Unterschiede zwischen den Regressionskoeffizienten der Teilserien in Eschenhörn sind wahrscheinlich nur zufällig.

66

D. NEUMANN — Wuchs- und Ertragsleistung von Öbstfaäumöri

Die von den übrigen Standorten stark abweichenden Hundisburger b-Werte ergeben sich aus der anderen Größenordnung, in der Wuchs und Ertrag dieser Spindelbüsche liegen. Wenn sich von 674 geprüften Beziehungen zwischen Wuchs und Ertrag 457 als signifikant erweisen, so bedeutet das, daß die Ertragsvariabilität der Kombinationen wesentlich durch ihre Variabilität im Wuchs bedingt ist. Von einem Bestand mit sehr unausgeglichenen Kronenvolumina wird man ja auch keine ausgeglichenen Erträge erwarten. Bei den Kombinationen der Serie Eschenhörn ergeben sich signifikante r-Werte von 0,38 (s g % - s s t u . %) und 0,49 (s g. % - s Kr \'o!. %). Die einmal vorhandene Variabilität im Wuchs eines Bestandes wird alljährlich eine annähernd ebenso große Ertragsvariabilität des Bestandes hervorrufen. Dieser Zusammenhang erschwert also die Versuchsdurchführung und -auswertung. Bis zu

Cux/M

Berlepsch/S. Hunt/isburg

Abb. 9 a u. b: Korrelationstafeln für die Merkmale Ertrag 1 9 5 2 / 5 4 (kg) und Stammumfang 1 9 5 2 (mm) mit der Regressionsgeraden y = ( 7 - b F ) + bx. Bei Spalten mit n ^ 4 ist die Verbindungslinie der Spaltenmittel (Regressionslinie) gestrichelt. Kombinationen: Cox' O r a n g e n r e n e t t e / M X I in Eschenhörn („Ost-Teil") (a) und Frh. v. B e r l e p s c h / M IX in Hundisburg (b).

67

Archiv für Gartenbau - Band VI - 19S8 - Heft 1

einem gewissen Grade läßt sich die beim Zustandekommen der Ertragsvariabilität wirksame Komponente „Wuchsleistungsvariabilität" aber eliminieren. Dazu muß eine Kovarianzanalyse durchgeführt werden. Voraussetzung dafür ist die L i n e a r i t ä t d e r R e g r e s s i o n der betreffenden Merkmale. Die Art eines Zusammenhanges ist aus dem Verlauf der Regressionslinie, d. h. der Verbindungslinie der Spaltenmittel der Regressionstafel, zu erkennen. In Abb. 9 sind die Regressionslinien der Beziehung zwischen Stammumfang und Ertrag 1952/54 bei zwei von den oben genannten 11 Kombinationen dargestellt. Die entsprechenden Korrelations- und Regressionskoeffizienten enthält Tab. 10. Abgesehen von Ontario/MXI TABELLE 10 Korrelations- und Regressionskoeffizienten der Zusammenhänge zwischen Stammumfang bzw. Kronenvolumen einerseits und Ertrag 5 2 / 5 4 andererseits bei einigen Kombinationen in Eschenhörn und Hundisburg. Kronenvolumen Stammumfang b b r r n Unterlage Sorte Klarapfel Klarapfel Baumann Baumann Altl. Pfannkuchen Altl. Pfannkuchen Hammerstein Zuccalmaglio Ontario Cox Berlepsch

M XI Slg. M XI Slg. M XI Slg. M XI M XI M XI M XI MIX

320 95 77 103 65 65 92 105 102 301 713

0,65 0,68 0,47 0,70 0,86 0,82 0,67 0,70 0,14 0,62 0,63

0,32 0,60 0,18 0,37 0,56 0,50 0,92 0,46 0,22 0,41 0,19

0,68 0,72 0,36 0,73 0,86 0,88 0,69 0,65 0,09 0,63 0,63

2,53 5,17 1,43 3,65 6,16 6,31 6,86 4,66 1,33 2,74 9,18

und Baumann/M XI, bei denen der Zusammenhang fehlt oder nur sehr schwach ausgeprägt ist, ist die Regression bei allen Kombinationen linear. Das gilt auch für die Zusammenhänge zwischen Kronenvolumen und Ertrag, deren graphische Darstellungen nicht wiedergegeben sind; nur bei Baumann/MXI ergibt der nach G O U L D E N (11) durchgeführte Test auf Linearität für beide Beziehungen deutliche Abweichungen der Spaltenmittel von der Regressionsgeraden. Bei dieser Kombination ist der Zusammenhang zwar signifikant, aber nur schwach ausgeprägt. Die Auswahl der auf Linearität der Beziehungen geprüften Kombinationen erfolgte nach ihrer Baumzahl, war also im Grunde genommen zufällig. Deshalb kann man im allgemeinen mit einer linearen Regression der Wuchsleistung auf den Ertrag rechnen und eine entsprechende Kovarianzanalyse zur Verminderung des Versuchsfehlers auf Grund einer dieser Beziehungen ohne Bedenken durchführen.

IV. Möglichkeiten der Reduktion des Versuchsfehlers in obstbaulichen Feldversuchen Es wird vielfach darauf hingewiesen, daß die Durchführung obstbaulicher Feldversuche durch die Langjährigkeit der Objekte außerordentlich • erschwert wird. Das trifft zweifellos zu. Andererseits ergeben sich aus dieser und anderen Eigenschaften der Obstgehölze aber wieder Vorteile, vor allem verschiedene Möglichkeiten zur Reduktion des im allgemeinen sehr großen Versuchsfehlers.

68

D. NEUMANN — Wuchs- und Ertragsieistung von Obstbäumen

Wie im Abschnitt III gezeigt wurde, besteht ein mehr oder weniger enger Zusammenhang 2wischen der Wuchs- und Ertragsleistung. Je nach der jeweiligen Höhe des Regressionskoeffizienten ist von den kleineren Bäumen ein bestimmter Minderertrag zu erwarten und umgekehrt. Die Variabilität im Stammumfang oder im Kronenvolumen, die hauptsächlich infolge der Bodenvariation im Laufe der Jahre entstanden ist, hat also wieder eine entsprechende Ertragsvariabilität zur Folge. Selbstverständlich kommt dann noch die Wirkung ökologischer Faktoren auf den Ertrag der einzelnen Bäume hinzu. Diese können sich in ihrer Zusammensetzung und in ihrer Wirkung auf den Durchschnittsertrag und die Ertragsvariabilität des Bestandes einer Kombination von Jahr zu Jahr erheblich ändern. Die einmal entstandene Variation im Wuchs der Bäume läßt dagegen höchstens ganz allmähliche Änderungen erkennen (BRASE und T U K E Y 4, DORSEY und H O U G H 7). Ihr Einfluß auf die Ertragsvariabilität wird sich in vier oder fünf Jahren kaum wesentlich ändern. Deshalb kann man die R e g r e s s i o n d e s E r t r a g e s in einem solchen Zeitabschnitt a u f d e n W u c h s d e r B ä u m e zu Beginn dieser Periode aus der Gesamtvariabilität des Ertrages eliminieren. Ebenso wie die Wuchsleistung kann natürlich auch - wenn vorhanden bzw. ermittelt - die Ertragsleistung der Bäume bis zum Beginn der Versuchsperiode als zweites Merkmal herangezogen werden, dessen Kovarianz zu analysieren und zu berücksichtigen ist. Leider wird die genannte Voraussetzung nur selten erfüllt sein, so daß in den meisten Fällen die Kovarianz Wuchs-Ertrag verwendet werden muß. In Tabelle 11 sind die Durchschnittsergebnisse der Kovarianzanalysen von insgesamt 95 Kombinationen zusammengestellt. Die Variabilität des Einzelbaumertrages 1952/54 der Kombinationen in Eschenhörn wird z. B. von s = 51 % TABELLE 11 Variabilität (s%) des Einzelbaumertrages 1 9 5 2 / 5 4 , insgesamt (u = n), nach Abzug der Teilstückvarianz (u = 3) und nach Ausschaltung der Regression auf den. Stammumfang (KV 2 ) und das Kroncnvolumeri (KV 5 ) mittels Kovarianzanalyse; Durchschnittswerte der Kombinationen in den Teilserien in Eschenhörn und in Gransee, Hundisburg und Egeln. Standort

u = n

u = 3

KV2

KV5

14 14 14 12 12

45,2 60,6 54,6 40,0 48,5

32,4 55,8 50,5 31,7 41,2

26,5 42,1 43,2 26,9 29,9

27,3 36,7 40,0 25,7 27,8

insgesamt

66

51,0

43,5

34,7

32,4

Gransee Hundisburg Egeln

8 8 13

39,4 38,8 43,5

32,9 34,1 40,0

30,1 27,4 33,5

27,3 26,3 33,4

Eschenhörn

Teilserie 1 2 3 4 5

Kombin.

