Utsädesbetningens effekter undersökning

National Library of Sweden

Denna bok digitaliserades på Kungl. biblioteket år 2013

Arkivexemplar STATENS OFFENTLIGA UTREDNINGAR 1967:42 Jordbruksdepartementet

UTSÄDESBETNINGENS EFFEKTER UNDERSÖKNING UTFÖRD AV EN E X P E R T G R U P P INOM 1964 ÅRS NATURRESURSUTREDNING

Stockholm 1967

°|U;r

STATENS OFFENTLIGA UTREDNINGAR 1967 Kronologisk förteckning 1. K o m m u n a l b o s t a d s f ö r m e d l i n g . Haeggström. I. 2. A l l m ä n n a a r v s f o n d e n . Esselte. J u . 3. U t s ö k n i n g s r ä t t VI. Esselte. J u . 4. N y d o m k r e t s i n d e l n i n g för u n d e r r ä t t e r n a . Esselte. Ju. 5. S t a t l i g p u b l i c e r i n g . N o r s t e d t & Söner. F i . 6. F i n a n s i e l l a l å n g t i d s p e r s p e k t i v . Esselte. F i . 7. D e n f r a m t i d a j o r d b r u k s p o l i t i k e n . S v e n s k a Reproduktions AB. Jo. 8. B a r n s t u g o r . B a r n a v å r d s m a n n a s k a p . B a r n o l y c k s fall. K i h l s t r ö m . S. 9. R i k s k o n s e r t e r . Esselte. E. 10. L i n k ö p i n g s h ö g s k o l a . Del I . Victor P e t t e r son. E. 11. P r o g r a m b u d g e t e r i n g . Del I. Esselte. Fl. 12. P r o g r a m b u d g e t e r i n g . Del II. — S t u d i e r o c h försök. Esselte. F i . 13. P r o g r a m b u d g e t e r i n g . Del I I I . — E n s a r m m a n f a t t n i n g . Esselte. F i . 14. S k o l a n s a r b e t s t i d e r . Esselte. E. 15. T j ä n s t e s t ä l l n i n g i n o m k r i g s m a k t e n . Esselte. F ö . 16. 1958 å r s u t r e d n i n g k y r k a — s t a t . VII. F o l k b o k f ö r i n g e n . B e c k m a n . E. 17. 1958 å r s u t r e d n i n g k y r k a — s t a t . VIII. De t e o l o g i s k a f a k u l t e t e r n a . A l m q v i s t & Wiksell, U p p s a l a . E. 18. I n v a n d r i n g e n . Esselte. I. 19. S t a t e n s s t ö d till u n g d o m s v e r k s a m h e t . Esselte. E. 20. D e n s t a t l i g a l ä n s f ö r v a l t n i n g e n . I. N o r s t e d t & S ö n e r . K. 21. D e n s t a t l i g a l ä n s f ö r v a l t n i n g e n . II. Bilagor. N o r s t e d t & S ö n e r . K. 22. S k a t t e f ö r v a l t n i n g e n . N o r s t e d t & S ö n e r . K. 23. L ä n s i n d e l n i n g s u t r e d n i n g e n . Victor P e t t e r s o n . K. 24. L a g om s k a t t e r ä t t . Haeggström. Fi. 25. N a r k o t i k a p r o b l e m e t . Del I. Haeggström. S. 26. P a r t i e l l f ö r f a t t n i n g s r e f o r m . Esselte. J u . 27. F ö r t i d s r ö s t n i n g o c h g e m e n s a m m a t v å d a g a r s v a l . 28. T r y c k f r i h e t o c h u p p h o v s r ä t t . B e r l i n g s k a b o k tryckeriet, Lund. Ju. 29. T r a n s p o r t k o s t n a d e r n a i G o t l a n d s t r a f i k e n . E s s e l t e . K. 30. H ö g a e l l e r låga h u s ? Esselte. I. 31. F i l m e n s i n f l y t a n d e p å sin p u b l i k . Haeggström, E. 32. V ä n e r n s o c h V ä t t e r n s förbindelse m e d v ä s t e r h a v e t . E s s e l t e . K. 33. V ä n e r n s o r h V ä t t e r n s förbindelse m e d v ä s t e r h a v e t . B i l a g o r . Esselte. K. 34. K o m p e n s a t i o n i vissa fall för b e n s i n s k a t t s o m utgår vid a n v ä n d a n d e av motorsåg och snöskoter. Berlingska boktryckeriet, Lund. Fi. 35. F i r m a s k y d d . Esselte. J u . 36. N y k t e r h e t s v å r d e n s läge. Del I. Esselte. S. 37. N y k t e r h e t s v å r d e n s l ä g e . Del II. Bilagor. Esselte. S. 38. Skoglig y r k e s u t b i l d n i n g . II. Esselte. J o . 39. S a m h ä l l e t s b a r n t i l l s y n , b a r n s t u g o r o c h f a m i l j e d a g h e m . Esselte. S. 40. F ö r e t a g a r e f ö r e n i n g a r n a s f r a m t i d a o r g a n i s a t i o n och v e r k s a m h e t . K i h l s t r ö m . I. 41. N a r k o t i k a p r o b l e m e t . Del II. Haeggström. S. 42. U t s ä d e s b e t n i n g e n s effekter. I s a a c M a r c u s . J o .

A n m . O m s ä r s k i l d t r y c k o r t ej anges, ä r t r y c k o r t e n S t o c k h o l m .

STATENS OFFENTLIGA UTREDNINGAR 1967: 42 Jordbruksdepartementet

UTSÄDESBETNINGENS EFFEKTER UNDERSÖKNING UTFÖRD AV EN E X P E R T G R U P P INOM 1964 ÅRS N A T U R R E S U R S U T R E D N I N G

ISAAC MARCUS B O K T R Y C K E R I A K T I E B O L A G STOCKHOLM 1967

Till Statsrådet

och Chefen för

jordbruksdepartementet

I den allmänna debatten har utsädesbetningens negativa biverkningar tilldragit sig stor uppmärksamhet. Utsädesbetningens effekter har även ur jordbruksekonomisk synpunkt varit föremål för debatt. För att belysa den senare frågan har utredningen — sedan vederbörligt tillstånd lämnats därtill — låtit verkställa en undersökning av utsädesbetningens effekter. Undersökningen har utförts av en expertgrupp bestående av professorn vid skogshögskolan Å. Gustafsson, ordförande, professorn och föreståndaren för statens centrala frökontrollanstalt H. Esbo och professorn vid universitetet i Göteborg E. Stenhagen. Som sekreterare har tjänstgjort byrådirektören T. Fritz. Utredningen får härmed överlämna nämnda undersökning. Stockholm den 31 mars 1967. 1964 års naturresursutredning Bror

Rexed / Bengt

Lundholm

Till 1964 års

naturresursutredning

Statsrådet och Chefen för Jordbruksdepartementet förordnade i november 1965 undertecknade H. Esbo, Å. Gustafsson och E. Stenhagen att vara experter åt 1964 års naturresursutredning. Uppdraget avsåg att »granska föreliggande material för att bedöma den i Sverige förekommande utsädesbetningens effekter» (enligt protokoll från sammanträde 3/12 1965 med representanter för naturresursutredningen). Undertecknad Gustafsson utsågs som sammankallande och verkställande ledamot inom expertgruppen. Expertgruppen skulle enligt samma protokoll söka lämna svar på följande frågeställningar: 1. Ger de vid Statens växtskyddsanstalt och Statens centrala frökontrollanstalt utförda försöken möjligheter att för de olika sädesslagen draga slutsatser om vilken effekt betningen haft, om man jämför betade och icke betade försöksserier? 2. Kan man av de utförda försöken draga några slutsatser om vilken effekt betningen har vid praktisk tillämpning? 3. Kan man av de utförda försöken draga några slutsatser om vilken effekt de olika betningsmedlen har? 4. Ger de utförda försöken någon indikation om den lämpligaste doseringen under olika förhållanden? 5. Är det möjligt att göra en totalkalkyl över vilken ekonomisk betydelse utsädesbetningen har? 6. Hur bör den mest ändamålsenliga försöksuppläggningen vara om man vill klarlägga betningens direkta effekter? Vid sammanträde med expertgruppen 14 januari 1966 utsågs agronom T. Fritz till arbetsgruppens sekreterare. Samtidigt beslöts att den statistiska bearbetningen av det förefintliga materialet skulle utföras av professor L. Ehrenberg och fil. lic. Gunnar Ekman (Semka AB). Expertgruppen har utöver 3/12 1965 och 14/1 1966 sammanträtt 9/2, 21/3, 3/5, 6/10 1966 och 10/1 1967. Slutjustering av föreliggande utlåtande har gjorts 20/1 1967. Expertis från Statens växtskyddsanstalt, Statens centrala frökontrollanstalt samt Giftnämnden har deltagit i vissa av de ovannämnda sammanträdena. Undertecknade överlämnar härmed till 1964 års naturresursutredning bifogade analys av »Utsädesbetningens effekter» med åtföljande bilagor. Stockholm den 20 januari 1967. H. Esbo

Ä. E.

Gustafsson

Stenhagen

I T. Fritz

Innehåll Betning av utsäde: historik, omfattning, behov

9 Utvecklingen under 1960-talet Utsädets kvalitet i relation till klimatet Behov av utsädesbetning Betydelsen av ett sunt utsäde Statistisk analys av betningsresultat vid Statens Växtskyddsanstalt 1964) Höstvete Höstråg Korn Havre Doseringseffekter

9 10 13 14 (1940—

Ny försöksserie

15 16 19 20 21 22 23

Ekonomiska synpunkter på utsädesbetning

25 Alternativa möjligheter att erhålla ett ur sjukdomssynpunkt sådugligt utsäde

26 Sammanfattning och rekommendationer

28 Statistiska bilagor och kommentarer till dessa (G. Ekman och L. Ehrenberg)

B e t n i n g a v u t s ä d e : historik, o m f a t t n i n g , b e h o v 1. Betning innebär en behandling, som syftar till att oskadliggöra utsädesburna parasitsvamparter, vilka utan betning skulle skada eller döda frön och plantor av ett visst utsäde och därmed försämra skörderesultatet. 2. I Sverige har betning förekommit sedan mitten av 1700-talet men har fått praktisk betydelse först under de senaste 50 åren. Användningen av kvicksilverhaltiga preparat har under denna period kraftigt ökat så att i början av 1960-talet omkring 80 procent av den totala utsädesmängden av stråsäd betades. Två faktorer har speciellt bidragit till denna ökning, å ena sidan en intensiv upplysningsverksamhet för bekämpningen av utsädesburna sjukdomar, å andra sidan en rationalisering av betningsmetodiken, inte minst i samband med tillkomsten av flytande preparat, med alkylkvicksilver som verksam substans, i början av 1940-talet. 3. Även de betningsmedel, som användes före 1940, hade övervägande organiska kvicksilverföreningar som verksam substans. Mest aktuella var vid denna tid fenyl- och alkoxyalkylföreningar. Utvecklingen under 1960-talet

4. Då de kvicksilverföreningar, som ingår i betningsmedlen är ytterst giftiga, har deras användning under de senaste åren, framför allt från naturskyddshåll, utsatts för hård kritik. Resultaten av den betningsdebatt som pågått kan i dagens läge sammanfattas i följande punkter: (1) En rekommendation från Giftnämnden (14/3 1964), i anslutning till uttalanden i »Växtskyddsnotiser» 1964, 2 8 : 2 , att vid betning av 1965 års vårutsäde med alkylkvicksilverföreningar endast använda halva den dosering, som tidigare rekommenderats, och att endast beta utsädet då analys från frökontrollanstalt visar, att detta är nödvändigt. (2) Kungl. Maj:ts kungörelse 1965:530 (15/10 1965) med särskilda bestämmelser om betning av vårstråsäd (kommentar, se punkt 5), föregången av informationskonferens rörande kvicksilver anordnad 8/9 1965 av 1964 års naturresursutredning. Denna konferens resulterade i skriften »Kvicksilverfrågan i Sverige» 1965, där även förhållanden utanför Sverige beaktades (sid. 97 ff.). (3) Giftnämndens beslut (14/12 1965) att förbjuda betningsmedel innehållande alkylkvicksilverföreningar från och med 1 februari 1966. Samtidigt som bruket av alkylkvicksilverföreningar förbjöds, tilläts två preparat med alkoxyalkylkvicksilver som verksam substans i faroklass 1. 5. Till punkt (4: 2) må följande anföras: Kungl. Maj :ts kungörelse inne-

10 bär att utsädesbetningen av vårstråsäd begränsas. Utsäde får nämligen betas med kvicksilverhaltigt bekämpningsmedel endast om analys eller fältbesiktning utförd av frökontrollanstalt, som av Lantbruksstyrelsen förklarats behörig att statsplombera utsädesvara, visar att denna är så infekterad av parasitsvampar att godtagbart skörderesultat icke kan påräknas utan betning. Utan föregående analys och tillstånd är dock betning tillåten av: (1) Eget eller inköpt utsäde, om förbrukningen vid vårsådden inte överstiger 500 kg. (2) Utsäde avsett för utförsel ur landet, ifall dylik betning begärts av den utländske köparen. (3) Utsäde avsett att användas för vetenskapligt bruk. 6. Statens centrala frökontrollanstalt utövar tillsyn över efterlevnaden av Kungl. Maj:ts kungörelse: (1) Allt utsäde av strå- och trindsäd i den offentliga handeln måste statsplomberas och därmed automatiskt kontrolleras vad beträffar betning med kvicksilverhaltigt bekämpningsmedel. (2) Journal skall föras över allt annat utsäde av vårstråsäd, som betas med kvicksilverhaltigt bekämpningsmedel. (3) Efter betningsäsongens slut skall journalbladen i och för kontroll insändas till Statens centrala frökontrollanstalt. 7. Giftnämndens beslut att registrera de kvicksilverhaltiga betningsmedlen i faroklass 1 har gjort, att kontrollen av utsädesbetningen väsentligt förbättrats. För inköp och användning av klass 1-gifter fordras nämligen särskilt tillstånd och behörighet (Kungl. Maj :ts kungörelse 1962: 703). 8. Som framgår av det ovan sagda gäller restriktionerna om anpassad betning endast för vårstråsäd. Betningen av höstsäd med kvicksilverhaltigt bekämpningsmedel får därför fortfarande ske utan tillstånd från officiell frökontrollanstalt. Detta sammanhänger med (1) att höstvete och höstråg genomgående är i stort behov av betning, (2) att en undersökning av höstutsädets beskaffenhet inte kan medhinnas, eftersom tidsperioden mellan skörd och sådd är obetydlig eller ingen alls, samt (3) att en mera omfattande överlagring av höstutsäde från år till år hittills icke ansetts möjlig. 9. Utsädesbetning med kvicksilverhaltiga bekämpningsmedel av andra fröslag är ringa. Utsädets kvalitet i relation till klimatet

10. Vid bedömning av betningsbehovet av stråsäd måste hänsyn tagas till de olika parasitsvampar, som kan förekomma på utsädet. De utsädesburna parasitsvamparna kan efter sina skadeverkningar indelas i två huvudgrupper: (1) De, som angriper så gott som alla delar av plantan, men framförallt skadar grodden och brodden. De i Sverige vanligaste arterna tillhör släktena Fusarium, Helminthosporium och Septoria. Dessa parasitsvampar betecknas som grodd- och broddskadande.

11 (2) De, som framför allt angriper och skadar ax (och vippor), så att ingen kärna utbildas. De i Sverige vanligaste arterna tillhör släktena Ustilago och Tilletia. Samtliga arter kan dock inte bekämpas medelst utsädesbetning. Detta är fallet med t. ex. flygsot hos vete (U. tritici) och flygsot hos korn (U. nuda). Mot följande fyra arter är betning effektiv: stinksot hos vete (T. tritici), hårdsot hos korn (U. hordei), naket sot (flygsot) hos havre (U. avenae) och täckt sot hos havre (U. Kolleri). Denna grupp av parasitsvampar betecknas i det följande som axskadande. 11. De axskadande parasitsvamparna är specifika, vilket innebär, att de endast angriper ett visst växtslag. Spridningen av dessa sjukdomar sker huvudsakligen genom utsädet. Detta medför från bekämpningssynpunkt, att svampinfektionerna efterhand blir sällsyntare, om betning sker kontinuerligt. Med den betning som länge förekommit i Sverige har detta resulterat i att skador av dessa sjukdomar numera sällan påträffas i välskötta jordbruk. Ett fullständigt slopande av betningen och utebliven kontroll av läget kan dock leda till att dessa parasitsvampar åter ackumuleras med allvarliga skördeskador som följd. 12. De grodd- och broddskadande parasitsvamparna är till skillnad från de axskadande i allmänhet inte artspecifika. Spridningen sker ofta jämsides med utsädet även på andra vägar — t. ex. genom jordsmitta. En kontinuerlig betning medför därför i allmänhet ingen minskning i infektionsfrekvensen från år till år, vilket framgår bl. a. av sundhetsanalyserna vid Statens centrala frökontrollanstalt. 13. De grodd- och broddskadande parasitsvamparna bestämmes vid frökontrollanstalternas rutinmässiga sundhetsanalyser. Betningsbehovet bedöms med ledning av infektionen av dessa svampar. Frökontrollanstaltens sammanställningar och försök ger en god uppfattning om dessa parasitsvampars förekomst. Den sammanställning över infektionsfrekvensen av Fusarinm hos de olika sädesslagen mellan åren 1927—49, som publicerats i »Växtskyddsnotiser» 1964, 28:2, visar att stora variationer föreligger mellan olika år. Vad gäller vårstråsäden synes enligt denna sammanställning en viss nedgång i infektionen ha inträffat efter de första åren. Denna nedgång kan dock knappast sägas vara en följd av en ökad utsädesbetning utan får mera hänföras till osäkerhet i materialet under de första åren. Endast en del av de då inkomna proven undersöktes nämligen med hänsyn till Ftisannm-infektion. Provens antal var t. ex. 1926/27 av de tre sädesslagen blott 519 medan det däremot 1931/32 uppgick till 12 746. Frökontrollanstaltens undersökningar har klarlagt att infektionsfrekvensen inte endast varierar mellan olika år utan även mellan olika sädesslag. Råg och vete är i allmänhet mera infekterade och angrips dessutom kraftigare än övriga sädesslag och är därmed i större behov av betning. Det sädesslag som genomgående är minst infekterat är tvåradskorn. 14. Klimatet är av stor betydelse för parasitsvamparnas utvecklings- och

12 Tabell 1. Betningsrådgivningen vid Statens centrala frökontrollanstalt, Solna, under december månad åren 1959, 1962 och 1963 samt hela säsongen år 196b Provens fördelning i procent Växtslag

Betningsråd, procent av proven

år

Betning obehövlig

Betning tillrådes

Bör betas (för statsplombering förcskrives betning)

Vårvete 1959 1962 1963 1964

72,6 27,5 25,6 48,6

27,4 25,7 52,2 33,7

0,0 46,8 22,2 17,7

146 109 90 993

Tvåradskorn 1959 1962 1963 1964

91,6 92,2 77,2 82,1

7,9 7,6 21,0 15,3

0,5 0,2 1,8 2,6

239 461 452 3 451

Sexradskorn 1959 1962 1963 1964

97,8 76,0 (59,3) 71,4

2,2 10,6 (33,3) 18,3

0,0 13,4 (7,4) 10,3

267 104 27 482

Havre 1959 1962 1963 1964

100,0 61,2 40,3 59,0

0,0 27,3 57,4 38,8

0,0 11,5 2,3 2,2

687 810 554 4 259

Antal prov st.

angreppsmöjligheter. Helt allmänt kan sägas att skador av grodd- och broddskadande parasitsvampar är vanligare i Sverige än i många andra länder beroende på det relativt fuktiga svenska klimatet under senare delen av vegetationsperioden. 15. De i punkt 13 omnämnda årsvariationerna i fråga om infektionsfrekvensen av grodd- och broddskadande parasitsvampar på utsädet är att hänföra till klimatiska faktorer. Av tabell 1 framgår att 1959 års skörd endast var föga infekterad av utsädesburna parasitsvampar, medan motsatsen var fallet med 1963 års skörd. Det torra året 1959 gav alltså ett friskt och det fuktiga året 1963 ett sjukt utsäde. Generellt gäller att efter en fuktig sommar och höst erhålles ett utsäde som är i betydligt större behov av betning än om en torr väderlekstyp varit rådande. 16. Väderleken mellan sådd och uppkomst inverkar på de grodd- och broddskadande parasitsvamparnas angreppsmöjligheter. En relativt fuktig och varm period efter sådden ger en snabb uppkomst och mindre möjligheter för parasitsvamparna att skada groddplantorna än om en speciellt

13 kylig period följer efter sådden då planttillväxten går långsamt. Även andra faktorer såsom jordstrukturen och såbäddens beskaffenhet inverkar på omfattningen av skadeverkningarna. Skördeminskning orsakad av grodd- och broddskadande parasitsvampar kan därför bli högst varierande mellan år och platser beroende på uppkomstmöjligheterna. Detta innebär också, att den skördeökning som erhålles vid betning kan bli helt olika från år till år och från plats till plats, även då utsädets infektionsgrad varit densamma. 17. Vad klimatets inverkan på de grodd- och broddskadande parasitsvamparnas angrepp beträffar, råder det en betydande skillnad mellan höst- och vårsäd. Höstsäden är nämligen mer än vårsäden utsatt för den i vårt land allmänt förekommande parasitsvampen Fusarium nivale (»snömögel»). Denna svamp skadar höstsäden betydligt allvarligare genom sin stora angreppsförmåga under vintern. Under år när vinterklimatet är gynnsamt för svampen sker ofta, om utsädet varit infekterat och betning underlåtits, en fullständig utgång av beståendet. 18. Sammanfattningsvis kan sägas att klimatet har stor inverkan på omfattningen av de skador som orsakas av grodd- och broddskadande parasitsvampar, liksom på betningsbehov och betningseffekt. Klimatiska faktorer måste därför alltid beaktas då utsädesbetning diskuteras. Behov av utsädesbetning

19. En siffermässig bedömning av betningsbehovet kan göras med utgångspunkt från 1964 års siffror i tabell 1. Tabellen bygger på prov från olika delar av Sverige. Proven som avser södra delarna är något underrepresenterade i antal, från östra Svealand något överrepresenterade. 20. Procenttalen i tabell 1 baseras på antal undersökta prov och måste för en beräkning av betningsbehovet överföras till att gälla kvantiteter, vilket utan större fel torde vara möjligt. 21. Beräkningar i tabell 2 bygger på antagandet att frökontrollanstaltens analyser är representativa och att procenttalen kan överföras från prov till kvantiteter. Tabell 2. Beräknat betningsbehov till vårsådden 1965 med ledning av frökontrollens analysresultat och statistiska centralbyråns skattade totala utsädesmängd i ton i landet 1965 Betning obehövlig

Betning tillrådes

14 179 101 691 105 617 34 258

6 891 82 632 62 314 20 212

4 778 15 799 40 979 13 292

2 510 3 260 2 324 754

255 745

172 049

74 848

8 848

Totalt

Vårvete Korn Havre Blandsäd

Bör betas (för statsplombering föreskrives betning)

14 22. Om de förordningar om anpassad betning, som gällde för vårsådden 1966, hade funnits redan 1965, skulle 33 procent av det använda utsädet ha fått betas enligt de approximativa beräkningarna i tabell 2. Endast 3—4 procent skulle ha varit så starkt infekterat att betning måste ha skett för att uppfylla de krav, som ställs för statsplombering. 23. I tabell 3 återfinnes resultaten av Statens centrala frökontrollanstalts tillståndsgivning för betning av handelsutsäde skördat hösten 1965 till vårsådden 1966. En jämförelse av dessa med motsvarande värden i tabell 1 visar att betningsbehovet för 1965 års skörd varit betydligt större än det för 1964. Tabell 3. Sundhetsanalijseringen för tillstånd till betning med kvicksilverhaltigt preparat av handelsutsäde vid Statens centrala frökontrollanstalt, Solna, under säsongen 1965—66. Provens fördelning i procent Betning ej tillåten

Betning tillåten tillrådes

Tvåradskorn Sexradskorn Havre

18,7 66,8 33,0 27,5

38,1 26,8 43,6 56,1

Antal prov

bör betas (för statsplombering föreskrives betning) 43,2 6,4 23,4 16,4

st.

496 2 764 209 3 404

24. Om samma beräkningar, som gjorts med ledning av 1964 års procenttal, baseras på 1965 års värden och den använda totala utsädeskvantiteten av de olika stråsädesslagen förutsattes vara densamma, har av det utsäde, som förbrukats till vårsådden 1966, 42 procent inte tillåtits att betas, 44 procent tillråtts och 14 procent ansetts böra betas. För 58 procent av utsädet till vårsådden 1966 har betning tillåtits. Motsvarande siffra för vårsådden 1965 var blott 33 procent. 25. Som tidigare framhållits (punkt 19), har södra delarna av landet vid dessa beräkningar varit underrepresenterade. Utsädet från dessa regioner har under de här berörda åren varit något friskare än i stora delar av landet i övrigt. Procenttalen över vad som skulle ha tillåtits att betas är därför något för höga. Om analyseringen vid filialen i Lund beaktas, kan det beräknas, att det utsäde, som tillåtits att betas inför vårsådden 1966, bör ha omfattat omkring 50 procent av totala utsädesbehovet. Betydelsen av ett sunt utsäde

26. Mera detaljerade sundhetsundersökningar än de, som rutinmässigt utföres vid landets olika frökontrollanstalter, har gjorts under senare år vid huvudanstalten i Solna. Dessa undersökningar har bl. a. syftat till att klarlägga infektionsfrekvensen av de olika grodd- och broddskadande parasit-

15 svamparterna. De erhållna resultaten anger att det föreligger stora årsvariationer i fråga om frekvensen av olika arter. Dessa detaljstudier kan utnyttjas för att bedöma betningsmedlens effekt. En del nya icke kvicksilverhaltiga medel, som prövats, har nämligen visat sig ha en selektiv verkan till skillnad från de kvicksilverhaltiga, vilka i allmänhet har god effekt mot alla de utsädesburna parasitsvampar som kan bekämpas medelst betning. Det är givetvis av stor vikt i praktiskt hänseende att man vet vilka parasitsvampar som kan bekämpas med olika betningsmedel. 27. Ur kvalitetssynpunkt måste ett obetat utsäde som är svårt infekterat med utsädesburna parasitsvampar betraktas som mindervärdigt. Vilken infektionsfrekvens som ur ekonomisk synpunkt är betydelselös, beror till stor del på vilken eller vilka parasitsvampar utsädet är infekterat med. Om utsäde av vete t. ex. är infekterat med stinksot, bör alltid betning företagas, dels emedan svampens ytterligare spridning på så sätt förhindras, dels emedan kvarnarna inte mottager stinksotinfekterat vete. Med hänsyn till vad som tidigare sagts (punkt 17) angående förekomst och skador av Fusarium nivale på höstvete och höstråg måste vikten av ett sunt utsäde till dessa båda grödor starkt betonas. 28. Vad gäller de grodd- och broddskadande parasitsvamparna, tillåter Statens centrala frökontrollanstalt inte att utsäde, som är mer än 40-procentigt infekterat, statsplomberas utan att betning företagits. Redan vid 16 procents infektion tillrådes betning, men åtgärden krävs inte för att plombering skall kunna ske. Även om en dylik infektion inte medför en skördenedsättning, kan den likväl förorsaka ett ojämnt bestånd och därmed en sämre kvalitet hos skörden. 29. Den allmänna mekanisering, som efter andra världskriget skett inom svenskt jordbruk, har medfört att man idag mycket mer än tidigare är beroende av ett j ä m n t bestånd vid skörden. För en fullgod skördekvalitet bör därför utsädet vara så friskt som möjligt.

Statistisk analys av betningsresultat vid Statens Växtskyddsanstalt

(1940—1964)

30. En allmän översikt av resultaten vid betningsförsöken har lämnats i den tidigare omnämnda publikationen »Växtskyddsnotiser» 1964, 2 8 : 2 . Expertgruppen har diskuterat olika möjligheter att bearbeta det omfattande material som Växtskyddsanstalten förfogar över. Den beslöt (14/1 1966), efter diskussion med framlidne generaldirektören Börje Lundgren och fil. dr. Bengt Lundholm samt Växtskyddsanstaltens vetenskapliga ledning, att »statistisk databehandling skulle ske av växtskyddsanstaltens material från den period Panogen ingått i försöken». (Den verksamma substansen i Panogen är alkylkvicksilver. Panogen har under de senaste decennierna varit

det mest använda betningsmedlet i vårt land.) Vid ett senare sammanträde framhöll expertgruppen vikten av att vid databehandlingen alla vid Växtskyddsanstalten tillgängliga uppgifter skulle beaktas. Om några primäruppgifter hade uteslutits av försöksvärdarna, borde deras kommentarer till detta finnas med i redovisningen. 31. Vid sistnämnda tillfälle anförde professor L. Ehrenberg att det ibland kunde uppstå svårigheter vid bedömningen av betningsresultaten, eftersom omsättningen av betningsmedel i försöken varit stor. Det framgick också av diskussionen — liksom det framgår av den statistiska analysen (vad de »odefinierade» betningsmedlen beträffar) — att Växtskyddsanstalten i viss utsträckning arbetat utan vetskap om preparatens kemiska sammansättning »på grund av den sekretess, som varit rådande» (från tillverkarnas sida) (protokoll 9/2 1966). Sekretessfrågan diskuterades ytterligare vid senare sammanträde (21/3 1966). Vid detta tillfälle anförde fil. dr. D. Lihnell enligt expertgruppens protokoll att »man prövat preparat utan vetskap om deras kemiska sammansättning beroende på att det ansetts ytterst värdefullt att få kännedom om preparaten innan dessa kommit ut på allmänna marknaden. Om prövning vägrats, hade man gått miste om dessa värdefulla informationer.» Vid samma tillfälle anförde apotekare R. Lönngren, som redogjort för Giftnämndens verksamhet, att han fann det oroande att Växtskyddsanstalten prövade preparat utan vetskap om deras kemiska sammansättning. 32. En ingående variationsanalys har nu verkställts för höstvete, höstråg, korn och havre, d. v. s. samtliga växtslag som ingått i Växtskyddsanstaltens försöksserier. Detalj upplysningar om de enskilda växtslagen lämnas i ett antal rapporter, som sammanställts av Ekman och Ehrenberg och som bifogas. I det följande sammanfattas resultaten för varje sädesslag för sig. Expertgruppen har blott medtagit de data den anser särskilt viktiga. I övrigt hänvisas till rapporterna. 33. I ett särskilt kapitel (punkt 75—84) kommer en nyupplagd försöksserie utförd av tjänstemän vid Frökontrollanstalten, Växtskyddsanstalten och Institutionen för växtodling vid Lantbrukshögskolan kortfattat att behandlas, enär dess resultat direkt anknyter till expertgruppens problemställningar. Höstvete

34. Materialet består av data från åren 1941—1964 (bil. I), omfattande försöksodlingar på upp till fyra platser per år (totalt sju olika platser) samt upp till fyra upprepningar per betningsmedel (inklusive kontroll), plats och år. Försöksutsädet har varit naturligt infekterat med »fusarios» (grodd- och broddskadande parasitsvampar) och artificiellt infekterat med stinksot (.Tilletia tritici). Försöken har upplagts så att (a) avkastning (anges i bil. som kg/m 2 ) och (b) stinksotfrekvens (anges i bil. som antal an-