durch Abzug der Teilstückvarianz (Teilstückgröße u = 3 Bäume) auf 43,5 % reduziert. Nach Ausgleich der Regression des Ertrages auf den Stammumfang (2) oder das Kronenvolumen (5) durch eine Kovarianzanalyse beträgt die Restvariabilität nur noch durchschnittlich 34,7 bzw. 32,4 %. Der Ausgleich der Kronenvolumenstreuung wirkt sich in diesem Fall und auch bei den Kombinationen der

Archiv für Gartenbau — Band VI — 1958 - Heft 1

69

anderen Standorte etwas stärker aus, weil die Korrelation Ertrag-Kronenvolumen (1-5) etwas enger ist als die zwischen Ertrag und Stammumfang (1-2). - Im allgemeinen ist durch die Ausschaltung der Regression des Ertrages auf die Baumgröße eine erhebliche Reduktion des Versuchsfehlers zu erzielen. Eine zweite Möglichkeit besteht in der Auswertung der eventuell vorhandenen K o r r e l a t i o n z w i s c h e n F ü l l e r n u n d S t a n d b ä u m e n , die sich noch nicht gegenseitig stören. Sie ist zum Beispiel wertvoll in einem Sortenversuch mit Halb- oder Hochstämmen mit einer Füllerpflanzung von Kombinationen, die in größerer Baumzahl vorhanden sind. In diesem Fall ist es nicht sinnvoll, von der Ertragsvariabilität den durch die Variation in der Wuchsleistung verursachten Anteil abzuziehen. Die Variabilität im Wuchs ist ja auch sortentypisch und mit in die Fragestellung einbezogen. - Leider konnten nur zwei Beispiele für eine Kovarianzanalyse Standbäume-Füller berechnet werden. Sie wurden dem Quartier „Am Hauptweg" in Eschenhörn entnommen, einer Mischpflanzung von Apfelviertelstämmen auf Sämling und Büschen auf M I , Pflanzjahr 1948. Zwischen den Stammumfängen von 155 Boskoop/Slg. und 155 benachbarten James G r i e v e / M I ergab sich eine schwach ausgeprägte, aber signifikante Korrelation mit r = + 0,37, ebenso bei je 51 Gravensteiner/Slg. und Viktoria/Ml mit r = + 0,32 (Zufallshöchstwert r m a x _ 0 , 1 8 bzw. 0,28). Die Regression ist allerdings in beiden Fällen so gering, daß keine Reduktion der Streuung in den Teilstücken (u = 3) eintritt. Immerhin geben diese Beispiele keine Veranlassung, die Untersuchung der Kovarianz Standbäume-Füller im Hinblick auf die Versuchsfehlerreduktion abzulehnen. Man sollte diese Möglichkeit an weiteren Quartieren prüfen. Sie kann bei Sortimentspflanzungen, bei denen die Anlage von Wiederholungen nicht oder nur sehr begrenzt möglich ist, doch zu einem Ausgleich des Einflusses der Bodenvariation führen. Um einen Ausgleich der Bodenvariation innerhalb der Wiederholungen und Teilstücke zu erreichen, braucht man sich keineswegs auf das Verhalten der Obstbäume zu beschränken, sondern kann auch eine eventuell vorhandene K o r r e lation zwischen Obstbäumen und landwirtschaftlichen U n t e r k u l t u r e n ausnutzen. Das wird allerdings nur in den ersten Standjahren der Obstbäume möglich sein, solange noch keine direkten Beziehungen zwischen Baumbestand und Unterkultur vorhanden sind. Solche Beziehungen wären infolge gegenseitiger Störung meistens gegensinnig. Eine auf gleicher Reaktion auf die Bodenvariation beruhende Beziehung wäre nur indirekter Natur und gleichsinnig. Zur Prüfung des Zusammenhanges zwischen Obstbäumen und Unterkulturen haben wir in unseren Standortversuchen in verschiedenen Fällen die Unterkulturen, meist Kartoffeln, teilstückweise geerntet. Die Aussaat bzw. Pflanzung und die Pflege erfolgten nicht versuchsmäßig. Außerdem mußte nach der maschinellen Rodung der Kartoffeln auf die teilstückweise Erfassung der nachgelesenen verzichtet werden. Es ist beachtlich, daß trotz der durch diese Mängel wahrscheinlich erhöhten Streuung der Unterkultur-Teilstückerträge in mehreren Fällen positive

D. NEUMANN - Wuchs- und Ertragsleistung von Obstbäumen

70

Beziehungen zur Wuchsleistung der Obstbäume in den entsprechenden Teilstücken festzustellen waren. In folgenden Beständen wurden diese Beziehungen untersucht: 1) V e r s u c h N r . 1 4 : Marquardt, 4 Apfelsorten auf M I V und M X I mit u = 2, r = 21, i = 42 Bäumen, Standweite 5 X 5 m, Pflanzung Frühjahr 1952. 2) V e r s u c h N r . 2 3 : Marquardt, 30 Edelsorten-Prüfnummern auf M I V und zweimal auf M X I , u = 2, r = 4 (nur 3 mit Unterkultur), i = 8 Bäume, Standweite 5 X 5 m, Pflanzung Frühjahr 1953. 3) V e r s u c h N r . 3 0 : Marquardt, Schersen (Kr. Sondershausen) und Elmenhorst (Kr. Grevesmühlen), mehrere Kombinationen verschiedener Obstarten, r = 4, insgesamt 288 Bäume je Standort, Standweite 5 X 5 m, Pflanzung Frühjahr 1953. Zur Auswertung wurden nur 15 Apfelkombinationen mit 144 Bäumen je Standort herangezogen. 4) Q u a r t i e r

„Am

5) Q u a r t i e r

„Sortenvergleich",

Hauptweg",

Eschenhörn: Viktoria/Ml, 4 Reihen. Eschenhörn, 14 Reihen.

Der Anbau der Unterkulturen erfolgte stets in 2 - 3 m breiten Streifen zwischen den Baumreihen. Im Versuch Nr. 14 wurden 1953 Futterrüben gedrillt. Sie liefen ungleichmäßig auf, so daß sich ein sehr lückenhafter Bestand ergab, der nach einem Gewitterregen außerdem durch Erosion stellenweise stark geschädigt war. Infolgedessen besteht kein deutlicher Zusammenhang zwischen den Mittelwerten des Stammumfanges (Frühjahr 1956) und dem Ertrag der 21 Futterrüben-Teilstücke (r = + 0,32, bei r m a x 0,43). Für die 1954 in diesem Versuch angebauten Kartoffeln (Sorte Aquila) wurde aber eine gesicherte Korrelation von r = + 0,58 berechnet. Im Versuch Nr. 23 setzten wir den Triebzuwachs 1954 in Beziehung zum Ertrag der Kartoffel-Unterkultur 1954 (Sorte Aquila). Der durchschnittliche Triebzuwachs je Baum wurde von den 30 Edelsorten-Prüfnummern (60 Bäume) für jedes de«neun Unterlagen-Großteilstücke (30X50 m groß) ermittelt. Die in Tabelle 12 zuTABELLE 12 Triebzuwachs der Obstbäume (1954) und Kartoffelertrag (1954) in Großteilstücken des Versuches Nr. 23 in Marquardt (Relativwerte, bezogen auf das Mittel der Großteilstücke gleicher Unterlage). Wiederholung 1 2 3 Großteilst. Triebzuwachs Kart.-Ertrag Triebzuwachs Kart-Ertrag Triebzuwachs Kart.-Ertr. 1 2 3

112 99 72

139* 125 74

132 125 114

163 121 105

74 63 109

73 70 95

•.ammengestellten Relativwerte des Triebzuwachses und Ertrages der Teilstücke sind auf die Mittelwerte der jeweiligen Unterlage bezogen, um den UnterlagenUnterschied auszugleichen. Die neun Wertepaare lassen eine erstaunliche Korrelation zwischen Wuchsleistung der Bäume und Unterkulturertrag erkenne)1 (r = + 0,86, r m a x . ^ 0,67).