17 2

gripna a x / m ) skall kunna jämföras efter betning och utan betning. Varianskomponenterna har bestämts med avseende på variation mellan åren, försöksplatserna, hiwudbehandlingar, delbehandlingar och samspelseffekter av olika ordning. 35. Hiwudbehandlingar består av sju alternativ, varav fem citeras h ä r : (1) Samtliga betningsmedel kontra obetade kontroller, (2) kvicksilverhaltiga betningsmedel kontra icke kvicksilverhaltiga betningsmedel, (3) kvicksilverhaltiga betningsmedel, icke kvicksilverhaltiga betningsmedel och kontroll, (4) Panogen, Betoxin och kontroll (dessa två betningsmedel har utvalts ur gruppen kvicksilverhaltiga betningsmedel, därför att de förekommer under hela perioden 1941 —1964), samt (5) olika betningsmetoder (våtbetning, torrbetning, etc.) och kontroll. 36. Delbchandlingar betecknar olika betningsmedel som ingår i varje huvudbehandling. I »kvicksilverhaltiga huvudbehandlingar» ingår de olika typerna av kvicksilverföreningar som delbehandlingar. I huvudbehandlingen »icke kvicksilverhaltiga betningsmedel» ingår likaså olika betningsmedel som delbehandlingar. 37. Den statistiska analysen har omfattat 14 stycken variansbestämningar, en för var och en av huvudbehandlingarna (1—7) samt för de två variablerna avkastning och stinksotfrekvens (a och b ) . (I specialanalyser har effekten av kemiskt odefinierade betningsmedel blivit utredd, jmf. tab. 8: vi, vii.) 38. Det totala materialet rörande avkastning/m 2 (variabeln a) omfattar 4 030 parceller med betat utsäde och 307 parceller med kontrollmaterial, d. v. s. obetat utsäde. Hg-medel, Icke-Hg-medel och odefinierade betningsmedel uppgår till ett antal av respektive 3 518, 115 och 397. Den asymmetriska fördelningen försvårar analysen och säkerheten i åtskilliga jämförelser minskar. 39. Den genomsnittliga avkastningen är 0,464 k g / m 2 vid betat utsäde mot 0,405 k g / m 2 vid obetat utsäde (bil. I, tab. 8: i). Denna skillnad har mycket hög signifikans. Avkastningsstegringen genom betning är i försöken mellan 14 och 15 procent. 40. På orterna Vassbo (Falun) och Enebyberg med de lägsta avkastningsvärdena (bil. I, punkt 6) erhålles en relativt kraftig ökning vid betning (över 20 % ) , medan orterna med de högsta avkastningsvärdena (Tornby och Ultima) visar en mindre ökning vid betning (12—13 % ) . Vissa av de enskilda platsvärdena saknar dock på grund av det svaga kontrollmaterialet signifikans. Det bör även framhållas att något signifikant samspel p l a t s / betningseffekt (AC) ej föreligger. Det framgår tydligt av tabell 8 i bilaga I att vid samtliga analyser (i—vii) föreligger en mycket stark platsvariation med hög signifikans (varians2—-670337

18 komponent C). Årsvariationen (B) är däremot negligerbar. Samspelet mellan år och plats (BC) är igen mycket starkt och höggradigt signifikant, liksom i några fall samspelet mellan huvudbehandling och år (AB). 41. Specificering av de olika betningsmedlen visar att i dessa avkastningsförsök ingen säker skillnad föreligger mellan kvicksilverhaltiga och icke kvicksilverhaltiga betningsmedel. Avkastningsskillnaden mellan Hgoch Icke-Hg-medel (3 %) är icke signifikant (tab. 8: ii). Parcellfördelningen är synnerligen osymmetrisk. Signifikanta samband föreligger mellan huvudbehandling och ortskombinationer (AC). 42. De två kvicksilverhaltiga betningsmedlen »Panogen» och »Betoxin» visar sinsemellan ingen signifikant skillnad i avkastningsstegrande effekt (avkastningsstegringen efter betning uppgår till respektive 17 och 15 %, tab. 8 : i v ) . Båda betningsmedlen visar däremot starkt signifikanta effekter jämfört med kontrollen (A). Samspelet betning — år är starkt (AB). 43. I det undersökta materialet föreligger en tydlig skillnad mellan torr och flytande betning å ena sidan samt fukt-, våt- och vällingbetning å den andra, däremot inte mellan metoderna inom de två grupperna. 44. I Växtskyddsanstaltens försöksanordning har ett stort antal preparat använts blott en eller ett fåtal gånger. Förekomsten av en eventuell signifikant mellanpreparateffekt har ej kunnat påvisas i materialet (bil. I, punkt 9:3). 45. Beträffande variabeln (b) (stinksotfrekvens, bil. I, tab. 9) har betningsmedlen en mycket kraftigt minskande effekt. Ej heller i detta fall kan någon signifikant skillnad mellan Hg-medel och Icke-Hg-medel påvisas. Renodlade års- och platsvariationer förekommer ej i totalmaterialet (tab. 9: i), ej heller påvisbara kombinerade års-/platseffekter. Däremot framgår det av tabell 9: ii, där Hg- och Icke-Hg-medel har jämförts, att signifikanta skillnader existerar beträffande inflytandet av år (B) och plats (C) liksom av kombinationen av år och plats (BC). Också beträffande stinksot råder en stark asymmetri i materialet. 46. I motsats till fallet beträffande avkastningen (tab. 8) uppträder en starkt signifikant skillnad mellan olika betningsmedel (delbehandlingar) inom samma huvudbehandling, år och plats (tab. 9, ABCD). 47. Utöver de omedelbara resultaten av variansanalysen har de funna årsoch platsinflytandena på avkastning och betningseffekt satts i relation till storheter som beskriver årsmån och plats. Bland dessa storheter (bil. I, punkt 7) återfinnes bl. a. fusariosprocent hos obetat och betat utsäde och stinksotfrekvens. 48. Följande resultat må anföras. (1) Den avkastningshöj ande effekten av betning är större då avkastningen i kontrollen är lägre (korrelationskoefficienten = —0,32**; ekvationen för sambandet: betningseffekten = 0,115 — 0,143 • avkastning hos kontrollen).

19 (2) Ett positivt samband råder mellan betningseffekt och stinksotfrekvens hos kontrollen (korrelationskoefficienten = 0,39***; ekvationen för sambandet: betningseffekt = 0,041 - j - 0,00057 • stinksotfrekvens/m 2 /obetat utsäde). (3) Det föreligger starka indicier på att betning minskar variationen i avkastning mellan olika år liksom mellan upprepningarna i försöken (bil. I, punkt 8; bil. VI: E ) . Detta innebär att betning av utsädet utjämnar differenserna i de anlagda försöken, vilket medför ökad odlingssäkerhet.

Höstråg

49. Utsädet till höstrågförsöken har till skillnad från höstveteförsöken blott varit naturligt infekterat med »fusarios», varför enbart avkastningen (mätt i kg/m 2 ) har undersökts. 50. Materialet består av data från åren 1941—1964, med försök på upp till fyra platser per år, inalles sju platser (bil. II). Det betade materialet omfattar 4 749 parceller, kontrollmaterialet 343 parceller, således även här en starkt asymmetrisk fördelning. 51. Den genomsnittliga avkastningen hos betat utsäde har varit 0,399 kg/m 2 mot 0,375 kg för det obetade eller en överlägsenhet med något över 6 procent. Skillnaden är endast svagt signifikant. Den svaga signifikansen torde delvis sammanhänga med förekomsten av ett platsinflytande på betningseffekten, vilket icke påträffats hos övriga sädesslag. 52. Betningsmedlen består av tre grupper: Hg-medel, Icke-Hg-medel och odefinierade betningsmedel. Hg-medlen omfattar 4 287 parceller, Icke-Hgmedel endast 52 och odefinierade betningsmedel 420 parceller (bil. II, tab. 13: ii och vii). Jämförelsen mellan Hg- och Icke-Hg-medel visar ingen skillnad mellan betningsmedlen, ej heller mellan Hg-medel och övriga betningsmedel (d. v. s. Icke-Hg-medel -\- odefinierade betningsmedel). 53. De två Hg-medlen Panogen och Betoxin visar en starkt signifikant skillnad jämfört med kontrollen (tab. 13: iv). Överlägsenheten uppgår i båda fallen till 7 å 8 procent. De två Hg-medlen skiljer sig icke sinsemellan. 54. Av öviga resultat må n ä m n a s : (1) Mellanplatsvariationen är vid samtliga analyser mycket starkt signifikant (C). Till skillnad från beteendet hos vete synes även en viss signifikant mellanårsvariation (B) föreligga. (2) Liksom hos höstvete är variationen mellan års-ortskombinationer mycket starkt signifikant (BC), likaså varianser som härrör från huvudbehandlings-, års- och delvis ortskombinationer (AB och i vissa bearbetningar AC). (3) I en analys (tab. 13: i) är en effekt av delbehandlingar (ABCD) starkt signifikant men trots detta siffermässigt av underordnad storleksordning.

20 (4) Den genomsnittliga avkastningen vid Vassbo (med 76 kontrollparceller) ligger lågt (0,242 kg/m 2 ) men visar stark betningseffekt (cirka 16 procent). Vid två andra representativa orter (Ölvingstorp och Åkarp, med avkastningssiffror på respektive 0,425 och 0,424 k g / m 2 och båda med 92 kontrollparceller) är avkastningsstegringen genom betning blott någiu procent (2—4 % ) . (5) Sambandet mellan betningseffekten och avkastningen hos kontrollen är negativt (korrelationskoefficienten = — 0,55***). (6) Ju högre fusariosprocenten är hos kontrollmaterialet desto starkare är betningseffekten (korrelationskoefficienten = 0,39***). För det betade utsädet är betningseffekten = 0,0091 -f- 0,00115 • fusariosprocenten hos kontrollen. d. v. s. om fusariosprocenten är 10, är betningseffekten = 0,0206 » » 20 » » = 0,0321 » » 30 » » = 0,0436 (7) Variationen mellan år, mellan platser och mellan parceller är mycket stor beträffande avkastningen hos kontrollen. De varianser, som mäter dessa variationer, sjunker vid betning, d. v. s. avkastningsvariationerna mellan år, plats och upprepningar minskar, även om signifikanserna på grund av materialets asymmetri ej är säkra utom vad mellanparcellsvariansen (upprepningarna) beträffar.

Korn

55. Den statistiska bearbetningen omfattar avkastning (kg/m 2 ) och strimsjukefrekvens (angripna p l / m 2 ) . 56. I fråga om avkastningen uppgår det totala materialet till 5 138 parceller, från totalt sex olika platser, fyra platser per år, och omfattar åren 1940—1964 (bil. III och VI). Sexradskorn har övervägande använts i försöken. Det betade utsädet (bil. III, tab. 17) består av 4 782 parceller med ett kontrollmaterial på blott 356 parceller. Avkastningsökningen efter betning är höggradigt signifikant (A) och uppgår till närmare 10 procent (tab. 17: i ) . Årsvariationen (B) är negligerbar. Samspelen mellan år och ort (BG) och huvudbehandling och ort (AC) är ofta starkt signifikanta. I några fall (i, iv och vii) är också den variansdel som sammanhänger med huvudbehandling och årsvariation (AB) ganska framträdande. Varianserna för ort (C) och samspelet år-ort (BC) är betydande. 57. För Icke-Hg-medel föreligger blott ett material på 60 parceller. Den siffermässigt sett höga skillnaden mellan Hg- och Icke-Hg-medel är icke signifikant (bil. VI, punkt B). Materialets knapphet kan vara en förklaring till att Icke-Hg-medel visar lägre genomsnittlig avkastning än kontrollen (bil. III, tab. 17:iii).

21 58. Vad de två kvicksilvermedlen Panogen och Betoxin beträffar (iv), så är de klart överlägsna kontrollmaterialet (12 och 10 % respektive), men skiljer sig icke säkert sinsemellan. 59. Liksom hos vete och råg sjunker varianserna för betat jämfört med obetat utsäde. Detta gäller såväl år/plats- som mellanplatsvariansen. Också variationen mellan försöksparceller sjunker. 60. För tre orter (Tornby, Åkarp och Täng) finnes ett jämförelsevis stort antal kontrollparceller (84—96). Skördestegringen genom betning har i de relativt högt avkastande försöken vid Tornby och Åkarp (bil. III, punkt 3) uppgått till 7 å 8 procent. I Täng (Jämtland) är skördestegringen genom betning ungefär 13 procent. Ett tydligt negativt samband råder mellan betningseffekt och avkastning hos kontrollen (korrelationskoefficienten = -— 0,28**). 61. Strimsjukan hos korn (Helminthosporium gramineum) bekämpas lätt genom betning (tab. 19). I jämförelse mellan kontroll, Panogen och Betoxin (iv) sjunker antalet angripna plantor från 16 p l / m 2 till respektive 0,09 och 0,15 pl/m 2 . Det framgår emellertid av den statistiska bearbetningen att Icke-Hg-medel är mindre effektiva än Hg-medel (ii, med hög signifikans). Detsamma gäller ifall Hg-medel jämförs med »övriga betningsmedel» (Icke-Hg-medel - j - odefinierade betningsmedel, vi). 62. Samspelen huvudbehandling-år (AB), huvudbehandling-ort (AC), huvudbehandling-ort-år (ABC) är liksom variationen mellan betningsmedel inom delbehandling-huvudbehandling-ort-år (ABCD) markanta.

Havre

63. Materialet för havre omfattar data från åren 1940—1963 med odlingar på upp till fem platser per år och inalles sju platser. Liksom hos vete och korn är materialet uppdelat i två bearbetningar: (a) avkastning ( k g / m 2 ) och (b) flygsotfrekvens (angripna vippor per m 2 ). 64. I fråga om avkastningen motsvarar bearbetningen de föregående växtslagen. Materialet är starkt asymmetriskt, med 382 kontrollparceller mot 5 354 parceller efter betning. Betning (bil. IV, tab. 22: i) har en ganska svag om än klart signifikant effekt. Avkastningshöjningen i försöken uppgår till 5 procent. Panogen och Betoxin som representanter för Hg-medel har obetydligt högre värde, ungefär 6 procent (iv). Icke-Hg-medel har enligt den summariska analysen (iii) en till synes svagare effekt än Hg-medlen; avkastningen ligger till och med under motsvarande värde för kontrollen. (Jmf. bil. VI: B, jämte tillhörande fotnot.) Detsamma gäller för gruppen »övriga betningsmedel» (vii, Icke-Hg-medel -f- odefinierade medel). I det sistnämnda fallet föreligger svag signifikans för en reell skillnad mellan Hg-medel och »övriga betningsmedel» (vi). Asymmetrin är mycket stark (5 145 Hg-parceller mot 209 parceller för »övriga betningsmedel»,

22 varav endast 39 Icke-Hg-parceller). Det föreligger starka ortsvariationer (G). svaga årsvariationer (B). Däremot är samspelen år-ort (BC), huvudbehandling-år (AB) samt delbehandling-huvudbehandling-ort-år (ABCD) ofta betydande. 65. Storleken av de numeriska värdena för avkastningens varianskomponenter är högst beträffande år (C) och år-ortskombination (BC). 66. Variationen i avkastning minskar för betat jämfört med obetat utsäde starkt i fråga om mellanparcellsvärdena inom försöken; dock ej i fråga om år och obetydligt i fråga om plats- och år/platsvärden. 67. På sex orter föreligger ett kontrollmaterial på 40 parceller eller mer. Ordnade efter kontrollparcellernas avkastning blir betningseffekten: Vassbo, Falun Nyckelby, Ekerö Ulriksdal, Solna Ölvingstorp Skara Åkarp

— 0,229 kg/m 2 — 0 237 » —0,259 » — 0,282 » — 0,341 » — 0,381 »

— betningseffekt: » » » » »

6 % 9» 14» 4» 4» 2»

De tre orterna med låg avkastning uppvisar starkare betningseffekter än de tre orterna med hög avkastning. Effekten är i förra gruppen nästan tre gånger större än i senare gruppen. Havre visar således samma tendens i detta hänseende som vete, råg och korn. 68. Beträffande flygsotfrekvensen har betningsmedlen starka effekter (A i tab. 23 med genomgående höga signifikanser). Däremot är ort- och årsvariationerna (B och C) negligerbara. Hg-medel har väsentligt starkare effekt än »övriga betningsmedel» (tab. 23: vi). Asymmetrin är stark. För Panogen och Betoxin minskar antalet angripna vippor från nästan 20 vipp o r / m 2 hos kontrollen till 0,3 vippor/m 2 eller därunder. 69. Samspelseffekterna är även beträffande flygsot hos havre ganska framträdande. Detta gäller för huvudbehandling-år (AB), huvudbehandlingort-år (ABC) och delbehandling-huvudbehandling-ort-år (ABCD). Betningseffekten (A) och variansen för variationen mellan huvudbehandling och år (AB) har i stort sett de högsta numeriska värdena. Doseringseffekter

70. I »Växtskyddsnotiser» 1964, 28: 2, s. 27—30, redogöres för betningseffekten av »normal» och »halv» dos. Det framgår av redogörelsen att en minskning av dosen till hälften ej påverkar avkastningsnivån. Som genomsnitt för de fyra växtslagen höstvete, höstråg, havre och korn finner man att stegringen i avkastning efter betning, jämfört med kontrollen, för både »normal» och »halv» dosering uppgår till cirka 9 procent. Däremot synes det av tabell 4 i uppsatsen framgå att »halv» dosering ej minskar sjukdomsfrekvensen av stinksot, flygsot och strimsjuka i samma utsträckning

23 som »normal» dosering. Störst är skillnaden i fråga om flygsot, därnäst stinksot; minst är den i fråga om strimsjuka. Ehuru inga signifikanser har beräknats, torde vissa skillnader vara statistiskt säkra. 71. En variansanalys av tillgängligt material har utförts (bil. VI: G). Den bekräftar i stort sett »Växtskyddsanstaltens» slutsatser. 72. Höstvetematerialet, som särskilt behandlas i bil. VI: C, härrör från nio olika år mellan 1951 och 1963 och från försök på fem platser med fem olika betningsmedel. Det är ganska oansenligt med blott 750 parceller. 73. En minskning av doseringen påverkar ej alls avkastningen hos höstvete. Detta gäller även för övriga växtslag. Vissa års-plats-effekter förekommer, dock inga samspelseffekter där betningsmedel ingår (d. v. s. AB, AC, ABC, där A är effekten av betningsmedel, B är årseffekten och C är platseffekten). 74. Däremot iakttages en effekt av doseringarna i fråga om sjukdomsfrekvens. Vid en variansanalys finner man signifikans för skillnaden mellan betningsmedel i fråga om doseringen beträffande stinksot hos vete (A), liksom i samspel med år och plats (ABC). För flygsot hos havre är denna skillnad mellan betningsmedlen tydlig beträffande samspel med platsen (AC) samt särskilt år och plats (ABC). I fråga om strimsjuka hos korn påträffas ingen generell skillnad mellan betningsmedlen vad doseringseffekten beträffar. Om man direkt jämför sjukdomsfrekvenserna efter betning med normal och halv dosering (bil. VI: C, tab. 34) finner man höggradig signifikans för en doseringseffekt hos vete och havre, däremot ej hos korn. Ny försöksserie

75. Fältförsök med syfte att undersöka betningens praktiska betydelse igångsattes för två år sedan gemensamt av Institutionen för växtodling vid Lantbrukshögskolan, Statens växtskyddsanstalt och Statens centrala frökontrollanstalt. Försöksserien är avsedd att pågå under en följd av år. Endast 1965 års data har hittills bearbetats. Även om det är vanskligt att dra slutsatser av endast ett års resultat har en redogörelse härför stort värde, då denna försöksserie är den enda, där syftemål och uppläggning varit inriktade på en strikt analys av betningseffekten. 76. Avsikten har varit att undersöka betningseffekten vid olika stark infektion av utsädesburna parasitsvampar. Det använda utsädet har till skillnad från det i Växtskyddsanstaltens egna försök — utlagda för preparatprövning —- endast varit naturligt infekterat och enbart smittat med groddoch broddskadande parasitsvampar. 77. Utsädespartierna har utvalts och klassificerats i olika s. k. angreppsklasser med hänsyn till deras sundhet. Angreppsklasserna är desamma som ligger till grund för frökontrollanstalternas bedömning av betningsbehovet (tabell 4).

24 Tabell 4. Innebörden au angreppsklasser Angreppsklass

0 1 2 3 4 5

vid sundhetsbedömning

av utsäde

Procentuell infektion av grodd- och broddskadande parasitsvampar 0 1— 5 6— 15 16— 40 41— 70 71—100

78. Det försök, för vilket resultat här redovisas, kan med hänsyn till valet av utsäde uppdelas i följande tre delförsök: (1) Fem vårvetepartier med angreppsklasserna 1, 2, 3, 4 och 5. (2) Fem vårvetepartier, alla med angreppsklassen 3. (3) Fyra kornpartier med angreppsklasserna 2, 3, 4 och 5. 79. Samtliga partier har ingående undersökts beträffande olika arter av grodd- och broddskadande parasitsvampar. De arter som förekommit har varit Fusarium nivale, Fusarium roseum (F. culmorum och F. avenaceum), Septoria nodorum, Septoria sp., Helmint hos po rium sativum och Helminthosporium sp. Fältundersökningarna, som för samtliga delförsök utförts på fyra olika platser i landet (bil. V), har främst omfattat bestämning av plantantal och kärnskörd. Betningsmedlet har varit Panogen »8» (alkylkvicksilver). 80. Vid den statistiska bearbetningen av delförsök 1 har säker betningseffekt erhållits både vad beträffar plantantal och kärnskörd. Effekten hai ökat med stigande infektionsgrad. För utsäde med angreppsklasserna 1 och 2 har effekten varit obetydlig eller negativ (bil. V, tab. 26), för utsäde med angreppsklasserna 3 och 4 stigande positiv och för angreppsklass 5 mycket stor. 81. I delförsök 2 med alla vetepartierna inom angreppsklassen 3 har en betningseffekt med hög signifikans framkommit både i fråga om plantantal och kärnskörd. Effekten har varit positiv för samtliga partier men varierar likväl rätt starkt, ehuru icke signifikant. Angreppsklassen 3 i denna undersökning har omfattat partier med infektioner mellan 16 och 32 procent. 82. De i delförsök 3 ingående kornpartierna har så gott som uteslutande varit infekterade med en enda parasitsvamp (Helminthosporium sativum). Liksom i delförsök 1 och 2 har en säker betningseffekt erhållits både för plantantal och kärnskörd. Effekten har ökat med stigande infektionsgrad och varit obetydlig eller negativ inom angreppsklass 2, men positiv inom angreppsklasserna 3 och 4 och särskilt stark hos angreppsklassen 5. 83. Med reservation för att det endast är resultat från ett års försök, k a n sammanfattningsvis sägas, att betningseffekten ökat med stigande infek-

25 tionsgrad samt att betning vid svaga infektioner inte medfört någon ökning vare sig i plantantal eller kärnskörd. Först inom angreppsklass 3 erhölls en tydlig effekt. Detta förhållande överensstämmer väl med frökontrollanstalternas rådgivning angående utsädesbetning. Inom klasserna 0, 1 och 2 anses nämligen betning ej behövlig, medan den inom klass 3 anses tillrådlig och inom klasserna 4 och 5 behövlig. 84. Hösten 1966 har försök utlagts för att på samma sätt som hos här berörda sädesslag studera betningens inverkan även hos höstvete och höstrå".

Ekonomiska synpunkter på utsädesbetningen 85. För att kunna klarlägga betningens ekonomiska betydelse för svenskt lantbruk fordras uppgift om den skördeökning som erhålles genom betning. Att som mått på skördeökningen utnyttja Växtskyddsanstaltens försöksresultat är icke invändningsfritt, då dessa försök till sin uppläggning och målsättning främst tagit sikte på en prövning av och en jämförelse mellan olika betningsmedels effekt och ej på den absoluta effekten av betning som sådan. Av denna anledning har varje år endast ett utsädesparti av varje växtslag ingått i Växtskyddsanstaltens försök och det är omöjligt att avgöra i vilken utsträckning detta parti kan betraktas som representativt för det utsäde som använts i praktiken. Företagna sundhetsanalyser visar, att infektionen av utsädesburna parasitsvampar på utsädespartierna under ett och samma år varierar från ingen till mycket stark samt att stora skillnader i infektionen föreligger mellan olika år. 86. Som tidigare framhållits är det knappast troligt, att en kontinuerlig betning har medfört en successiv och bestående nedgång i förekomsten av Tabell 5. Förväntad genomsnittlig försök (se punkt 87) Plats

Åkarp Roslags Näsby, Enebyberg Falun Linköping Ultima Ekerö Bergshamra, Solna Ölvingstorp Täng Skara

skördeökning

enligt

Växtskyddsanstaltens

Procentuell skördeökning efter betning enligt Växtskyddsanstaltens försöksserier Höstvete

Höstråg

9,7 22,8 22,1 13,1 13,9 15,8 22,7

1,9 2,6 16,1 5,2 9,8 8,8 4,0

Korn 6,7 25,8 7,8 11,4 11,9

Havre 2,4 3,2 6,6 8,9 13,5 4,3

12,7 4,4

26 grodd- och broddskadande parasitsvampar. Förekomsten av sotsjukdomar däremot skulle troligen utan kontinuerlig betning ha ökat och därigenom kunnat förorsaka stora skador. 87. De skördeökningar som erhållits till föjd av betningen i Statens växtskyddsanstalts försök kan sålunda inte tillmätas generell giltighet. Med ledning av försöksresultaten kan man emellertid säga, att om utsädena har den kvalitet som gällt i försöken och om förhållandena är de som rått på försöksplatserna, kan i tabell 5 angivna genomsnittliga skördeökningar till följd av betning vara att vänta. (Man bör i detta sammanhang beakta att antalet försöksår varierar avsevärt på de olika platserna). 88. Skillnaden i skördeökning mellan olika år har varierat starkt och enstaka år har t. o. m. en svag skördeminskning förelegat. De yttre variationsgränserna i procent för de olika sädesslagen har under försöksperioden varit följande: Höstvete Höstråg Korn Havre

—4,4 till +75,0 —4,0 till +27,2 —0,8 till +72,4 —1,6 till + 2 2 , 1

Som förklaring till de negativa värdena kan dels den naturligt förekommande statistiska variationen åberopas, dels de använda utsädespartiernas olika beskaffenhet, som eventuellt lett till skador vid grodd- och plantutvecklingen. 89. Sammanfattningsvis kan sägas, att för en någorlunda tillförlitlig ekonomisk kalkyl av betningens betydelse fordras försöksresultat från mera representativa odlingsmaterial än de som använts i Växtskyddsanstaltens försöksserier. I »Växtskyddsnotiser» 1964, 2 8 : 2 (sid. 37) har sakläget formulerats så: ». . . ger den i försöken funna merskörden uttryck för, inte den exakta storleken men väl storleksordningen av den ökning av den årliga stråsädesskörden som en allmänt tillämpad betning gjort möjlig». (Jmf. även yttrande i »Kvicksilverfrågan i Sverige» 1965, sid 97). Fleråriga försök av den typ, som nu påbörjats och som beskrivits i föregående avsnitt (punkt 75—84) kan däremot komma att ge resultat på vilka en säkrare ekonomisk kalkyl kan grundas.

A l t e r n a t i v a m ö j l i g h e t e r a t t erhålla e t t u r s j u k d o m s s y n p u n k t sådugligt u t s ä d e 90. En av förutsättningarna för en lönande stråsädesodling är att denna bygger på utsäde av hög kvalitet. Ur sjukdoms- och betningssynpunkt kan detta åstadkommas genom något av följande tre alternativ: (1) Att endast friskt eller så gott som friskt utsäde användes. Betning skulle då helt kunna förbjudas.

27 (2) Att betning är tillåten med av Giftnämnden godkända preparat och att användning av kvicksilverhaltiga preparat får ske enligt nuvarande bestämmelser. (3) Att betning endast är tillåten med preparat, vilka dels inte innehåller kvicksilver eller andra ur giftsynpunkt ej önskvärda föreningar och dels är biologiskt nedbrytbara. 91. Sett ur giftsynpunkt är första alternativet det mest tillfredsställande. Med bibehållande av den utsädeskvalitet, som nu anses som ett minimum, torde detta alternativ för närvarande vara svårt att genomföra i praktisk skala. Som tidigare anförts (punkt 25) skulle enligt gjorda beräkningar ca 50 procent av det utsäde som använts till vårsådden 1966 varit i behov av betning enbart mot grodd- och broddskadande parasitsvampar. Dessa 50 procent skulle, om betning varit förbjuden, ha måst ersättas med friskt eller nästan friskt utsäde. Att denna kvantitet skulle ha kunnat frambringas ur 1965 års skörd, får anses uteslutet, om även övriga kvalitetskrav beaktas. Att täcka behovet med utsäde överlagrat från tidigare år, då tillgången på friskt eller nästan friskt utsäde varit god, är för närvarande ej heller realiserbart. Först och främst är nämligen år, då utsädet är övervägande friskt, relativt sällsynta. Dessutom måste beaktas att en överlagring är kostnadskrävande. Risk för grobarhetssänkning föreligger i samband med en längre lids lagring. Dock beror sänkningen på hur lagringen sker samt på det lagrade utsädets kvalitet och vattenhalt vid inlagringen. 92. Det bör här påpekas att vår kännedom i fråga om möjligheterna till överlagring av utsäde i stor skala är mycket begränsade. I samband med en eventuell överlagring är det väsentligt att utreda hur de på utsädet förekommande parasitsvamparna reagerar vid en långtidslagring. Nya försök som belyser detta förhållande, liksom andra faktorer vid en överlagring av utsäde, är synnerligen önskvärda. 93. Andra alternativ till betning av utsäde än överlagring bör också beaktas, exempelvis kontraktsodling i speciellt gynnsamma områden eller bekämpning och motarbetande av utsädesburna parasitsvampar efter andra principer än de nu använda. 94. Ett totalförbud mot betning skulle oavsett möjligheterna till överlagring, kontraktsodling, resistensförädling o. d., innebära att allt utsäde skulle behöva analyseras även beträffande förekomsten av andra än de grodd- och broddskadande parasitsvamparna. Detta skulle medföra dryga analyskostnader. Sannolikt skulle dessutom dessa svampar, som till följd av allmän betning numera är relativt sällsynta, öka i frekvens. 95. Om de kvicksilverhaltiga betningsmedel, som nu används inom svenskt lantbruk, anses som speciellt giftiga och därför bör förbjudas, krävs det att de preparat, som i så fall ersätter dem, har tillfredsställande effekt mot de olika utsädesburna parasitsvamparna. Dessa preparat bör dessutom ha genomgått en så omfattande prövning i fråga om giftighet och andra

28 verkningar, att det ej senare visar sig, att de rekommenderade nya preparaten i likhet med alkylkvicksilvermedlen förorsakar allvarliga skador eller olägenheter. 96. För närvarande finns det i marknaden inget slutgiltigt prövat kvicksilverfritt betningsmedel tillgängligt, som fyller de krav som ställs för en effektiv bekämpning av de utsädesburna sjukdomarna. Betning enligt nu gällande restriktiva bestämmelser är därför t. v. det enda möjliga alternativet. Detta innebär med nuvarande kontrollsystem att betning av vårstråsäd med kvicksilverhaltigt bekämpningsmedel hålles vid ett nödvändigt minimum. Enligt det första årets erfarenheter av detta system har kontrollen av föreskrifterna för utsädesbetningen fungerat tillfredsställande. Betydligt mindre mängd utsäde har betats än de officiella frökontrollanstalterna tilllåtit, vilket sett uteslutande från giftsynpunkt kan betraktas som fördelaktigt. Den största svagheten med det nuvarande systemet är att betningsrestriktionerna endast gäller för vårstråsäd. Som tidigare framhållits, synes det för närvarande svårt alt i kontrollsystemet inlemma även höstsäden.