Archiv f ü r Gartenbau - Band VI - 1958 - Heft 1

71

Für Versuch Nr. 30 liefert der Vergleich des Stammumfanges (Marquardt und Elmenhorst, Frühjahr 1956) bzw. des Triebzuwachses (Schersen 1954) in den vier Wiederholungen mit dem Ertrag entsprechender Teilstücke der Kartoffel-Unterkultur 1954 ebenfalls ein klares Ergebnis (Tab. 13). In Elmenhorst sind die BodenTABELLE 13 Stammumfang der Obstbäume (1956) bzw. Triebzuwachs (1954) und Kartoffelertrag (1954) in Wiederholungen des Versuches Nr. 30 in Elmenhorst, Marquardt und1 Schersen (Relativwerte, bezogen auf das Mittel aller Wiederholungen am Standort). Wiederholg. 1 2 3 4

Elmenhorst St. U. Kart-Ertrag

Marquardt St. U. Kart.-Ertrag

105 100 96 100

96 104 100 —

101 100 99 99

87 107 106 —

Schersen Triebzuwachs Kart.-Ertr. 108 110 89 92

103 102 99 96

Verhältnisse so ausgeglichen, daß nur geringfügige Differenzen zwischen den vier Wiederholungen auftreten. In Marquardt und Schersen spiegeln sich in den korrelierten Stammumfängen bzw. Triebleistungen und Kartoffelerträgen der Wiederholungen echte Bodenunterschiede wider. Im Quartier „Am Hauptweg" in Eschenhörn wurden 3-Baum-Teilstücke gebildet ( 5 X 1 5 m groß, Stammumfang 1955) und mit dem Ertrag der 1953 angebauten Futterrüben-Unterkultur (Sorte Ovana) in Beziehung gesetzt. Es ergab sich eine schwache Korrelation mit r = + 0,38 (r m a x = 0,37). Im „Sortenvergleich" in Eschenhörn wurden zwischen den Reihen 14 bis 27 1953 Kartoffeln angebaut (Sorte Capeila). Der Bestand der Baum-Reihen 1 bis 14 war dafür 1953 bereits zu dicht. Die Stammumfangsmittelwerte der 3-Baum-Teilstücke mußten auf das Mittel der betreffenden Kombination bzw. Reihe bezogen werden, um die Kombinationsunterschiede auszugleichen. Ebenso wurde mit den zugeordneten Kartoffel-Teilstücken verfahren. Es wurden nur die geradzahligen Reihen mit Bäumen einer Kombination (auf M X I ) ausgewertet. Während es sich bei den Beispielen 1 bis 4 um junge Pflanzungen handelt, ist der Bestand des Quartiers „Sortenvergleich" in Eschenhörn älter und daher dichter. Infolgedessen ergibt sich hier eine negative Korrelation zwischen der Größe der Bäume und dem Ertrag der Unterkultur, r = - 0,326, (r m a X i ^ 0,32). Abgesehen von ihrer Bedeutung für die Kalibrierung von Versuchsquartieren verdient die Analyse der Kovarianz von Obstbäumen und landwirtschaftlichen Kulturen bezüglich der Bodenverhältnisse unserer Meinung nach durchaus auch allgemeine Beachtung. Es wäre vielleicht möglich, die Korrelation der Leistung einiger allgemein verbreiteter Sorten landwirtschaftlicher Kulturarten mit der Wuchs- und Ertragsleistung bestimmter Obstsorten bei der Standortbeurteilung zu berücksichtigen. Die bisher genannten Methoden zum Ausgleich der Bodenvariation beruhen auf dem Zusammenhang zwischen dem Ertrag der Obstbäume einerseits und den folgenden Merkmalen andererseits:

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D. NEUMANN - Wuchs- und Ertragsleistung von Obstbäumen

1. Vorheriger Ertrag des Baumes, 2. Größe des Baumes (Stammumfang oder Kronenvolumen), 3. Wuchs- oder Ertragsleistung von Nachbarbäumen, die nicht zum Versuch gehören (Füller), 4. Ertrag landwirtschaftlicher Unterkulturen. Als fünfte Möglichkeit kommt noch die von PAPADAKIS (zit. PEARCE 36) vorgeschlagene Methode hinzu. Dabei werden die durchschnittlichen Abweichungen der b e n a c h b a r t e n V e r s u c h s b ä u m e vom Mittel des betreffenden Versuchsgliedes als zweites Merkmal herangezogen. Die sich ergebende Kovarianz ist also ebenfalls eine bodenbedingte Nachbarschaftskorrelation. Nach der Methode von PAPADAKIS wurden in Eschenhörn, Ost-Teil, beim Klarapfel (n = 288), Merkmal Stammumfang, die Bodenunterschiede bzw. die dadurch auftretende Nachbarschaftskorrelation eliminiert. Die Einzelbaumvariabilität beträgt nach Abzug der „Versuchsgliedervarianz" 16,3 %. Nach Kovarianzanalyse mit den nach PAPADAKIS errechneten Summen der Abweichungen der Nachbarbäume von ihrem Mittel ergibt sich s% = 14,5. Diese Reduktion ist signifikant (F = 73,4, F j a b . = 3,87). Die Maßzahlen für den Zusammenhang zwischen den Einzelwerten (y) und den Abweichungssummen der Nachbarbäume (x) sind r = + 0,42, b y x = + 0,16. Beim Ertrag 1952 der Bäume des gleichen Quartiers ergab sich eine Reduktion der Variabilität in den Versuchsgliedern, d. h. des Fehlers von 40,3 auf 36,9 %, die ebenfalls signifikant ist. Dieses Ergebnis entspricht durchaus der Erwartung, wenn man bedenkt, daß bei Aufgliederung des Quartiers in Wiederholungen eine signifikante Wiederholungsvarianz nachgewiesen wurde (Abb. 5). Der Grad der Heterogenität des Bestandes war auch an der Abnahme der Teilstückvarianz mit zunehmender Teilstückgröße erkennbar (Heterogenitätskoeffizient b nach SMITH, Abb. 7 a"). Wir eliminierten beim Ertrag 1952 die Teilstückvarianz. Dazu wurde der Bestand in Teilstücke mit u = 36, 9, 3 und einem Baum je Versuchsglied zerlegt und nach dem Varianzschema I (Abschnitt I) die Einzelbaumvariabilität (Fehler 1) berechnet. Es ergaben sich Werte von s F 1 % = 34,8, 33,5, 34,8 und 33,6. Durch Elimination der Teilstückvarianz wird also bei jeder der gewählten Teilstückgrößen ein kleinerer Fehler errechnet als bei der Methode von PAPADAKIS. Das liegt wahrscheinlich an der Wechselwirkung Boden-Versuchsglieder, die mit der Teilstückvarianz eliminiert wird, nach PAPADAKIS aber nicht. Außerdem wurde der Versuch unternommen, in dem bereits im Abschnitt I erwähnten Marquardter Unterlagenversuch die Bodenunterschiede nach PAPADAKIS auszugleichen. Die Anwendung der Methode ist in diesem Fall von besonderer Bedeutung, weil der Versuch ohne Wiederholung angelegt wurde, also keinerlei Bodenausgleich in der üblichen Weise möglich ist. Die Tatsache, daß bereits einige Teile der ursprünglichen Pflanzung wegen mangelhafter Entwicklung nach einigen Standjahren entfernt wurden, ist ein Beweis dafür, daß auf der gesamten Versuchsfläche mit erheblichen Bodenunterschieden gerechnet werden muß. Es ist an-

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zunehmen, daß die Bäume an den Grenzen dieser gerodeten Flächen gegenüber dem jeweiligen Kombinationsdurchschnitt eine Leistungsdepression in Wuchs und Ertrag aufweisen. - D a s gesamte Quartier dieses Unterlagen-Versuches ist in Teilquartiere gegliedert, die jeweils Kombinationen mit der gleichen Edelsorte enthalten. D i e Bäume einer Kombination sind in kleinen Gruppen mit zwei oder drei Bäumen, oder auch einzeln, zufällig in einem Teilquartier verteilt. Nur wenige Kombinationen sind in zwei oder mehr Teilquartieren vertreten. ( E i n e ausführliche Erläuterung der Versuchsanlage soll dem Versuchsansteller vorbehalten bleiben.) W i r griffen für die Berechnung 12 Kombinationen der Sorte Berlepsch (90 Bäume) in Teilquartier Nr. 2 und 26 Kombinationen der Sorte Goldparmäne (202 Bäume) in Teilquartier Nr. 9 und 19 heraus. Beim Stammumfang 1954 der BerlepschBüsche ergab sich eine signifikante Reduktion der Einzelbaumvariabilität j e K o m bination von 14,9 auf 13,6 % . D i e Variabilität des Stammumfanges der Goldparmäne-Kombinationen wurde von 21,4 auf 1 6 , 8 % , die des Ertrages

1949/54

von 59,6 auf 55,6 % reduziert. D i e bodenbedingte Kovarianz benachbarter Bäume stellt also einen meßbaren Anteil der Gesamtvarianz dar, dessen Erfassung nach P A P A D A K I S lohnend ist. Allerdings muß gesagt werden, daß die Berechnung der Abweichungssummen ziemlich zeitraubend ist. Deshalb wird die Anwendung des Verfahrens auf solche Versuchsquartiere zu beschränken sein, in denen keine andere Möglichkeit zur Reduktion der Fehlerstreuung besteht.