S a m m a n f a t t n i n g och r e k o m m e n d a t i o n e r 97. Parasitsvampar förekommer i skiftande omfattning på utsäde av stråsäd. De kan indelas i två huvudgrupper: (1) grodd- och broddskadande, (2) axskadande svampar (punkt 10). För att motverka svampangrepp genomföres betning av utsädet med olika kemiska medel. Skador av kvicksilverhaltiga betningsmedel har påtalats under de senaste årens naturvårdsdebatter. De s. k. alkylkvicksilverföreningarna har förbjudits som betningsmedel. Dock må här betonas att även de som »mindre giftiga» betecknade alkoxy- och fenylkvicksilverföreningarna, liksom åtskilliga icke-kvicksilverhaltiga organiska föreningar, kan innebära olika riskmoment. 98. Den statistiska bearbetningen av Växtskyddsanstaltens material från åren 1940—1964 har visat att betning har en gynnsam effekt på odlingsresultaten, både vad avkastning och sjukdomsfrekvens beträffar. Detta är ställt utom varje tvivel. Likaså synes odlingssäkerheten förbättras genom ändamålsenlig betning. Betingelserna under vegetationsperioden påverkar starkt det blivande utsädets sundhet. På grund härav föreligger ett skiftande behov av betning under olika år och vid olika odlingsbetingelser. Detta förhållande har belysts av utredningen (punkt 19—25). Den nu genomförda s. k. anpassade betningen, vars principer går tillbaka på Frökontrollanstaltens arbeten redan under 1930-talet, innebär att på alla utsädespartier av stråsäd som inkommer för grobarhetsanalys undersöks även förekomsten av grodd- och broddskadande parasitsvampar. Med denna undersökning som bakgrund fastställes betningsbehovet som obehövligt, tillrådes eller kräves för statsplombering. Andelen av dessa tre betningskategorier varierar starkt

29 ( p u n k t 24). Höstsäden, som täcker 15—20 procent av den totala stråsädesarealen, har icke inlemmats i en obligatorisk kontroll av betningen, huvudsakligen beroende på den korta tiden mellan skörd och sådd. Dock måste betningen även av höstsäd givetvis följa allmänna förordningar. 99. Växtskyddsanstalten har — om än i obetydlig omfattning — prövat en serie icke kvicksilverhaltiga betningsmedel parallellt med de kvicksilverhaltiga. Den statistiska behandlingen av det starkt asymmetriska materialet visar inga markanta skillnader mellan de två grupperna av betningsmedel, i varje fall vad avkastningen beträffar och i vissa fall även sjukdomsfrekvensen. Likväl framhäves det av såväl Växtskyddsanstaltens som Frökontrollanstaltens experter att de kvicksilverhaltiga betningsmedlen (även de »mindre giftiga» alkoxyföreningarna) är verksamma mot de flesta utsädesburna parasitsvamparna, medan de prövade icke kvicksilverhaltiga preparaten ofta varit artspecifika och generellt sett mindre fungicida. Expertgruppen anser att effektiva icke kvicksilverhaltiga betningsmedel förr eller senare säkerligen kommer att bli tillgängliga. Dock måste även i dessa fall de nya medlens giftverkningar och olägenheter noggrant fastställas och vägas mot de nu tillåtna kvicksilvermedlens. 100. Den statistiska bearbetningen klarlägger — trots materialets brister — att »normaldoseringen» av Hg-medel kunde ha minskats utan att avkastningen sjunkit (punkt 70—74). Sjukdomsfrekvensen blir dock, i fråga om stinksot hos höstvete och flygsot hos havre, efter betning med hel dosering lägre än med halv dosering. Frekvensen av strimsjuka hos korn visar däremot ingen signifikant skillnad vid de två doseringarna. 101. Den nya försöksserie över betningseffekter, vilken beskrives i punkt 75—84, har betydande intresse. Material, som är naturligt infekterat med olika frekvens av grodd- och broddskadande svamparter och därigenom representerar olika angreppsklasser, användes vid betningsundersökningarna (betningsmedel endast alkylkvicksilver). Hittills har blott utsäde av vårvete och korn ingått i försöken. Starka effekter av betningen har erhållits vid en infektionsgrad över 40 procent, vilket innebär angreppsklasserna 4 och 5, för vilka betning föreskrives vid statsplombering. Men också vid angreppsklass 3, med infektioner mellan 16 och 40 procent, har signifikanta effekter erhållits. Det är önskvärt, att betningsmedlen utökas i dessa försöksserier, dels att omfatta mindre giftiga alkoxyföreningar, dels icke kvicksilverhaltiga medel, samt — i enlighet med försöksplanerna — att samtliga stråsädesslag inbegrips i undersökningen. 102. Expertgruppen vill här direkt besvara de frågor, som uppställts av 1964 års naturresursutredning (sid. 5). (1) Ger de vid Statens växtskyddsanstalt och Statens centrala frökontrollanstalt utförda försöken möjligheter att för de olika sädesslagen draga slutsatser om vilken effekt betningen haft, om man jämför betade och icke betade försöksserier?

30 Avkastningen har i Växtskyddsanstaltens försök generellt sett ökat genom betning av utsädet. Hos höstvete är ökningen genomsnittligt cirka 15 procent; hos höstråg 6 procent; hos korn 10 procent och hos havre cirka 5 procent. Betningsmedlen Panogen och Betoxin, som innehåller kvicksilverföreningar, ger tagna för sig något högre värden. Sjukdomsfrevensen minskar generellt sett starkt vid betning; beträffande korn och havre särskilt genom användningen av Hg-medel. (2) Kan man av de utförda försöken draga några slutsatser om vilken effekt betningen har vid praktisk tillämpning? Växtskyddsanstaltens försök har utlagts på olika platser i landet och med liknande metodik som andra avkastningsförsök av officiell karaktär. Expertgruppen har visserligen icke särskilt inspekterat dessa försök rnen har ingen anledning att betvivla deras giltighet och anser därför att resultaten också gäller vid praktisk tillämpning. Den principiella reservationen måste dock göras att detta gäller enbart för de sjukdomar och infektionsfrekvenser som Växtskyddsanstaltens försöksutsäden varit behäftade med. Den tidigare omnämnda nya försöksserien (punkt 75—84) kommer här säkerligen att på flera punkter ge mer exakta upplysningar. (3) Kan man av de utförda försöken draga några slutsatser om vilken effekt de olika betningsmedlen har? Det råder i Växtskyddsanstaltens försöksserier stark asymmetri i fråga om olika typer av betningsmedel. Vad avkastningen beträffar föreligger ingen genomgående skillnad mellan kvicksilverhaltiga och icke kvicksilverhaltiga betningsmedel, ehuru analyserna antyder förekomsten av en skillnad under vissa förhållanden. Viss skillnad föreligger i fråga om effekten mot svampinfektioner varvid Hg-medlen ofta har en starkare och mera allmän svampdödande effekt än de prövade Icke-Hg-medlen. Detta framgår särskilt i Frökontrollanstaltens specialförsök med några aktuella Icke-Hg-medel (punkt 26). (4) Ger de utförda försöken någon indikation om den lämpligaste doseringen under olika förhållanden? En sänkning av doseringen från »normal» till »halv» nivå har icke medfört statistiskt säker skillnad i fråga om avkastningen hos något av sädesslagen. Beträffande sjukdomsfrekvensen skiljer sig de två doseringsnivåerna hos höstvete och havre, däremot ej hos korn. Det tillgängliga materialet har varit ganska obetydligt. (5) Är det möjligt att göra en totalkalkyl över vilken ekonomisk betydelse utsädesbetningen har? Expertgruppen har avstått från att göra ekonomiska kalkyler på grundval av Växtskyddsanstaltens betningsdata. Den skördeökning, som noterats i försöken (punkt 87—88), visar helt olika nivåer på olika odlingsplatser och under olika år. De under (1) ovan angivna genomsnittliga värdena på skördeökningen vid betning i Växtskyddsanstaltens försök kan, med iakt-

31 tagande av all försiktighet, tjänstgöra som utgångspunkt för ekonomiska överväganden rörande betningens betydelse (se även punkt 89). Av särskilt värde från jordbrukssynpunkt är den statistiskt påvisade ökade odlingssäkerheten vid betning. Tillförlitliga beräkningar om den ekonomiska betydelsen kan troligen erhållas med utgångspunkt från resultaten av den nya försöksserien och smittofrekvenserna för de enskilda åren. (6) Hur bör den mest ändamålsenliga försöksuppläggningen vara om man vill klarlägga betningens direkta effekter? Den i föregående punkt omnämnda nya försöksserien synes vara en tillförlitlig och up-to-date metod. Den utnyttjar utsäde, som undersökts beträffande förekomsten av olika svamparter och deras frekvens. Utsädet är i varje enskilt fall noga utvalt och definierat. Det vore önskvärt att denna försöksserie, som är avsedd att vara flerårig, utvidgas till att omfatta samtliga stråsädesslag, varvid även olika betningsmedel prövas beträffande sin fungicida verkan. 103. Svårigheten att använda Växtskyddsanstaltens försöksserier för en uttömmande analys av betningen och de olika betningsmedlens inbördes betydelse beror framför allt på följande förhållanden: (1) Den starka asymmetrin i materialet har varit ogynnsam från statistisk bearbetningssynpunkt. Detta gäller särskilt i fråga om det höga antalet betade parceller i jämförelse med det låga antalet kontrollparceller. (2) En stark asymmetri råder likaledes i fråga om antalet parceller med Hg-betning jämfört med antalet Icke-Hg-parceller. (3) Många betningsmedel har blott ingått i fältförsök under ett eller ett par år, varför en statistisk värdering av deras effekt på avkastningen icke har kunnat ske. Nya betningsmedel bör, enligt expertgruppens mening, till en början inte prövas i omfattande och dyrbara fältförsök utan i laboratorie- och växthusförsök. (4) Ett stort antal »odefinierade» betningsmedel, vilkas kemiska konstitution icke är bekant, har ingått i försöken. 104. Expertgruppen vill i detta sammanhang särskilt framhålla att betningsmedlens dosering måste beaktas i framtida mera ingående specialförsök, eftersom ingen statistiskt signifikant skillnad i parcellavkastningen mellan normal och halv dosering har framkommit vid bearbetningen av det föreliggande ganska obetydliga materialet. 105. Det är expertgruppens uppfattning att den s. k. anpassade betningen tidigare borde ha beaktats i svenskt jordbruk, så att betning skett i enlighet med Frökontrollanstaltens rådgivning, i synnerhet som liknande problemställningar diskuterats i lantbrukspressen redan på 40- och 50-talen och motstridande uppfattningar tidigt gjort sig gällande i fråga om kvicksilverbetningen som generell säkerhetsåtgärd. Likväl måste det i detta sammanhang betonas att kemiska medels giftverkningar inom jordbruk, såväl som inom industri och medicin, först under de senaste åren i tillbörlig grad uppmärksammats.

106. Expertgruppen vill i anslutning till sin utredning framföra följande rekommendationer: (1) Alternativ till kvicksilverbetningen bör utredas såväl kemiskt som tekniskt. Detta gäller t. ex. användningen och syntesen av preparat av mindre giftig eller t. o. m. ofarlig natur. Allsidig prövning, också från zoologisk och human synpunkt, bör här ske innan preparaten utnyttjas i praktisk skala. Men även åtgärder, som ersätter betningen, t. ex. överlagring av utsäde från år med ringa angrepp, kontraktsodling av utsäde i speciellt gynnsamma klimatområden, bekämpning och motarbetande av utsädesburna parasitsvampar efter andra principer än de nuvarande, bör utredas. F. n. torde en allmänt genomförd anpassad betning, med tillräckliga ekonomiska resurser för utsädeskontroll, vara den lättast framkomliga metoden. Det är därvid en betydande nackdel att obligatoriskt krav på anpassad betning icke kunnat införas för höstsäd. Slutmålet måste, enligt expertgruppens mening, vara att bruket av giftiga eller på annat sätt skadliga betningsmedel i praktisk skala helt upphör. (2) Nya betningsmedel bör i tillfredsställande omfattning prövas i laboratorie- och växthusförsök, innan de ingår i mera omfattande och dyrbara fältförsök. Fältförsökens uppläggning och omfattning bör upptagas till omprövning. Ekonomiska och vetenskapliga resurser för tillfredsställande laboratorie- och växthusanalyser måste ställas till förfogande. (3) Statistisk expertis skall kontinuerligt finnas tillgänglig för båda anstalterna såväl beträffande planering och uppläggning av försök som för registrering och maskinbehandling av data. (4) Expertgruppen anser att inga nya betningsmedel får ingå i officiella försök med mindre att den kemiska konstitutionen och koncentrationen av dessa substanser är känd. Samråd med Giftnämnden, liksom med kemisk expertis vid högskole- och universitetsinstitutioner, bör kontinuerligt äga rum. (5) En förstärkning av Växtskyddsanstaltens och Frökontrollanstaltens resurser är enligt expertgruppens mening nödvändig, såväl i fråga om betning och därmed sammanhängande problemställningar som i fråga om undersökning av parasitsvampar, deras förekomst och skadeverkningar, möjligheten till utvidgade laboratorie- respektive växthusförsök och ökad utsädeskontroll. Generellt sett bör växtpatologisk forskning, med motsvarande kemisk forskning, erhålla kraftigare stöd än vad hittills varit fallet. Expertgruppen vill i detta sammanhang, för Växtskyddsanstaltens vidkommande, hänvisa till de önskemål som anstalten framfört till naturresursutredningen i en P.M. av 11.10.1965. 107. Slutligen vill expertgruppen som sin mening uttala att statsmakterna ofördröjligen bör vidtaga åtgärder för att stödja och intensifiera forskning som avser att klargöra kemiska medels giftverkningar, varvid såväl jordbruksnäringen som industri och samhällsliv generellt beaktas.

33 STATISTISK BEARBETNING av Växtskyddsanstalten m. fl. betningsförsök sammanfattas i följande sju rapporter, bil. I—VII (i slutgiltig version december 1966): I. Statistiska analyser över Växtskyddsanstaltens betningsförsök med höstvete åren 1941—1964 (sid. 34—46). II. Statistiska analyser över Växtskyddsanstaltens betningsförsök med höstråg åren 1941—1964 (sid. 47—51). III. Statistiska analyser över Växtskyddsanstaltens betningsförsök med korn åren 1940—1964 (sid. 52—58). IV. Statistiska analyser över Växtskyddsanstaltens betningsförsök med havre åren 1940—1963 (sid. 59—65). V. Statistisk bearbetning av betningseffektens varianskomponenter i material från en ny försöksserie med varierande frekvens av grodd- och broddskadande parasitsvampar (sid. 66—70). VI. Kompletterande statistiska analyser av Växtskyddsanstaltens betningsförsök, bl. a. inkluderande försök med olika dosering (sid. 71—79). VII. Allmänna kommentarer och slutsatser rörande statistiska analyser över Växtskyddsanstaltens m. fl. betningsförsök (sid. 80—89). Dessa rapporter har utarbetats i tidsföljd enligt numreringen I—VII. Vissa grundläggande resonemang förs i rapport I, till vilka hänvisning sker i övriga rapporter. Dessa grundläggande resonemang utvecklas även närmare i den sammanfattande rapporten, bil. VII. Stockholm den 9 januari 1967 Gunnar Ekman

3—670337

Lars

Ehrenberg

BILAGA I

Statistiska analyser över Växt skydds anstaltens betningsförsök med höstvete åren 1941—1964 1. Följande redogörelse avser variansanalytiska behandlingar av ett relativt omfattande material (se appendix 1) bestående av mätningar å såväl (a) avkastning (kg/m 2 ) som (b) stinksotsfrekvens (angripna ax/m 2 ) betr. höstvete. När det nedan diskuteras bearbetning, avses bearbetning med (a) resp. (b) som bearbetningsvariabel. Materialet består av data från åren 1941 till 1964 (se appendix 1), omfattande odlingar på upp till fyra platser per år, totalt över alla åren sju platser, samt upp till fyra parceller per betningsmedel (resp. kontroll), plats och år. Varje bearbetning består i att bestämma varianskomponenterna avseende variation mellan åren, orterna, huvudbehandlingar samt delbehandlingar, ävensom samspelseffekterna av alla ordningar. Med huvudbehandlingar menas alternativt (i) samtliga betningsmedel hopslagna samt kontroll (obetat) (ii) kvicksilverhaltiga betningsmedel (Hg-medel), samt icke kvicksilverhaltiga betningsmedel (Icke-Hg-medel) (iii) kvicksilverhaltiga betningsmedel, icke kvicksilverhaltiga betningsmedel samt kontroll (iv) Panogen, Betoxin (vilka är Hg-medel) samt kontroll. Dessa två betningsmedel har valts att jämföras med kontrollen, eftersom de förekommer under samtliga åren 1941—1964 (v) olika betningsmetoder (våtbetning, torrbetning e t c ) , samt obetat (kontroll), (vi) Hg-medel samt »övriga betningsmedel». Den senare huvudbehandlingen omfattar dels Icke-Hg-medel, dels en grupp betningsmedel h ä r kallad »odefinierade betningsmedel», då deras kemiska sammansättning ej kunnat fastställas, (vii) kontroll, Hg-medel samt »övriga betningsmedel» Man h a r alltså genomfört 14 stycken varianskomponentbestämningar, en för vardera av (i)—(vii), samt för variablerna (a) och ( b ) . Med delbehandlingar menas de olika betningsmedel som ingår i resp. huvudbehandling. I kontrollhuvudbehandlingen ingår enbart kontrollgruppen (obetat) som delbehandling, i kvicksilverhaltiga huvudbehandlingen ingår alltså alla kvicksilverhaltiga betningsmedel som delbehandlingar etc. I analys (iv) utgör Panogen och Betoxin var för sig huvudbehandling, kontroll den tredje huvudbehandlingen. Beträffande (v) ovan, utgör kontrollen den ena huvudbehandlingen, samtliga fyra betningsmetoder var sin huvudbehandling. 2. Följande variationsorsaker föreligger alltså: A = huvudbehandlingar B = årsvariationer C == ortsvariationer D = delbehandlingar