Diskussion P E A R C E (36) hat 1953 die Probleme und Methoden der Feldversuche mit Obstbäumen zusammenfassend dargestellt. D i e s e Schrift mit ihrem umfangreichen Literaturverzeichnis ( 1 9 4 Titel) muß die Grundlage für jede Diskussion auf diesem Gebiet bilden. Ihre Kenntnis darf wohl für das Verständnis der vorliegenden Arbeit vorausgesetzt werden. Anderenfalls wären an vielen Stellen einführende Erläuterungen und eine breitere Darstellung der Probleme unvermeidlich gewesen. E s sei in diesem Zusammenhang auch auf das Sammelreferat von J A C O B (17) und die kurze Abhandlung von P O T T E R (39) über Feldversuche im Gartenbau bzw. mit Obstbäumen hingewiesen. D i e Frage der Korrelation von Wuchs und Ertrag bei Mittelwerten von Obstsorten oder Sorten-Unterlagen-Kombinationen (Abschnitt I) ist bisher offenbar nur am R a n d e behandelt worden. Man begnügte sich meist mit der allgemeinen E r fahrung, daß starkwüchsige Kombinationen reichtragende

bei

schwachem

vielfach

Triebwachstum

zu

„faule T r ä g e r "

früher

sind

Erschöpfung

und

neigen.

G R O S S E (12) fand im Verhalten einer Serie von Unterlagen aus den Versuchen von H A T T O N , E a s t Mailing, diese Erfahrung bestätigt. E i n e andere Serie wies aber eine signifikante Korrelation zwischen

Stammquerschnitt

und

Ertrag

auf.

Q R O S S E empfahl schon 1941, die Wuchs-Ertrag-Korrelation der Kombinationsmittelwerte bei der Auswertung von Unterlagenversuchen zu berücksichtigen. W i e im Abschnitt I betont wurde, muß dabei aber das Ertragsstadium der einzelnen

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D. NEUMANN — Wuchs- und Ertragsleistung von Obstbäumen

Kombinationen beachtet und die Korrelationstafel für mehrere Versuchsabschnitte aufgestellt werden. Nur auf diese Weise ist eine sichere Beurteilung der Kombinationen bezüglich ihres Verhaltens in Wuchs und Ertrag möglich. D i e WuchsErtrag-Korrelation müßte auch bei der Aufstellung obstbaulicher Ertragstafeln zum Ausdruck gebracht werden. Die Frage der Aufstellung obstbaulicher Ertragstafeln kann an dieser Stelle nur gestreift werden. Wenn man dabei auch manche Gesichtspunkte und Erfahrungen der Forstwissenschaft (2) übernehmen könnte, so wären doch im Hinblick auf den Fruchtertrag andere Wege zu beschreiten. D i e vorliegenden Ergebnisse über die Variabilität und Korrelation von Wuchs und Ertrag von Einzelbäumen und Kombinationsmittelwerten können als Grundlage zur Berechnung des Stichprobenumfanges bei der Durchführung entsprechender Erhebungen dienen. Auch für die Art der Stichprobenentnahme (Zahl und Verteilung der Probequartiere) liefern sie Hinweise. Grundsätzliche Fragen bei der Durchführung obstbaulicher Erhebungen hat W I L C O X (54) auf Grund seiner langjährigen Untersuchungen bereits erörtert. Über die Messung der Wuchs- und Ertragsleistung und die Stichprobenmethoden liegen mehrere Arbeiten vor, u. a. von P E A R C E (33, 35, 37) und W I L C O X (51). Damit sind wichtige Voraussetzungen für systematische Wuchs- und Ertragserhebungen in den Obstbaugebieten vorhanden. Ohne solche Unterlagen ist eine planmäßige Leistungssteigerung letzten Endes nicht möglich. Viele obstbauliche Maßnahmen können nicht erst nach jähre- oder jahrzehntelangen wissenschaftlichen Feldversuchen der Praxis empfohlen werden. Man sollte sie, wenn aus bestimmten Gründen ein gewisser Erfolg zu erwarten ist, ohne Zögern im praktischen Obstbau durchführen. D i e allgemeinen Wuchs- und Ertragserhebungen würden die Wirkung, sofern sie überhaupt praktische Bedeutung hat, sicher bald erkennen lassen. Obstbauliche Feldversuche sind ohnehin nur repräsentativ, wenn sie an zahlreichen Standorten in den wichtigsten Anbaugebieten durchgeführt werden. Es kommt also darauf an, zwischen dem „exakten Feldversuch" und der „allgemeinen obstbaulichen Erfahrung" neue Informationsquellen zu erschließen. Das kann auf verschiedene Art und Weise erreicht werden, nicht nur durch einfache Ertragserhebungen, wie sie z. B. F O L L E Y und R O W E (9) durchführten. - Abschließend sei noch erwähnt, daß SIMPSON (43) schon vor 20 Jahren einzelbaumweise Ertragserhebungen bzw. -Schätzungen forderte und auf ihren praktischen Wert hinwies. Die im Abschnitt II untersuchten Probleme der optimalen Teilstückgröße, -form und -richtung sind von den in der Einleitung zitierten deutschen Autoren ( R U N D F E L D T 41 u. a.) nur im Hinblick auf landwirtschaftliche Kulturarten behandelt worden. Deshalb wurde die Möglichkeit der Anlage von Teilstücken mit einer oder wenigen Pflanzen außer acht gelassen. Nur Z I M M E R M A N N (56) hat sie 1954 auch für landwirtschaftliche Kulturarten in Erwägung gezogen. Im Hinblick auf Obstgehöbe wurde diese Frage schon vielfach diskutiert. K E M M E R (18) stellte 1942 besonders die praktischen Gesichtspunkte bei der Festlegung der Teilstückgröße in den Vordergrund. P E A R C E und T H O M (38) legten 1951 eine gründliche Studie an Apfelquartieren vor, mit der eine endgültige Klärung -

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prinzipiell zugunsten der 1-Baum-Parzelle - erzielt worden ist. Wie weit diese theoretischen Gesichtspunkte den praktischen in manchen Fällen untergeordnet werden müssen, wird stets vom Versuchsansteller zu entscheiden sein. - Weitere Beiträge zur Teilstücktechnik lieferten u. a. Mc H A T T O N (26) und SHAH (42) für Pfirsiche, P A R K E R und B A T C H E L O R (31) für Orangen und E D G A R (8) für Erdbeeren. Auch die Arbeit von STRAND (47) ist für den Versuchsansteller mit Obstbäumen von Interesse, obwohl sie sich auf Waldbäume bezieht. Während KOCH und R I G N E Y (21) bei der Bestimmung der optimalen Teilstückgröße den Heterogenitätskoeffizienten b nach SMITH (44) verwendeten, gaben P E A R C E und THOM (38) die Variabilität (V = s%) der Teilstücke innerhalb der Blöcke bzw. die zur Überschreitung einer bestimmten Grenzdifferenz erforderliche Baumzahl je Behandlung (N) an. Es sind also durchaus verschiedene Wege gangbar. - LI und K E L L E R (24) wiesen übrigens auch aüf die Möglichkeit hin, die Bodenheterogenität mit Hilfe der „serial correlation" zu kennzeichnen. Das ist wahrscheinlich noch einfacher als die Berechnung von b nach SMITH. Die Ergebnisse der vorliegenden Arbeit bestätigen die bisherigen Richtlinien zur Teilstückgestaltung und demonstrieren die Zusammenhänge. Sie lassen darüber hinaus aber sehr klar die Bedeutung der möglichen Wechselwirkungen zwischen Boden und Versuchsgliedern erkennen, die eine Ermittlung der geeigneten Teilstückgröße, auf Grund der Formel G D = t s V 2/ru in Frage stellt. Am wichtigsten ist aber, daß gezeigt werden konnte, welche große Rolle die Bodenvariation im obstbaulichen Feldversuchswesen unter den hiesigen Bodenverhältnissen spielt. Abgesehen von den ausgeglichenen Böden der Magdeburger Börde (z. B. in Egeln) tritt sie in ihrer Bedeutung keineswegs hinter der Individualstreuung der Bäume zurück. Die Frage der Berücksichtigung der Bodenvariation bei der Wahl der Teilstückgröße, -form und -richtung ist deshalb bei obstbaulichen Feldversuchen ebenso wichtig wie bei den landwirtschaftlichen. Es werden selten Versuchsflächen von genügender Größe u n d Ausgeglichenheit zur Verfügung stehen, vor allem in den typischen „Obstlagen". Die große Individualstreuung kommt bei Feldversuchen mit Obstbäumen als erschwerender Faktor hinzu. Der Einfluß der Bodenvariation darf demgegenüber nicht unterschätzt und vernachlässigt werden. Wenn AMBROSI (1) im Hinblick auf die große Ertragsstreuung der von ihm untersuchten 105 Bäume (s% = 53,4) eine Teilstückgröße von u = 25 Bäumen fordert, muß ihm widersprochen werden. In einer solchen Anlage würde die Bodenvariation in den großen Wiederholungen den Versuchsfehler ohne Zweifel stark erhöhen. Sein anderer Vorschlag, diese Schwierigkeiten der obstbaulichen Feldversuchsmethodik durch die Heraufsetzung der Grenzwahrscheinlichkeit auf 10 % zu überwinden, ist keine echte Lösung, sondern könnte für manchen Versuchsansteller eine Verführung zur Selbsttäuschung sein. Die Veröffentlichung dieset abwegigen Schlußfolgerungen ist sehr zu bedauern, weil dadurch der Eindruck entsteht, daß die statistische Auswertung obstbaulicher Feldversuche eine ziemlich hoffnungslose Sache sei, über die es nach AMBROSIs Meinung „bis heute noch kaum Untersuchungen gibt".

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D. NEUMANN - Wuchs- und Ertragsleistung von Obstbäumen

Unsere Untersuchungen über die Variabilität und Korrelation der Wuchs- und Ertragsleistung von Bäumen gleicher Kombination (Abschnitt III) schließen sich an die Arbeiten von KEMMER und GROSSE (19), GROSSE (12) und KOVACEVlC (22) in Deutschland an. Im Rahmen ihrer ökologischen Untersuchungen im Obstbaugebiet Gransee ermittelten KEMMER und GROSSE (19) die Variabilität und Korrelation von Wuchs- und Ertragsmerkmalen bei einigen Apfelbeständen. Auf Grund der von ihnen gefundenen positiven Korrelation zwischen Wuchs und Ertrag wiesen sie auf die Möglichkeit hin, von der Wuchsleistung auf die Ertragsfähigkeit des Baumes zu schließen. Leider waren damals nur wenige geeignete Quartiere, d. h. „geschlossene Bestände" bestimmter Kombinationen, zur Beweisführung vorhanden. GROSSE (12) widmete diesem Fragenkomplex anschließend noch eine besondere Arbeit. Er versuchte zwar die Basis durch Heranziehung langjähriger Wuchs- und Ertragsaufzeichnungen anderer Versuchsansteller zu erweitern, konnte seine Schlußfolgerungen aber auch nur auf einige Kombinationen mit vorwiegend geringer Baumzahl stützen. Deshalb forderte er die Prüfung der von ihm ermittelten positiven Wuchs-Ertrag-Korrelation an weiterem Material. Mit den vorliegenden Untersuchungen sollte u. a. auch dieser Forderung entsprochen werden. Sie bestätigen grundsätzlich die Ergebnisse von GROSSE. Die von GROSSE ebenfalls untersuchte Frage des Zusammenhanges zwischen der gleichzeitigen Wuchs- und Ertragsleistung bei Einzelbäumen ließen wir bei der Auswertung unseres Erhebungsmaterials zunächst noch unberücksichtigt. Diese Korrelation, z. B. zwischen der Stammumfangszunahme und dem Ertrag der Einzelbäume in einem bestimmten Zeitabschnitt, soll im Hinblick auf das Alternanzproblem nach Fortsetzung der Erhebungen an einem Teil des Materials analysiert werden. Infolge des Einflusses ökologischer Faktoren auf diese Zusammenhänge ist das erforderlich, obwohl schon eine Reihe von Beiträgen zu dieser Frage vorliegen. Die Arbeit von KOVACEVlC (22) über „die Abhängigkeit der generativen von der vegetativen Entwicklung des Apfels in bezug auf den Sorten-, Unterlagen- und Standorteinfluß" stützt sich auf Material aus Unterlagenversuchen. Infolgedessen ist zwar die Zahl der analysierten Kombinationen und Standorte größer als bei GROSSE (12), aber je Kombination und Standort standen durchschnittlich nur etwa acht bis neun Bäume zur Verfügung. Sie befanden sich erst im Stadium des Ertragsanstieges (generative Leistung des 7. und 8. Standjahres). Über die Variabilität und Korrelation von Wuchs und Ertrag im eigentlichen Ertragsalter sagt also dieses Material nichts aus. Die Schlußfolgerungen von KOVACEVlC bezüglich der Mindestbaumzahl je Kombination sollen mit dieser Feststellung keineswegs angezweifelt werden. Man sollte sie allerdings nicht so auslegen, daß die Pflanzung von 12 bis 15 Bäumen je Kombination genüge, um auch bei 25-30 % Ausfall garantiert statistisch gesicherte Ergebnisse zu erhalten. Davon sollte man sich doch im Einzelfall mit Hilfe einer der bekannten Test-Methoden überzeugen. In der

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vorliegenden Arbeit wird absichtlich auf die Frage: „Wieviel Bäume braucht man je Kombination?" nicht im voraus geantwortet. Eine allgemein gültige Antwort gibt es darauf nicht. Der Versuchsansteller muß die Variabilität seines Objektes bezüglich der ihn interessierenden Merkmale ungefähr kennen. Die Art der Verteilung ist ebenfalls von Bedeutung und darüber hinaus auch die Kovarianz der Merkmale, also ihre Regression und deren Linearität. Diese Eigenschaften werden in der vorliegenden Arbeit bei einer Reihe von bekannten Kombinationen in größerer Baumzahl demonstriert. Formeln zur Schätzung der erforderlichen Anzahl von Wiederholungen sind fast in jedem Lehrbuch über Feldversuchsmethodik angegeben. Der Versuchsansteller muß also nur noch eine Vorstellung von den zwischen den Versuchsgliedern zu erwartenden Differenzen und von der Heterogenität der Versuchsfläche haben. Der erstgenannte Gesichtspunkt ist für die Festlegung der gewünschten Grenzdifferenz maßgebend, der zweite bestimmt die Teilstückgröße, -form und -richtung sowie auch die Anlagemethode, alles selbstverständlich unter Berücksichtigung der Fragestellung. D a ß im allgemeinen mit einer sehr beachtlichen Heterogenität der Versuchsfläche zu rechnen ist, konnte sowohl an dem hohen Anteil von Beständen mit signifikanter Teilstückvarianz als auch an den ermittelten Heterogenitätskoeffizienten gezeigt werden. Diese Erkenntnisse mußten an hiesigen Beständen unter den hier wirksamen Umweltbedingungen gewonnen werden. Eine direkte Übertragung der Ergebnisse aus anderen Ländern oder Erdteilen wäre sehr riskant. Es ist aber notwendig, wenigstens auf einige der zahlreichen ausländischen Beiträge zu diesen Fragen hinzuweisen. Sie enthalten vielfach außer Angaben über die Größe der Variabilität und Korrelation der Merkmale, über den Grad der Bodenvariation usw. Erkenntnisse von allgemeiner Bedeutung. Eine sehr aufschlußreiche Untersuchung über die Variabilität von Apfelbäumen und ihre Ursachen führten COLLISON und HARLAN (6) schon vor mehr als 25 Jahren durch. Sie kamen u. a. zu dem Ergebnis, daß zwar bestimmte Umweltfaktoren von Bedeutung sein können, die wesentlichen Ursachen aber im Baum selbst zu suchen und noch unbekannt seien. Die weitgehende Stabilität einmal entstandener Differenzen zwischen Einzelbäumen wurde besonders hervorgehoben. In diesem Zusammenhang hat man sich wiederholt mit der Frage beschäftigt, in welchem Maße sich die in der Baumschule entstandene Variabilität der Bäume am Standort ausgleicht und welche Rolle dabei die Sämlingsunterlage spielt. Der Beitrag, den DORSEY und H O U G H (7) 1943 hierzu lieferten, wurde schon erwähnt. SUDDS (48) konnte beim Vergleich von zwei Apfelsorten auf je einer Klon- und Sämlingsunterlage nur im Stammumfang eine größere Variabilität auf der Sämlingsunterlage feststellen, nicht im Ertrag. Unsere Ergebnisse stimmen damit überein. Mc H A T T O N (27) mißt dagegen der Heterogenität der Sämlingsunterlage beim Pfirsich große Bedeutung für die Variabilität des von ihm untersuchten Bestandes zu, allerdings ohne daß ihm ein vergleichbarer Bestand auf einer Klonunterlage zur Verfügung steht. - Über den Einfluß des Schnittes auf die Ertragsvariabilität berichtete LAGASSfi (23). Danach vergrößert der Schnitt die