35 Följande variationsorsaker kvantifieras genom angivande av variansuppskattningar: REST = varians h ä r r ö r a n d e från variation mellan parceller inom resp. delbehandlings-/huvudbehandlings-/orts-/årskombinationer ABCD = varians h ä r r ö r a n d e från variation mellan delbehandlingar inom resp. huvudbehandlings-/orts-/årskombinationer ABC = varians h ä r r ö r a n d e från variationen mellan resp. huvudbehandlings-/ orts-/årskombinationer AB = varians h ä r r ö r a n d e från variation mellan resp. huvudbehandlings-/årskombinationer AC = varians h ä r r ö r a n d e från variation mellan resp. huvudbehandlings-/ortskombinationer BC = varians h ä r r ö r a n d e från variation mellan resp. års-/ortskombinationer A — varians h ä r r ö r a n d e från variation mellan huvudbehandlingar B = varians h ä r r ö r a n d e från variation mellan åren G = varians h ä r r ö r a n d e från variation mellan orterna

3. Variansanalysberäkningar levererar dessa nio varianskomponenter. Den variansanalysmodell, som används, syftar till att leverera dessa varianskomponenter isolerade från varandra. Således levereras bl. a. A-variansen, den man i första hand är intresserad av.* Är denna »signifikant» stor (se nedan) kan man göra gällande, att de olika huvudbehandlingarna »signifikant» skiljer sig från varandra (i fall (i), t. ex., att betning, med hänsyn till variabeln (a) eller (b), »signifikant» skiljer sig från icke-betning). Detta uttalande görs då, under beaktande att andra variationsorsaker (B- och G-variation, AB-, AC- och BC-variation, samt ABC- och ABCDvariation) eliminerats vid bedömande av huvudbehandlingsvariationen. Beträffande frågan om signifikansprövning — d. v. s. frågan huruvida de olika varianserna verkligen är »stora» eller om de kan tänkas ha uppstått via »slumpen», uppstår vissa problem i samband med dessa bearbetningar. I de fall, då fullständig symmetri föreligger i materialet, finns en fullständig färdig teori utvecklad för signifikansprövning. Med fullständig symmetri menas här, att ingen års-/orts-/huvudbehandlings-/delbehandlings-/parcellmätning saknas, samt att jämförda orts-/års-/behandlingskombinationer omfattar lika många mätningar. Detta är ingalunda fallet i här föreliggande material. Det gäller då att approximera sig till signifikanstest. Dessa approximationer innebär ett synnerligen omfattande modell- och kalkylarbete, för vilket datamaskinprogram erfordras och h a r konstruerats. Metoder att trots materialets bristande symmetri beräkna varianskomponenterna har utarbetats (G. Ekman, opubl.) och föreligger konkret i form av datamaskinprogram. 4. Resultaten av analyserna (i) — (vii) beträffande variabeln (a) avkastning per kvadratmeter redovisas i tab. 8, där resp. varianskomponenter anges, ävensom medelvärdena för huvudbehandlingarna. Generellt kan följande noteras: * Även samspelseffekter i vilka A ingår är av primärt intresse. Signifikans för sådana samspel antyder att effekten av betning varierar med förhållandena.

36 4.1. Den renodlade mellanplatsvariansen (C) beträffande avkastningen (0,0018 ligger något högre än mellanparcellsvariansen (0,0042). Den är starkt signifikant. 4.2. Någon påvisbar renodlad (jfr punkt 4.3) mellanårsvarians beträffande avkastningen finns ej. 4.3. Den största variationsorsaken beträffande avkastningen är kombinationen år och plats (BC-effekten), ca dubbelt så stor (0,01) som den renodlade mellanplatsvariansen resp. mellanparcellvariansen. 4.4. Delbehandlingarna inom resp. huvudbehandling synes globalt sett icke skilja sig sinsemellan (ABCD-effekten). D. v. s. de olika betningsmedel inom resp. huvudbehandling, som prövats varje år (och plats), h a r en obetydlig variation jämfört med övriga variationsorsaker, inte minst mellanparcellsvariationen (REST). Däremot utsäges inte, att olika p r e p a r a t resp. applikationssätt av samma preparat, ej skiljer sig från varandra. En analys i syfte att upptäcka mellanpreparatseffeklen strandar på det faktum, att det övervägande antalet preparat använts endast en eller ett fåtal gånger, varvid mellanpreparatsvariationen knappast är urskiljbar från t. ex. mellan-plats- och mellan-års-variationer (jfr även punkt 9.3, ävensom kompletterande analyser i bil. VI och allmänna kommentarer i bil. VII). 4.5. Enligt punkt 4.3 ovan finns en stark påverkan av kombinationen år och plats på avkastningen. Däremot föreligger ingen påvisbar kombinerad år-/plats-inverkan på betningseffekten* (ABC-effekten, bearbetningarna (i) — ( i v ) ) . År och plats kan däremot visas inverka på vilken betningsmetod som är att föredraga (ABCeffekten i bearbetning ( v ) ) . Dessa påvisbara effekter är dock av liten storleksordning. 4.6. Betningseffekten beror antingen på året (AB-effekten, bearbetningarna (i) och (iv)) eller på platsen (AC-effekten, bearbetningen ( i i i ) ) . Vilken betningsmetod som är att föredraga, beror, förutom på års-/plats-kombinationen enligt punkt 4.5 ovan, även renodlat på platsen (AC-effekten, bearbetning ( v ) ) . Skillnader beträffande betningseffekten hos Hg-medel och Icke-Hg-medel beror på platsen (ACeffekt, bearbetning (ii)). Alla påvisbara effekter enligt ovan är av liten storleksordning. 4.7. En starkt signifikant renodlad betningseffekt föreligger (A-effekten, bearbetningarna (i), (iii) och (iv)), även då huvudbehandlingen består av Panogen plus Betoxin. Dessa två medel skiljer sig icke sinsemellan. Ingen påvisbar renodlad skillnad föreligger mellan Hg-medel och Icke-Hg-medel. (Däremot antyder den signifikanta AC-effekten, d. v. s. platsinflytandet på skillnaden mellan Hg- och Icke-Hg-betning som omtalas i punkt 4.6, att ändamålsenliga försök skulle ge vid * Definition av betningseffekten se punkt 6 nedan.

37 handen påtagliga skillnader: jfr även punkt 9). En signifikant skillnad föreligger mellan torr- och flytande betning å ena sidan och fukt-, våt- och vällingbetning å den andra, däremot inte mellan metoderna inom dessa båda grupper (enligt särskild analys). 4.8. Rörande analyser (vi) och (vii), se punkt 5.6. 5. Resultaten av analyserna (i) —(vii) beträffande variabeln (b) stinksotsfrekvens per kvadratmeter redovisas i tab. 9, där resp. varianskomponenter anges, samt medelvärdena hos huvudbehandlingarna. Generellt kan anmärkas: 5.1. Resultaten av de sju analyserna är sinsemellan inte helt konsistenta beträffande de numeriska värdena på de varianser, som kunde väntas vara av samma storleksordning från analys till analys (REST, RC, R och C). Detta beror på den väldiga spridningen i materialet (kontroll kontra betat, spridning mellan år och mellan platser). 5.2. I motsats till vad som är fallet beträffande avkastningen förekommer en signifikant skillnad mellan olika betningsmedel inom samma år och plats beträffande deras effektivitet mot stinksot (ARCD-effekten). Ingen signifikant skillnad mellan Hg-medel och Icke-Hg-medel kan påvisas. 5.3. Renodlade års- och platsvariationer beträffande stinksotsfrekvensen förekommer ej, inte heller förekommer någon påvisbar kombinerad års-/platsfaktor som inverkar på frekvensen. 5.4. Retningseffekten mot stinksot varierar däremot kraftigt med plats och år och med en kombinerad års-/platseffekt (AR-, AC- och ABC-effekterna). 5.5. Betning verkar mycket kraftigt mot stinksot (A-effekten). 5.6. En jämförelse mellan Hg-medel och »övriga betningsmedel» — analys (vi) i tab. 8 och 9 — uppvisar ingen skillnad mellan de två grupperna, vare sig beträffande avkastningshöjning eller kvarvarande stinksot, ehuru de i analysen ingående betningsmedlen något skiljer sig på denna punkt (ABCD-effekt). Då kontrollmaterialet ingår i jämförelsen — analys (vii) — erhålles som väntat starkt signifikanta A-effekter och motsvarande samspelseffekter, för avkastning såväl som för stinksotsfrekvens. Även här påträffas en signifikant ARCD-effekt i sistnämnda hänseende.

38 Tabell värdet

6. Avkastning inom parentes).

olika år (antalet Höstvete

År

Tabell värdet

parceller

representerade

0,303 0,342 0,379 0,345 0,547 0,429 0,271 0,409 0,521 0,412 0,445 0,439 0,280 0,429 0,414 0,387 0,493 0,286 0,535 0,231 0,391 0,492 0,347 0,542

0,383 0,390 0,423 0,374 0,523 0,464 0,334 0,477 0,567 0,456 0,498 0,463 0,490 0,489 0,423 0,414 0,556 0,329 0,563 0,334 0,418 0,550 0,429 0,594

Totalt

0,460 {A1337)

0,405 (307)

(antalet

representerade

olika

Plats

platser Höstvete

medel-

Medelvärde av kontrollen (kg/m 2 )

Medelvärde (kg/m»)

1941.. 1942.. 1943.. 1944.. 1945.. 1946.. 1947.. 1948.. 1949.. 1950.. 1951.. 1952.. 1953.. 1954.. 1955.. 1956.. 1957.. 1958.. 1959.. I960.. 1961.. 1962.. 1963.. 1964..

7. Avkastning inom parentes).

i

' 60) 248) 224) ,132) ,112) ,236) ;233) ,248) 276) ,252) 240) 256) [184) [120) [165) [105) [173) [105) [180) [180) [176) [108) [144) [180)

parceller

Medelvärde

( 4) (14) (16) (10) ( 8) (16) (15) (16) (16) (16) (16) (24) (16) ( 8) (11) ( 7) (ID ( 7) (12) (12) (12) (12) (16) (12)

i

medel-

Medelvärde av kontrollen

Åkarp Enebyberg, Roslags Näsby . . Vassbo, Falun Linköping, Tornby Ultuna Nyckelby, Ekerö Bergsbamra, Ulriksdal, Solna

0,419 (1224) 0,285 ( 188) 0,271 ( 128) 0,527 (1252) 0,518 ( 628) 0,447 ( 620) 0,438 ( 297)

0,382 0,232 0,222 0,466 0,455 0,386 0,357

(88) (12) ( 8) (88) (44) (44) (23)

Totalt

0,460 (4337)

0,405 (307)

6. D e t ä r av i n t r e s s e a t t n o t e r a v i s s a m e d e l v ä r d e n b e t r ä f f a n d e a v k a s t n i n g e n p e r k v a d r a t m e t e r (tabell 6 och 7 ) , D e n å r l i g a a v k a s t n i n g e n h a r e n l i g t t a b e l l 6 ö k a t m e d i g e n o m s n i t t 0,665 p r o c e n t p e r å r . M o t s v a r a n d e ö k n i n g f ö r k o n t r o l l e n ä r 0,634 p r o c e n t p e r å r . D e s s a ö k n i n g a r är icke statistiskt signifikanta.

39 Definierar man nu betningseffekten på följande sätt: Betningseffekt = avkastningen p e r kvadratmeter hos betat utsäde minus avkastningen p e r kvadratmeter hos obetat utsäde, gäller det, att denna effekt ökat med 1,50 procent om året. Denna siffra synes dock huvudsakligen bero på några »extrema» år, och är ytterligt osäker beroende på den ringa materialstorleken beträffande kontrollen. Denna effektökning representerar ca 0,019 procent på avkastningen. I det följande h a r även begreppet betningseffekt begagnats på ett analogt sätt betr. sjukdomsfrekvens. 7. De enligt ovan funna års- och platsinflytandena på avkastning resp. på betningseffekt har studerats i relation till tillgängliga storheter som på något sätt beskriver plats- och årsmånen. För denna analys har följande storheter valts: (a) avkastningen per kvadratmeter hos kontrollen (b) fusariosprocent hos kontrollen (obetat utsäde) (c) fusariosprocent hos betat utsäde (d) stinksotsfrekvens per kvadratmeter hos kontrollen fusariosprocent betat (e) fusariosprocent kontroll Sambandet mellan å ena sidan avkastning per m 2 eller betningseffekt på avkastningen (definierad enl. punkt 6) och å andra sidan dessa resp. storheter (a) — (e) h a r prövats medelst regressionsanalys, varvid endast möjligheten av linear regression hittills beaktats (materialets ringa omfattning torde ej medge analys av eventuellt krökta regressionslinjer). Vid dessa analyser h a r den beroende variabeln i första h a n d utgjort medelvärdena för års-/platskombinationerna, inalles ett 75-tal. Av de oberoende variablerna är (a) primärt ett mått på års- (och plats-)-mån, ehuru det bör ihågkommas att värdena (a) ej är renodlade från inflytanden av parasitsvampsangrepp (jfr appendix 1), (b) liksom (c) är gemensamma för alla platserna under ett år; då (b) uttrycker fusariosfrekvensen hos det använda utsädet utgör den ett mått på utsädets kvalitet, bestämd av förhållanden u n d e r föregående år, ehuru det gjorda urvalet av ett parti varje år säkerligen ej är representativt, (c) anger kvarvarande fusarios efter betning, (d) anger h u r den artificiella stinksotsmittan »tagit», d. v. s. om års-/platskombinationerna varit gynnsamma för utveckling av svampen. Variabel (e) uttrycker betningens effektivitet gentemot fusariumsmittan. 7.1. Regressionsanalyserna med avkastningen hos betat utsäde som beroende variabel ger endast med den oberoende variabeln (a) ett (starkt) signifikant samband (korrelationskoefficient = 0,90***). Detta är ju väntat, och i och för sig ett ointressant resultat. Mellan avkastningen hos betat utsäde och resp. variabler (b), (c), (d) och (e) råder inget påvisbart (lineärt) samband. Det är av intresse att notera att varken avkastningen i obetat eller dito i betat material visar någon regression med avseende på sjukdomsfrekvens (fusarios resp. stinksot). Detta är ett av beläggen för att andra faktorer än de som sammanhänger med de utsädesburna parasitsvamparna är huvudansvariga för avkastningens variationer mellan platser resp. års-/platskombinationer.

40 7.2. Beträffande betningseffektens regression med avseende på storheterna (a) — (e) ovan är situationen en annan. (a) Ett kraftigt negativt samband råder (korrelationskoefficient = — 0,32**): betningseffekt = 0,115—0,143 • avkastning hos kontrollen. T. ex. avkastning hos kontrollen = 0,3, » 0,4, » 0,5,

betningseffekt = 0,072 » 0,058 » 0,044

Detta väntade samband anger att, taget över alla platser och år, den avkastningshöjande effekten av betning är större då avkastningen i kontrollen är mindre.* (b) Ett svagt negativt samband råder (korrelationskoefficient = -—0,09). Detta samband är icke signifikant. Om elimineringen av fusariumsmittan varit väsentlig för betningens avkastningshöj ande effekt skulle man här ha väntat sig ett positivt samband. Nu har emellertid fusariosen, på några få undantag när, varit måttlig. Detta kan ses i ljuset av material från den nya försöksserien (bil. V), som visar ett samband mellan betningseffekt och grodd- och broddskadande parasitsvampar, huvudsakligen vid höggradig smitta (klass 5), medan sambandet är mindre tydligt vid jämförelse av smittograder (klass) 1—4. Observera dock att resultaten i bil. V ej hänför sig till höstvete utan till vårvete. (c) Ett svagt negativt samband råder (korrelationskoefficient = — 0 , 1 4 ) : betningseffekt = 0,076—0,0078 • fusariosprocent, betat. Detta samband är icke signifikant. (d) Ett starkt positivt samband råder (korrelationskoefficient = 0,39***): betningseffekt = 0,041 + 0,00057 • stinksotsfrekvens/m 2 T. ex. stinksotsfrekvens = 1 5 , » 45, » 75,

betningteffekt = 0,049 » 0,066 » 0,083

Detta är ett helt väntat resultat. (e) Varken påvisbar eller antydd korrelation föreligger. Anm. Begränsar man betat utsäde till att representeras enbart av utsäde betat med Panogen 200 ml eller Betoxin 61, 200 gr, erhålles nästan identiskt samma samband som ovan. Detta är ett av de många indicierna för att dessa två betningsmedel var för sig och tillsammans kan betraktas som ett »tvärsnitt» för det spektrum av betningsmedel som här använts. 7.3. Några kompletterande regressionsanalyser, som ytterligare belyser variablernas inbördes beroende presenteras i bil. VI. * I en specialanalys visade det sig att denna regression ä r oberoende av plats, d. v. s. såväl Åkarp- som Linköping-materialen ä r förenliga med förekomsten av en regression.