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t). NEUMANN - Wuchs- und Ertragsleistung von Obstbäumen

Variabilität bei Apfelbäumen auf Sämlingsunterlage mehr als bei solchen auf eigener Wur2el. Die im Abschnitt III gezeigten Verteilungskurven der Einzelbäume bezüglich des Stammumfanges und Kronenvolumens stimmen mit den entsprechenden Normalverteilungen weitgehend überein. Wir sehen daher keine Veranlassung, die Maßzahlen für die vegetativen Merkmale nicht direkt zu verwenden und bei Durchführung von Varianzanalysen von ihren Logarithmen auszugehen, wie es PEARCE (32) vorgeschlagen hat. Das wäre mit einem zusätzlichen Arbeitsaufwand verbunden und sollte daher nur auf Sonderfälle beschränkt bleiben. Von ökologischen Gesichtspunkten ausgehend - ähnlich wie KEMMER und GROSSE (19) - hat auch WILCOX (50, 53) Untersuchungen über die Variabilität und Korrelation von Wuchs und Ertrag angestellt. Seine vielseitigen Ergebnisse können an dieser Stelle nicht referiert werden. Soweit wir dieselben Fragen behandelten, kamen wir zu Schlußfolgerungen, die mit denen von WILCOX grundsätzlich übereinstimmen. Der Korrektur der Erträge mit Hilfe der Kovarianzanalyse (Abschnitt IV) widmete PEARCE (36) in seiner Monographie des obstbaulichen Feldversuchswesens ein besonderes Kapitel. Der Gedanke der Kalibrierung und ihre Methodik scheint bisher in Deutschland leider noch nicht bekannt oder beachtet zu sein. Dabei handelt es sich hier gerade um eine Möglichkeit, die Langjährigkeit und träge Reaktion der Obstbäume vorteilhaft auszunutzen. Auf eine Darstellung der Methodik konnte in dieser Arbeit aus oben genannten Gründen verzichtet werden. Die im Abschnitt IV gebrachten Beispiele sollen teilweise zur Demonstration bekannter Möglichkeiten bei der Wahl des vermutlich mit dem Ertrag korrelierten Merkmals (calibrating variate) dienen. Darüber hinaus zeigt die bei Großteilstücken und Wiederholungen festgestellte Beziehung zwischen dem Stammumfang junger Apfelbäume und dem Ertrag landwirtschaftlicher Unterkulturen, daß der Unterkulturertrag u. U. auch als „calibrating variate" in Frage kommt. Wenn auf die Bedeutung dieser Beziehung für die Standortbeurteilung hingewiesen wurde, so gilt das selbstverständlich nur für die Beurteilung der Heterogenität bzw. unterschiedlichen Eignung einer zusammenhängenden und landwirtschaftlich genutzten, einheitlich bestellten Fläche. Diesbezüglich wäre sie aber ein sehr willkommenes Hilfsmittel bei der Gruppierung der Arten oder Sorten in einer Neuanlage. Von den Einzeldarstellungen über die Korrektur von Erträgen (adjustment of yields) mittels Kovarianzanalyse seien die Arbeiten von WILCOX (52, 53), PEARCE (34) sowie von RIGNEY, MORROW und LOTT (40) genannt. Die Ergebnisse, die PARKER (30) an Orangen bei der Fehlerreduktion mit Hilfe der Kovarianzanalyse erzielte, sind besonders, eindrucksvoll. Im allgemeinen wird der Ertrag in einem früheren Zeitabschnitt als günstigste Bezugsgröße (calibrating variate) bezeichnet. Der Stammumfang zu Beginn der Versuchsbehandlung der Bäume liefert aber ebenfalls gute Ergebnisse und ist leicht zu ermitteln.

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Zusammenfassung Als Grundlage für die vorliegenden Beiträge zur Statistik der Wuchs- und Ertragsleistung von Apfelbäumen dienten eigene Erhebungen an über 7000 Bäumen verschiedener Kombinationen an mehreren Standorten sowie Wuchs- und Ertragsmessungen anderer Versuchsansteller. Die eigenen Erhebungen wurden in den Jahren 1952 bis 1955 durchgeführt und erstreckten sich auf die Merkmale Ertrag, Stammumfang, Kronenhöhe, -durchmesser, -grundriß und -volumen der Bäume. I. Die Mittelwerte der Merkmale wurden zu mehreren Serien von Sorten-Unterlagen-Kombinationen zusammengestellt und ihre Variabilität sowie ihre Beziehungen zueinander innerhalb der Serien untersucht. Dabei ergaben sich im wesentlichen folgende Feststellungen und Schlußfolgerungen: Zwischen den Wuchsmerkmalen Kronenvolumen, Kronengrundriß und Stammumfang bestehen enge Beziehungen, so daß es im allgemeinen genügt, eines dieser Merkmale zur Kennzeichnung der Wuchsleistung der Kombinationen heranzuziehen. Bei der Wahl entscheidet die der Untersuchung zugrunde liegende Fragestellung. Es ist zu berücksichtigen, daß die Variabilität einer Serie in den Merkmalen verschieden ist. Dabei ist die Einzelbaumstreuung eines Merkmals mit der Mittelwertstreuung der Serie positiv korreliert. Die Ertragsvariabilität einer Serie ist größer als die Variabilität der Wuchsleistung. - Zwischen Wuchs und Ertrag der Kombinationen besteht ein deutlicher Zusammenhang, der es gestattet, von einem Merkmal auf das andere zu schließen. Im Stadium des Ertragsanstieges tritt diese Korrelation noch nicht deutlich in Erscheinung. Außerdem kann sie durch solche Umwelteinflüsse verdeckt werden, die die Bildung des Vollertrages verhindern. Obwohl innerhalb einer Serie mit zunehmendem Kronenvolumen sowohl die jährliche Stammumfangszunahme als auch der Ertragsdurchschnitt in einem bestimmten Zeitabschnitt größer wird, besteht kein Zusammenhang zwischen Stammumfangszunahme und Ertrag der Kombinationen. Der auf die Kronenvolumen- oder die Kronengrundrißeinheit bezogene Ertrag ist infolge der positiven Korrelation zwischen Wuchs und Ertrag bei starkwüchsigen Kombinationen im allgemeinen geringer. Starkwüchsige Kombina-' tionen sind danach im spezifischen Ertrag (kg/m 3 ) unterlegen. Für die Flächenproduktivität (kg/m 2 ) erwies sich der betreffende Korrelationskoeffizient allerdings als nicht signifikant. Die Beziehungen zwischen Wuchs und Ertrag sind von der Variationsursache innerhalb der Serie unabhängig. Edelsorten-, Unterlagen- und Bodenunterschiede zwischen den Gliedern der Serie wirken gleichsinnig. Trotzdem müssen sie wegen der z. T. sehr großen Differenzen der absoluten Mittelwerte bei der Zusammenstellung der Serien beachtet und gegebenenfalls berücksichtigt werden. Auf Grund des Zusammenhanges zwischen Wuchs und Ertrag ist eine auf das Verhalten der gesamten Serie ausgerichtete Versuchsauswertung besonders

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D. NEUMANN — Wuchs- und Ertragsleistung von Obstbäumen

erfolgversprechend. Sie ist mit Hilfe der graphischen Darstellung der Ergebnisse in Form einer Korrelationstafel leicht durchzuführen. Zur statistischen Ana./se können dann die Größen r und b sowie der Mutungsbereich der Regression (b ± t sb) berechnet werden. Es wird auf die Besonderheiten der einzelnen Wuchsmerkmale und ihre sich daraus ergebenden Verwendungsmöglichkeiten hingewiesen. II. Zur Frage der Größe, Richtung und Anzahl von Teilstücken und Wiederholungen bei obstbaulichen Feldversuchen wurden Blindversuche in Beständen verschiedener Kombinationen an mehreren Standorten durchgeführt. Die Auswertung erfolgte bei einem Bestand von Klarapfel auf M X I und Sämling in Eschenhörn (288 Bäume) für die Merkmale Ertrag und Stammumfang 1952 nach der bisher üblichen Methode (F- und t-Test der Versuchsgliedervarianz und F-Test der Blockvarianz, bei wechselnder Aufteilung der Versuchsfläche). Außerdem wurden Bestände von 16 Kombinationen (insgesamt 1830 Bäume) im Stammumfang und 6 davon auch im 3- und 4jährigen Ertrag nach dem von SMITH (44) entwickelten Verfahren ausgewertet (Bestimmung der Regression der Teilstückvarianz auf die Teilstückgröße, Heterogenitätskoeffizient b). Die Blindversuche im Klarapfel-Quartier in Eschenhörn lieferten folgende Ergebnisse: Mit zunehmender Teilstückgröße wird der Teilstückfehler kleiner. Er erreicht den bei Randomisation der Teistücke zu erwartenden Wert aber nur dann, wenn keine signifikante Wiederholungsvarianz besteht. Bei ihrem Vorhandensein ist er stets größer als der nach s/ ^ u berechnete Wert. Auf Grund dieser Beziehung kann die für eine gegebene Einzelpflanzenvariabilität und eine gewünschte Grenzdifferenz erforderliche Teilstückgröße und Wiederholungszahl nur dann annähernd berechnet werden, wenn keine wesentlichen Bodenunterschiede innerhalb der Versuchsfläche vorhanden sind. Sie könnten eine echte Wechselwirkung mit den Versuchsgliedern hervorrufen, die als Teilstückfehler gelten muß. Im allgemeinen ist es also nicht möglich, auf diese Weise die optimale Teilstückgröße zuverlässig zu ermitteln. Ungeachtet des mit abnehmender Teilstückgröße zunehmenden Versuchsfehlers sind im Hinblick auf den F- und t-Test möglichst kleine Teilstücke zu bevorzugen. Die minimale Teilstückgröße wird durch die Fragestellung und versuchstechnische Gesichtspunkte bestimmt. In bezug auf die Teilstückform und -richtung trat die Richtung der Bodenvariation sehr stark in Erscheinung. Sie verlangt also bei der Anlage obstbaulicher Feldversuche wegen der großen Dimensionen der Teilstücke und Wiederholungen besondere Beachtung. (Die geringste Teilstückstreuung ergibt sich bei Übereinstimmung der Richtung von Bodenvariation und Teilstück.) Die Zunahme der Baumzahl je Versuchsglied kann infolge der häufig sehr großen Bodenvariation zu einer Wechselwirkung zwischen Versuchsgliedern

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und Wiederholungen und damit zu einer Vergrößerung des Teilstückfehlers führen. Die Regressionsanalysen nach SMITH bestätigten das Vorhandensein einer linearen Regression des Logarithmus der Teilstückvarianz auf den Logarithmus der Teilstückgröße. Die ermittelten Regressionskoeffizienten weisen eine erhebliche Variationsbreite auf ( - 0,15 bis - 1,83). Das Mittel aller Werte liegt etwa bei - 0,74. Durch Vergleich bestimmter Kombinationen bzw. von Beständen derselben Kombination konnte in einigen Fällen der große Einfluß der Bodenvariation und der Sorte auf den Heterogenitätskoeffizienten eines Bestandes demonstriert werden. Der Unterlageneinfluß war an dem vorhandenen Untersuchungsmaterial nicht nachzuweisen. • Es wurde auf die Bedeutung des Heterogenitätskoeffizienten b nach SMITH für die Versuchsplanung hingewiesen. Zwischen der Einzelbaumvariabilität der Bestände und ihren Heterogenitätskoeffizienten besteht - wie bei dem Material von SMITH - kein Zusammenhang. III. Die Analyse der Variabilität und der Beziehungen zwischen den Wuchs- und Ertragsmerkmalen bei Einzelbäumen führte zu folgenden Ergebnissen: Im Durchschnitt von 70 in Eschenhörn untersuchten Kombinationen ergaben sich repräsentative Werte der Einzelbaumvariabilität (s%): Stammumfang 10 bis 19, im Mittel 16, Kronenhöhe 10 bis 22 (18), Kronendurchmesser 7 bis 19 (15), Kronenvolumen 22 bis 46 (38), dreijähriger Ertrag je Baum 28 bis 58 (45). Die Variabilität einjähriger Erträge schwankt in weiten Grenzen um 65 %. Die s%-Werte stimmen im Durchschnitt der Serien an den Standorten weitgehend überein, obwohl an den verschiedenartigen Standorten jeweils andere Kombinationen untersucht wurden. Die Variabilität der Bäume ist zum Teil von der Edelsorte, Unterlage und vom Stammbildner abhängig. Die Ausgeglichenheit der Bestände ist auf einer starkwachsenden Klonunterlage wie M XI im Ertrag nicht so viel größer, daß man deshalb beim Apfel der Klonunterlage unbedingt den Vorzug gegenüber dem Sämling geben müßte. - Die Sortenunterschiede bezüglich der Variabilität sind besonders groß, können aber durch den Unterlageneinfluß bis zu einem gewissen Grade aufgehoben werden. Dabei stimmen die Sorten in ihrer Reaktion nicht überein. Bei einigen ist die Variabilität auf Sämlingsunterlage nicht größer als z. B. auf M XI. Die Bodenvariation führt bei rund 40 der Kombinationen zu einer Vergrößerung der Einzelbaumvariabilität um relativ 1 1 - 4 3 % im Durchschnitt der untersuchten Merkmale. Sie wirkt sich auf alle Merkmale etwa gleichmäßig aus. Die weitgehende Übereinstimmung der Serien im Durchschnittswert von s% läßt erkennen, daß die Variabilität zum größten Teil auf unbekannte

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Ö. NEUMANN - Wuchs- und Ertragsieistung von Obstbäumen Ursachen zurückzuführen ist, die bei allen Varianten der oben genannten Faktoren wirksam sind. In vier Kalenderjahren oder auf Grund von zwei Normalernten ist im allgemeinen ein befriedigender Schätzwert für die Ertragsvariabilität zu gewinnen. D i e Bäume einer Kombination sind bezüglich der untersuchten Merkmale annähernd normal verteilt. D i e Anwendung verteilungsabhängiger Prüfmethoden ist also auch bei 1-Baum-Parzellen möglich. Bei der Mehrzahl der Kombinationen konnte eine signifikante Regression des Ertrages von Einzelbäumen auf die Wuchsmerkmale nachgewiesen werden. Sie betrug im Durchschnitt in Eschenhörn bei einem um 1 cm größeren Stammumfang 1,8 kg jährlich von 1952 bis 1954. In Relation zu den betreffenden Mittelwerten war also ein um 2 % größerer Stammumfang 1952 mit einem Mehrertrag von 6,7 % 1952/54 verbunden. D i e Regression des Ertrages auf die Größe des Baumes, also auf Stammumfang oder Kronenvolumen, erwies sich bei den untersuchten Kombinationen mit einer Ausnahme als linear. Sie kann also zur Verminderung des Versuchsfehlers und zur Korrektur der Erträge mittels Kovarianzanalyse herangezogen werden. Dabei ist zu beachten, daß die Wuchs-Ertrag-Korrelation nicht nur stark von den ökologischen Ertragsfaktoren, sondern auch von der Sorte und Unterlage abhängig ist. Bei Sorten mit niedrigem Ertrag je Wuchseinheit ist der Zusammenhang zwischen Wuchs und Ertrag meist nur gering; auf Sämlingsunterlage ist er enger als auf M X I . Ein Zusammenhang zwischen Ertragshöhe und Wuchs-Ertrag-Korrelation ist - von Extremen abgesehen - nicht erkennbar.