41 8. De statistiska analyserna enligt det föregående visar att betning under vissa förhållanden höjer avkastningens genomsnitt jämfört med kontrollens genomsnitt. Man kan hypotetiskt vänta sig att betning därjämte skulle öka den s. k. odlingssäkerheten, d. v. s. oberoende av medelvärdets läge minska variationen omkring medelvärdet, genom att det av växtsjukdomarna betingade tillskottet till variationen elimineras. En ökad odlingssäkerhet vore av ekonomiskt värde, vid sidan av värdet av den avkastningshöjande effekten. 8.1. Vi h a r prövat denna hypotes beträffande årsvariationerna först och främst genom att undersöka hur resp. genomsnittliga årsavkastningssiffror (hos kontroll resp. betat utsäde) varierat, denna variation uttryckt i spridningen kring resp. trendlinje (se punkt 6 o v a n ) : Kontroll 0,087 Betat utsäde 0,073 Skillnaden häremellan är icke signifikant. Det måste beaktas, att dessa spridningar innehåller två komponenter, dels den rena mellanårsspridningen, vilken man är intresserad av, dels »felspridningen» härrörande från den modellmässigt sett stickprovsmässiga karaktären hos försöket. Den senare spridningen kan väntas vara mindre säkert bestämd för kontrollen jämfört med betat material, beroende på det mindre antalet parceller i kontrollmaterialet. Därför är ovanstående jämförelse något missvisande. Betrakta emellertid tab. 8, bearbetning (vi), som endast innehåller data för betat material. Man erhåller följande tre uppskattningar beträffande »renodlade» variationer hos betat utsäde: Kombinerad års-/platsvarians 0,0101*** Mellanårsvarians 0,0020 Mellanplatsvarians 0,0049*** Dessa varianskomponenter kan jämföras med motsvarande komponenter avseendet enbart obetat utsäde (se tab. 10). Denna mera sofistikerade (än den rena spridningsjämförelsen ovan) analys stöder hypotesen beträffande minskningen i mellanårsspridningen då utsädet betats. Den kombinerade års-/platsspridningen samt mellanplatsspridningen ökar dock något vid betning, dock inte mer än vad som kan väntas u r ett antagande om konstant variationskoefficient. I tab. 10, kolumn 2, h a r varianserna omräknats till kontrollmedelvärdets skala, så att variationskoefficienter jämföres då kolumn 2 och 3 ställs mot varandra. Som framgår av tabellen minskar vid betning mellanårsvariansen 2,01 ggr resp. den till samma medelvärde korrigerade mellanårsvariansen 2,63 ggr. 8.2. Analyseras REST-variansen mellan parceller inom år-/plats-/behandling, erhålles för betat utsäde 0,004123, för obetat 0,004643. Korrigeras det förra värdet för medelvärdet enligt det föregående, erhålles 0,00314. Det antydes sålunda att även mellanparcellsvariationen sjunker vid betning.

42 9. Några kommentarer avslutar denna rapport beträffande bearbetningen av höstvetematerialet. 9.1. Trots tvekan med hänsyn till materialets begränsade omfattning har en analys av betningsmedelsdoseringens inflytande företagits (se bil. VI). 9.2. Varianskomponent-bestämningarna ovan (man bortser här från bearbetningarna avseende stinksotsfrekvensen) utgick från avkastningen per kvadratmeter som variabel. Man kunde tänka sig alternativt en varianskomponentbestämning utgående från t. ex. betningseffekten enligt definitionen ovan. I så fall skulle följande komponenter bestämmas, där variationerna nu alltså avser betningseffekten: REST = mellanparcellsvariation hos betningseffekten BCD = variation beträffande betningseffekten hos olika betningsmedel inom resp. huvudbehandling BC = variation beträffande betningseffekten hos års-/platskombinationer B = variation beträffande betningseffekten mellan år C =s variation beträffande betningseffekten mellan platser Problemet är här att uttrycka betningseffekten. Man förfogar över avkastningen per kvadratmeter för varje parcell, d. v. s. för varje upprepning hos varje betningsmedel på varje plats under varje år. Däremot finns ingen »tvillingparcell» som skulle avse obetat utsäde, och som skulle ge avdraget för att åstadkomma den kvantitativa betningseffekten. Man kunde tänka sig använda »motsvarande» kontrollparcell som avdrag för samtliga 14—15 betningsmedel på resp. plats och för resp. år. Man introducerar dock därmed ett kraftigt och icke önskat beroende (tack vare det gemensamma avdraget) mellan observationerna. Framkomligheten hos en modell liknande den ovan skisserade är av detta och andra skäl förmodligen tvivelaktig, men viss tid kan ägnas åt förberedande studier. 9.3. Den i punkt 9.2 omtalade svårigheten att utnyttja det föreliggande materialet för att bestämma en betningseffekt för individuella betningsmedel (jfr även punkt 4.4) framgår av beräknade varianser (punkt 8.2 ovan). I föreliggande material är o2 mellan parceller för kontrollen 0,004643, cl. v. s. a = 0,0681. Med 4 kontrollparceller erhålles (om) kontr. = 0 , 0 ^ 8 1 = 0,0341. Detta värde är mer än hälften av den genomsnittliga betningseffekt vi studera (0,059 enl. tab. 8, nedre delen ( i ) ) , och det är uppenbart att ett enormt års-/platssamspel skulle introduceras om vi subtraherade det gemensamma kontrollmedelvärdet från samtliga värden för betningsbehandlade prov. Hade försöket i stället upplagts så att antalet kontrollparceller hade varit lika med antalet betade parceller (ca 60), hade väsentligt större säkerhet i bestämningen av kontrollvärdet erhållits, med 0,068

5m =

vir=°' 0 0 9

d. v. s. med medelvärdet bestämt på ± 20 % när inom 95 % konfidensintervall, jämfört med nu ± 100 % inom samma konfidensintervall.

43 ** ** ** ** ** ** ** * * * * * * *

CO 0 0 •<* t o l O ( D ( O H O M M O M l > OS OS CO CO 0 0 I > T)< • < * • > * -Sf -"Ct* Ti< •«# TJ<

o o o o o o o o o^ © <o o o ©^ o o" o o" o o o

m •* m oi •* CN N CM i> •* r- as o oo

o o o o o o

o

Tf CO in

>tow O CO CO

** *

CO

•-i w

O

PL t o

o OJ -Q

s §•§ I

—-

M

p-s,i2 >n ^ -m o<s -

w 0^0 - ^ °° co

CM

ÖS

l>

-a c I o r u

O l O O i O Q O f f l O H O -rH O r H O

o m o o o o o o o o o o o" o" o"

<M

I ^rt

© 00 00 © I> O © © co © o oo i-i ©

CO O

m

ti, co

t o n

* ** ** ** * ** ** ** ** ** ** * -•* O I> (M O I> CO o o o o o o q o o o o o o o

fo

£op

co m co ^ co ca o <M o o o o o o o o o © ©_© o o" o o

-o ©~^

^-v I °°

' , H T H 1 > <N w IO m •* TT CO, © " <M -* O I © i-< T !

%$$ w

"*

i T3 O

flT

,

•a s -se

OJ

OJ " 3 T

; x tio

3 PH

« « § C ..i? •a »o s •i:

-Q O K ÖD

ös

t^

H M O

m © © o

•5 g

CO CO <M CO

,d

rj< in in in o •* IO CO o o o o CO o

-c:

T}< T f T)< Tj<

o o o o p + i p p

"3 g

SH

*>

to

g •2 >

-

>

o o o

= SSU H 4 J 4 J + J

Tfl* ^t* ^J* ^t* "^t* ^ f "t}^ O O O O O O O O O ^ O © © © _ ©

C , c c c

o o" o o" o o" o

a pc X tt X

C~:s d .5 > > >

s-s d .-: >

O

OX) o

o

o

•O

T C

te o

K*

* CO *

:•:•

*#

»

1 o 1o 1 O 1 O

# *

» Si *

1 o"

o 1

X-

CM

1 ^

C3

* **

oo

co LO cc -<r CM <M 0 3 1 °o 1 t CO CO 1 CM co •* co

CO

O o

<5

•»

**

-c:

O

LO i-i I> CO

* **CO

* # * ** ** ** ^ C2 l >

IM

*

** ** **

O O CO CM CM CM I > CO CO 1 CO CO LO

CO **

1 «o 1 co

<

• **

£

CO

t, •a

1 c

*8£ O CM

**

T? CO i CM , O

1o 1^

CJ

,

1O 1

„

% y. 6 5 O "C te co' C

PQ

c • ;

P3

O C5 CO CO

<

a

PQ

<

3 a o p<

3 c

« K*

o o CO

# *CO * CO

* * * **l ^ *CM * **LO o o o

* ** o CO

TH CO TH

O CO TH 1 O f f l 1< 1 CM l > 1-1

a> I>

1-1

Q

Co" i-T rjT

1 CO" TH" TJH"

<

l> 1^ t ^ CO CM CO I > CO O CM ' H T H CO CM ^ * CM +•>

CO

co o CM o CO r~ rco O co H TH

a>

PC

00 C C

+J cu -O

A

^ cd

'1 O ^ H I S

O O WCM CO o o

;CM

O"

T - H "C CM <D CO

I CM ,_,

c

w

HlfS s ° CCCM

CQ

S

« oCj

TH

h O C D 1 CO CM T H •"Cf 1-H

* **CO

* *# * * * ** #LO * LO •• CO ** **CO **o LO CO CO CO , 0 0 CM CM

o K»j °E

* « * * LO * CO * CO *CO 1>

s

^

C- S3 :s .C > > >

O

CD

Q CM o .Ig -H

•5 tC-a

c I

« 6 v X H C •-<" COHSfchX!:oK te „ .-^ oe? ^ ; ^ ^ .3 o s " ^ C M T - I C M O C M :— O C M 00 LO CO [> CO C3 CM CO CM CO CM CM CM > CO CM

45 Även med den totala storlek de utförda försöken haft, sammanlagt upp till 64 parceller på vardera av upp till 4 platser, hade mycket vunnits om hälften av parcellerna utgjorts av kontroller. Detta hade kunnat utföras med hänsyn till att mindre än hälften av de betade parcellerna varit väsentliga för försöket i den meningen att medlet eller metoden prövats under flera år i följd. Beträffande n ä m n d a »ettårsprövningar» av ett stort antal preparat blir resultaten ganska illusoriska. Ett stort platsinflytande har konstaterats på betningseffekten, åtminstone vid vissa jämförelser, varför motsvarande jämförelse måst göras plats för plats. Den minsta betningseffekt (d. v. s. avkastningsskillnad mellan betat och obetat) som med föreliggande varianser kan påvisas vid 5 % signifikansnivå i 4 parceller på en plats är ca 0,12, d. v. s. dubbelt så stor som den genomsnittliga erhållna betningseffekten (obs! på vissa platser vissa år är betningseffekten betydligt m i n d r e ) . Vid obetydligt platsinflytande och andra gynnsamma omständigheter kan vid sådd på 3—4 platser en betningseffekt av ca 0— 0,05 påvisas, ett värde som ligger mycket nära den genomsnittliga betningseffekten. — Denna osäkerhet i bestämningen av ett betningsmedels effektivitet i ett till ett år begränsat försök gäller självfallet endast avkastningshöjningen; för effekten på stinksot erhålles i regel så stora effekter, att försök i mindre skala hade varit tillräckliga. 9.4. Analyserna, slutsatserna och kvantifieringarna ovan är baserade på av Växtskyddsanstalten levererat material. Det bör då påpekas, att generaliseringar av dessa slutsatser etc. kan ske endast sedan flera frågor besvarats på ett tillfredsställande sätt: (i) Är urvalet av försöksplatser »representativt»? (ii) Är »urvalet» av ingående betningsmedel »representativt» från år till år, så att man verkligen kan tala om t. ex. en »betningseffekt»? (iii) Är det använda utsädet »representativt» med avseende på t. ex. sjukdomsangrepp, avkastning e t c ? (iv) Är fältförhållandena (väder, störande och förstörande faktorer) att anse som »representativa»? (v) Har urval i något hänseende skett så att det systematiskt kan påverka resultaten? (vi) Är mätförfarandena att anse som tillförlitliga? Sedda ur dessa synpunkter får de föreliggande analyserna betecknas som preliminära. Vissa allmänna frågeställningar (t. ex. B. Lundholms anteckningar av 3.12 1965) kräver ställningstaganden, ev. baserade på ytterligare analyser. Tabell 10. Inflytandet

av betning pä mellanårs-

Isolerad varians

Kombinerad års-/platsvarians (BG-samspel) Mellanårsvarians (B-cffekt) Mellanplatsvarians (C-effekt) . . . .

och mellanplatsvarianser.

Betat utsäde

Höstvete

Obetat utsäde

c;2

/medelvärde-kontroll^ 2 ' \medelvärde-betat /

0,0101 0,0020 0,0049

0,0077 0,0015 0,0037

a2

0,0087 0,0041 0,0036

46 Appendix 1

I Växtskyddsanstaltens betningsmedelsprövning har sedan 1941 Betoxin och Panogen ingått, det senare dock med vissa variationer i vad avser lösningsmedel. För att vid den statistiska bearbetningen ha tillgång till åtminstone ett genomgående använt betningsmedel, valdes därför 1941 som begynnelseår för denna bearbetning. Utsädet för försöken har växlat från år till år. Det utvalda partiets naturliga fusariumsmitta h a r bestämts, likaså den kvarvarande fusariumsmittan efter betning med de olika betningsmedlen (genomsnitt för samtliga betningsmedel som prövats ifrågavarande å r ) . För betning h a r utsädet av höstvete genomgående artificiellt smittats med 0,5 g stinksotsporer/kg utsäde. Varje år h a r en sålunda artificiellt stinksotsmittad kontroll jämförts med ca 14 betningsmedelsbehandlingar, huvudsakligen omfattande olika betningsmedel, i vissa fall samma betningsmedel prövat med mer än en metod. Sådd har skett på upp till 4 platser, med kontroller av varje behandling i 4 upprepningar (parceller) på varje plats. I allmänhet h a r materialet satts randomiserat med en parcell av varje försöksled (inkl. kontroll) inom vardera av 4 block. Parcellstorleken har varierat mellan platser och år. De i försöken ingående betningsmedlen har starkt varierat från år till år, och många betningsmedel h a r endast prövats ett år. Inalles h a r sålunda icke mindre än 146 olika betningsmedel prövats. — Denna uppläggning av försöken svarar mot det angivna syftet att pröva individuella betningsmedel, och framtvingar stor försiktighet då slutsatser skall dragas rörande betningens generella betydelse. I försöken h a r mätning utförts av avkastning samt av stinksotfrekvens (räkning av ax i varje parcell, vid hög frekvens h a r en m 2 utvalts och r ä k n a t s ) . Randeffekter h a r undvikits genom kassering av kantrader i ytterparceller. I vissa fall h a r enstaka parceller kasserats, ibland hela försöket på en plats. Hela block eller hela platsförsök har ibland kasserats på grund av isskada under vintern.