IV. An den im Abschnitt „Material und Methodik" beschriebenen Quartieren sowie an dem von M A U R E R und H I L K E N B Ä U M E R in Marquardt angelegten Unterlagen-Versuch und einigen 1952 und 1953 gepflanzten eigenen Versuchen wurden Methoden zur Reduktion des Versuchsfehlers erläutert. Sie beruhen auf dem Zusammenhang zwischen dem Ertrag der Obstbäume einerseits und folgenden Größen (calibrating variates) andererseits: 1. Früherer Ertrag der Bäume oder ihre Größe bei Versuchsbeginn (z. B. Stammumfang)-, 2. Wuchs- oder Ertragsleistung von Nachbarbäumen, die nicht zum Versuch gehören („Füller"), 3. Ertrag landwirtschaftlicher Unterkulturen, 4. Wuchs- oder Ertragsleistung benachbarter Versuchsbäume (Methode P A P A D A K I S ) . D i e Regression wird in allen Fällen mittels Kovarianzanalyse erfaßt und ausgeschaltet.

Archiv für Gartenbau - Band VI - 1958 - Heft 1

83

D i e Beziehung zum früheren Ertrag wurde nicht untersucht, da kein geeignetes Material zur Verfügung stand. D i e Korrektur der Erträge auf Grund ihrer Kovarianz mit Wuchsleistungsmerkmalen ergab bei 95 Kombinationen eine durchschnittliche Reduktion der Variabilität von 43 auf etwa 34 % . Durch Bezugnahme auf die Erträge von nicht im Versuch stehenden Bäumen („Füller") wurde in den berechneten Beispielen keine Reduktion der Streuung in den Teilstücken erzielt, obwohl eine schwache Korrelation zwischen dem Stammumfang der Standbäume und dem der Füller nachzuweisen war. D a s Verfahren verdient aber Beachtung bei der Auswertung von Sortimentspflanzungen. Zwischen den einjährigen Erträgen landwirtschaftlicher Unterkulturen ( K a r toffeln und Futterrüben) und der Wuchsleistung jüngerer Obstbäume auf der gleichen Fläche besteht eine positive Korrelation. In einem älteren Quartier ergab sich dagegen eine negative Korrelation, wahrscheinlich

infolge der

Störung der Unterkultur durch die Obstbäume (Beschattung usw.). -

Diese

Beziehung sollte weiter untersucht werden, weil sie nicht nur für die Korrektur der Baumleistung in Feldversuchen, sondern auch für die Standortbeurteilung Bedeutung gewinnen kann. D i e Methode von P A P A D A K I S führt zwar zu einer Reduktion des V e r suchsfehlers, ihre Anwendung ist aber umständlich und deshalb nur in Ausnahmefällen zu empfehlen, z. B . bei „Versuchen", die ohne Wiederholungen angelegt sind. Den

Betrieben

Quartiere

für

in

Eschenhörn,

die Untersuchung

Gransee,

Hundisburg und Egeln,

zur Verfügung

stellten

Durchführung unterstützten, möchte ich auch an dieser

und

Stelle

mich danken,

die ihre bei

der

ebenso

Herrn D r . H. A T H E N S T Ä D T für die Überlassung seines Zahlenmaterials aus dem Marquardter Unterlagen-Versuch. Mein besonderer D a n k gilt meinen Mitarbeitern, Herrn Gartenbauingenieur H. Z I M M E R , der die Messungen leitete und Fräulein R . H O F F M A N N , die alle Berechnungen durchführte.

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3. BapnaöejifcHOCTB H K o p p e j u m n a

M e a c A y POCTOM H YPOMCAHHOCTTRO AÖJIOHB OAH-

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4 . BO3MOHCHOCTH c o K p a n i e H H a OIIIHÖKH o n t i T a B IMOAOBOAIECKHX n o - i e B t i x o n t n a x .

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D. NEUMANN - Wuchs- und Ertragsleistung von Obstbäumen

Summary In the years 1 9 5 2 - 1 9 5 5 more than 7 0 0 0 productive apple trees of different sites w e r e measured as to yield, trunk circumference, crown skeleton and crown volume. T h e statistical analysis of this material that is completed by corresponding statements from a stock trial is to answer the following questions: 1. Relation between growth increment and productivity in series of variety-stockcombinations. 2. Determination of plot sizes and the number of seplications in fruit growing trials with special reference to soil- und tree variation. 3. Variability and correlation of growth increment and productivity of apple trees of the same variety and stock. 4. Possible reduction of the experimental error in fruit growing field trials.

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D. NEUMANN - Wuchs- und Ertragsleistung von Obstbäumen

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OTTO WEHSARG

ACKERUNKRÄUTER Biologie* Allgemeine Bekämpfung und Einzelbekämpfung 2. neubearbeitete und erweiterte Auflage 1954.

X, 294 Seiten - 189 Abbildungen - 19 achtfarbige Tafeln - gr. 8° -

Halbleinen DM 18,-

Wie bereits aus dem Untertitel hervorgeht, ist der Inhalt in drei Teile gegliedert. Der erste Teil behandelt die Biologie der Unkräuter. Er bringt eine Fülle von Tatsachen und Forschungsergebnissen, vor allem auch aus der Versuchstätigkeit des Verfassers. Die Vermehrung der Unkräuter wird besonders eingehend behandelt. Der zweite Teil befaßt sich mit den Bekämpfungsmaßnahmen im allgemeinen. Hier wird, ihrer Wichtigkeit entsprechend, besonders auf die Vorbeugung:- und Kulturmaßnahmen Wert gelegt Im dritten Teil, Einzelbekämpfung, werden die Unkräuter in systematischer Reihenfolge erläutert Um eine Heranziehung der Unkräuter zur Beurteilung des Bodens zu erleichtern, wird bei jedem Unkraut auch auf seine Ansprüche in bezug auf Bodenbeschaffenheit, Feuchtigkeit usw. eingegangen. Jedes Unkraut wird nicht nur erklärt, sondern in den meisten Fällen auch abgebildet. Sämtliche Abbildungen sind so wie in den früheren Veröffentlichungen des Verfassers sehr anschaulich und kennzeichnend. Besonders hervorzuheben ist die am Schluß des Buches gebrachte vergleichende Gegenüberstellung einiger leicht zu verwechselnder Unkräuter in Bunttafeln mit Vergrößerungen von Blüten, Samen bzw. Frucht und Einzelteilen^ Bestellungen durch eine Buchhandlung erbeten A K A D E M I E - V E R L A G -

B E R L I N

LANDWIRTSCHAFTLICHES

ZENTRALBLATT

Herausgegeben im Auftrage der Deutschen Akademie der Landwirtschaftswissenschaften zu Berlin von M A X I M I L I A N P F L Ü C K E

Abteilung

I

LANDTECHNIK Die Abteilung „Landtechnik" beschäftigt sich neben der notwendigen Behandlung allgemeiner landtechnischer Fragen mit den Maschinen, Geräten und technischen Verfahren und deren Anwendung in der Land-, Forst- und Gartenwirtschaft, soweit sie den Landwirt, Forstwirt und Gärtner, den Konstrukteur und den Wissenschaftler der Agrartechnik in Forschung und Lehre angehen.

Abteilung II

PFLANZLICHE PRODUKTION Zu der Abteilung „Pflanzliche Produktion" gehören Bodenkunde und Ackerbau, Pflanzenernährung und Düngung, landwirtschaftlicher Pflanzenbau, Gartenbau und Obstbau, Pflanzenzüchtung und Phytopathologie.

Abteilung III

TIERZUCHT - TIERERNÄHRUNG Die Abteilung „Tierzucht - Tierernährung" umfaßt die Tierzucht, die Tierernährung und die Fischerei.

Abteilung IV

VETERINÄRMEDIZIN In der Abteilung „Veterinärmedizin" werden alle Haupt- und. Grenzgebiete veröffentlicht, die den Tierarzt angehen.

Abteilung I erscheint vierteljährlich, Abteilung II monatlich, Abteilung III und IV je 6 Hefte jährlich - Format DIN A 5 - Preis 16,-DM je Heft einschl. Autoren- und Sachregister

Bestellungen durch eine Buchhandlung erbeten

A

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