BILAGA II

Statistiska analyser över Växtskyddsanstaltens betningsförsök med höstråg åren 1941—1964 1. Följande redogörelse avser variansanalytisk och annan statistisk behandling av ett relativt omfattande material bestående av mätningar avseende (a) avkastning (kg/m 2 ) betr. höstråg. Materialet består av data från åren 1941—1964 avseende odlingar på upp till fyra platser per år, inalles sju olika platser. I tillämpliga delar motsvarar försöksuppläggningen vad som beskrivits i bil. I; appendix. Hänvisning sker kontinuerligt i denna redogörelse till bil. I. 2.

För tankarna bakom de huvudsakliga variansanalytiska bearbetningarna hänvisas till bil. I, p u n k t 2 och 3. Resultatet av analyserna betr. variabeln (a) ovan redovisas i tab. 13, där resp. varianskomponenter anges, ävensom medelvärdena för huvudbehandlingarna. Generellt kan följande noteras: (för en separat diskussion av bearbetning (vi) och (vii) se n e d a n ) . 2.1. Den renodlade mellanplatsvariansen (C) ( — 0,0047) är ca dubbelt så stor som mellanparcellsvariansen (0,0026). Mellanplatsvariansen är starkt signifikant. 2.2. Medan hos höstvete ingen påvisbar isolerad mellanårsvarians betr. avkastningen förekom, synes h ä r en sådan föreligga vid sidan av samspelseffekterna. Den är av samma storleksordning som mellanparcellsvariansen. 2.3. Liksom hos höstvete är den främsta variationsorsaken hos avkastningen kombinationen år och plats (BC-effekten), ca dubbelt så stor som den renodlade mellanplatsvariansen. 2.4.

Delbehandlingarna inom resp. huvudbehandling synes inte heller h ä r skilja sig sinsemellan (ABGD-effekten); i fallet (i) där effekten är påvisbar, är den dock av helt u n d e r o r d n a d storleksordning. Se f. ö. bil. I, punkt 4.4 och 9.3. 2.5. Enligt punkt 2.3 ovan finns en stark påverkan av kombinationen år och plats på avkastningen. Däremot föreligger utom i analys (vii) inget år-/platsinflytande på betningseffekten (ABC-effekt) eller på vilken metod som används vid betningen. 2.6. Betningseffekten beror kraftigt på året (AB-effekten), dock inte så mycket renodlat på platsen (AG-effekten), ehuru ett signifikant AC-samspel påvisas i vissa bearbetningar (i, iv, v i i ) .

48 2.7. En signifikant betningseffekt föreligger, dock mindre markant än hos höstvete (A-effekten, bearbetningar (i) samt (iii) och (iv)), även då betningsmedel = Panogen eller Betoxin. Dessa två medel skiljer sig icke sinsemellan. Ingen renodlad skillnad påvisas mellan Hg- och Icke-Hg-medel. (jfr bil. VII, punkt 4.2.2). En signifikant skillnad föreligger mellan torr- och flytande betning å ena sidan och fukt-, våt- och vällingbetning å den andra, däremot inte mellan metoderna inom dessa båda grupper (enligt särskild analys). 2.8. Observera att tre typer av betningsmedel förekommer: Hg-medel Icke-Hg-medel Odefinierade betningsmedel Betrakta analyserna (vi) och (vii): De generella slutsatserna ovan i punkt 2.1—2.7 gäller fortfarande. De påvisbara ABC- och AC-effekterna hos (vii) är av liten storleksordning, men tyder dock på, vid jämförelse med (iii) att tillkomsten av odefinierade betningsmedel ökar spridningen inom betningsmedel. Dessa betningsmedel h a r f. ö. ett högt medelvärde jämfört med övriga betningsmedel. Denna tendens bekräftas vid jämförelse mellan AB- och AC- samt A-effekterna hos (vi) resp. (vii) med (ii) resp. (iii). »Öv-

Tabell värdet År

11. Avkastning inom parentes).

olika år (antalet Höstråg

parceller

Medelvärde (kg/m2)

1941.. 1942.. 1943.. 1944.. 1945.. 1946.. 1947.. 1948.. 1949.. 1950.. 1951.. 1952.. 1953.. 1954.. 1955.. 1956.. 1957.. 1958.. 1959.. I960.. 1961.. 1962.. 1963.. 1964..

0,281 0,412 0,401 0,372 0,263 0,378 0,359 0,396 0,413 0,330 0,398 0,488 0,400 0,329 0,348 0,456 0,475 0,423 0,439 0,318 0,435 0,457 0,306 0,592

Totalt

0,3975 (5102)

(248) (272) (224) (204) (228) (236) (184) (178) (280) (240) (240) (244) (260) (172) (180) (180) (248) (120) (240) (180) (240) (144) (122) (240)

representerade

i

medel-

Medelvärde av 1tontrollen (kg/m2)

0,269 0,386 0,396 0,368 0,274 0,339 0,330 0,289 0,398 0,304 0,400 0,476 0,397 0,270 0,358 0,387 0,466 0,435 0,345 0,294 0,422 0,446 0,245 0,585

(16) (16) (16) (16) (16) (16) (12) (11) (16) (16) (16) (16) (16) (12) (12) (12) (16)

( 8) (16) (12) (16) (16) ( 8) (16)

0,3750 (343)

49 Tabell 12. Avkastning olika platser delvärdet inom parentes). Höstråg

(antalet

parceller

representerade

Medelvärde

Plats

Ultima .

0,432 0,398 0,281 0,590 0,381 0,459 0,442

(1352) ( 252) (1104) ( 60) ( 662) ( 340) (1332)

Totalt

0,3975 (5102)

i me-

Medelvärde av kontrollen 0,424 0,388 0,242 0,561 0,347 0,422 0,425

(92) (16) (76) ( 4) (39) (24) (92)

0,3750 (343)

riga betningsmedel», och speciellt då »odefinierade betningsmedel», synes alltså inrymma en mycket heterogen samling, med i genomsnitt högre (dock icke påvisbart högre, utom i samspel med års- eller plats-inflytanden) effektivitet än Hg-medel. Man bör dock akta sig för vittgående slutsatser, eftersom många av dessa medel förekommer blott några gånger, och deras effekt kan svårligen skiljas från plats- och årseffekter och kombinationer av dessa. Den preliminära karaktären av analyserna (ii) och (vi) bör framhållas: medelvärden för Icke-Hgmedel h a r testats mot medelvärden över alla år för Hg-medel (jfr bil. VI: B). 3. Det är av intresse att notera vissa medelvärden betr. variabeln (a) (tabell 11 och 12). Den årliga avkastningen har enligt tabell 11 ökat med i genomsnitt 1,123 procent per år. Motsvarande ökning för kontrollen är 1,061 procent. Betningseffekten ökar med 2,06 procent per år. Denna siffra är något »osäker». Effektökningen representerar ca 0,13 procent på avkastningen. 4. De i bil. I, p u n k t 7 omnämnda regressionsanalyserna har upprepats på h ä r föreliggande höstrågmaterial. 4.1. Med avkastningen hos betat utsäde som beroende variabel ger endast variabeln (a), d. v. s. avkastningen för obetat utsäde, ett signifikant samband, som är mycket starkt (korrelationskoefficienten = 0,94***). 4.2. Med betningseffekten som beroende variabel erhålles följande resultat: a) Ett kraftigt negativt samband med avkastningen hos kontrollen (korrelationskoefficienten = — 0,55***). Samma resultat erhölls för höstvete. Betningseffekt = 0,094 — 0,188 • (avkastninghos kontrollen). T. ex. Avkastning hos kontrollen = 0,3, » 0,4, » 0,5, 4 — i 670337

betningseffekt = 0,038 » 0,019 » 0,000.

* • * * *co * * * * * * *M *m *i n *a *co** ® o m > TP to • * co •t

i

•X

co - * m o ^

U

^

•* f

i> co l ^

•* ^

• *

o o o o o o o o o o o o o o o o o o o o o

******* • * H oo N M • * m

CO O O • * l > CM CM CM C - CO CO CO O i-H CM CM CM CM CM H CM O O O O O O O

PQ

o o o o o c o o o o o o o o

*

Tt< m CM

<

** * ** **

o o o o o o o o o o o o O | o o o o o o 1 o o o o o

* ** o

** "3 00

SÄ "53

**

H H O l ©CO m CM TH co co O i N t O H

* ** TI

CD

g O o

TH

o o o

o o o

*o 1 ° 11 1lo" ° 11 | o"

******* *w* i**N**O**H**M** o**n i> m T i i > Tf oo CM

CM r » o

o

a

ffl

-S3 S3

o o

ii o

o o o o o o o o o o o o o o o o o o o o o

***** ** ** ** ** **

CQ

o o O

,o 0o 0 o0 o0 o 0

«!

o

1 o o o o o

O O CO

C!

CM T i

**

•is: h, v Q.

SÄ

o oo oo o

- ^ 0 0 CO CM " * CO O CM i n CM CO CO Tt< 0 0 CO

00 CO

a CQ

<

SÄ

•5 g

o o 1 1 1 1 1 1 °

II II 1 1 o * **

Q a

S3

CO

C

O

CQ

<

c m

OS

>

00 00

tf

-o -

o

£ x c i

o H^

DO

• *

E CC

I> • * or: CJ CM

rN

O H

O

I •> I 00 , " 3 <™

— 2o -c<u« £J^ O -O "T CO o

ll^o

T3 O •

O

o

<"

C

I O

1 I

CC

CM

O

ö 5 tio-o -a OJ

o

ÖC.O,

B

C CS 2 g MC

&

Ä O

BÄKSH

K

£3 oo co

^

o 11111 1

o o o o o o o o o o o o o o o o o o o o o

l > O C ^ l > P - O O l> CO CO CO CO CO , co CO o " o " o " o " o " *Tj o o

o o o u r. ti u H C T c "c ä O feD O O O T,E^TTT<

ac C C +J co -Q u C3 0)

PQ

CM ,£3

O C3

PC !»

lOMonm oh w

o o o

i> TJ< m co co co co CM CM C M CM C M CM

C

I ^-O "o co I

co co

CM

?£^

CO CO T J I : « CM •<* CO T f " * •<* CO J> T f CO

1 ffloiahoi » O T f t~- O 0 0 O CO

o M

ex

XoS

o o o o o

* **

S3 -5*

Nd^;

>>>

CNS :S.C

>

H -O

i c CD O

51 (b) Ett kraftigt positivt samband med grad av fusariosinfektion hos kontrollen (korrelationskoefficient — 0,39***). Betningseffekt = 0,0091 + 0,00115 • fusariosprocent. T. ex. Fusariosprocent = 10, betningseffekt = 0,0206 » 20, »> 0,0321 » 30, » 0,0436 (c) Ett kraftigt positivt samband med grad av fusariosinfektion hos betat utsäde (korrelationskoefficient = 0,42***). Betningseffekt = 0,0136 + 0,00245 • fusariosprocent. T. ex. Fusariosprocent = 0, » 5, ,) 10,

betningseffekt = 0,0136 » 0,0381 »> 0,0626.

(d) Ett visst positivt samband med förhållandet mellan fusariosprocent i betat och fusariosprocent i obetat utsäde (korrelationskoefficient = 0,20). Detta samband är dock icke signifikant. Anm. Slutsatserna betr. Panogen och Betoxin är identiska med de för höstvete i bil. I. 5. Hänvisning sker till bil. I, punkt 8, samt till tab. 14 nedan. Vi ser, att samtliga tre varianser minskar hos betat utsäde kontra obetat. En jämförelse mellan restvarianserna hos betat och obetat utsäde ger följande: Restvarians, betat utsäde = 0,002604 Restvarians, obetat utsäde = 0,002928 Restvarians, betat utsäde, korrigerat = 0,002299. Mellanparcellsvariansen sjunker sålunda vid betning, vilket även var fallet hos höstvete. G. Hänvisning sker till bil. I, punkt 9. Slutsatser av den typ, som redovisas i punkt 9.3, gäller även för höstråg. Vikten av att erhålla svar på frågorna i punkt 9.4 framhålles ånyo.

Tabell 14. Inflytandet

av betning på mellanårs-

Isolerad varians

och mellanplatsvarianser.

Obetat utsäde

Betat utsäde a2

}

/medelvärde-kontroll^ ' \medelvärde-betat /

Kombinerad års-/platsvarians Mellanårsvanans (B-effekt) Mellanplatsvarians (C-effekt) . . . .

0,0091 0,0019 0,0046

Höstråg

0,0081 0,0017 0,0041

0,0120 0,0024 0,0062

BILAGA

III

Statistiska analyser över Växtskyddsanstaltens betningsförsök med korn åren 1940—1964 1. Följande redogörelse avser variansanalytisk och annan statistisk behandling av ett relativt omfattande material bestående av mätningar avseende (a) avkastning (kg/m 2 ) (b) strimsjukefrekvens (angripna pl./m 2 ) betr. korn. Materialet består av data från åren 1940—1964 avseende odlingar på upp till fyra platser per år, inalles sex olika platser. I tillämpliga delar motsvarar försöksuppläggningen vad som beskrivits i bil. I: appendix, varvid bör anmärkas att strimsjukeinfektionen varit naturlig. Hänvisning sker kontinuerligt i denna redogörelse till bil. I. Analysernas tyngdpunkt h a r lagts på variabeln (a) ovan. Den starka effekten av betning på strimsjuka framgår nämligen omedelbart vid en okulär granskning av materialet, och tarvar egentligen inte mer djupgående analyser. Emellertid redogörs i punkt 7 av denna rapport för vissa aspekter rörande variabeln (b). 2. F ö r tankarna bakom de huvudsakliga variansanalytiska bearbetningarna hänvisas till bil. I, punkt 2 och 3. Resultatet av analyserna betr. variabeln (a) ovan redovisas i tab. 17, där resp. varianskomponenter anges, ävensom medelvärdena för huvudbehandlingarna. Generellt kan följande noteras: 2.1. På grund av den höggradiga dissymmetrin i materialet får resultatet (ii) betraktas som osäkert, och borde egentligen ej ha medtagits i tab. 17 (jfr bil. VII, punkt 4.2.2). Se dock även bil. VI: B, där siffrorna jämföres med en analys som begränsats till platser och år där bägge betningsmedelsgrupperna är representerade. 2.2. Den största effekten på avkastningen är, som hos höstvete och höstråg, å r s - / platskombinationen (BC-effekten), som i detta fall är något större än den renodlade plats-effekten (C-effekten), vilken i sin tur är ca tre gånger så stor som mellan-parcellsvariationen (BEST). 2.3. Ingen renodlad års-effekt förekommer betr. avkastningen

(B-effekten).

2.4. Betningseffekten, resp. effektskillnader betningsmetoderna emellan, resp. skillnaden mellan olika typer av betningsmedel betr. deras effekt, beror antingen p å års-/platskombinationen, året eller platsen eller på flera av dessa faktorer (ABC-, AB- resp. AC-effekten).

53 2.5. Betningsmedlen, som utvalts resp. år (och plats), skiljer sig inte sinsemellan vad beträffar effekt på avkastningen (ABCD-effekten). Se f. ö. bil. I, punkt 4.4 och 9.3, ävensom allmänna kommentarer, bil. VII. 2.6. Betning påverkar starkt avkastningen (A-effekten, bearbetning (i), (iii) och ( v i i ) ) . Panogen och Betoxin påverkar likaledes starkt avkastningen (A-effekten, bearbetning ( i v ) ) . Dessa medel skiljer sig ej påvisbart sinsemellan (särskild analys). Betningsmetoderna synes ej påverka avkastningen (A-effekten, bearbetning ( v ) ) ; i denna preliminära analys spelar samspelseffekter en dominerande roll, delvis beroende på att de jämförda grupperna endast delvis är representerade samtidigt och på samma plats. En utvidgad analys borde ta hänsyn härtill, samt utföras med uteslutande av kontrollen. Hg-medel skiljer sig ej påvisbart vare sig från Icke-Hg-medel eller övriga betningsmedel. (A-effekten, bearbetning (ii), jfr bil. VI: B och ( v i ) ) . 3. Det är av intresse att notera vissa medelvärden betr. variabeln (a] (tabell 15 och 16).

Tabell värdet

15. Avkastning inom parentes).

olika år (antalet Korn

parceller

representerade

i

medel-

Medelvärde (kg/m2)

Medelvärde av kontrollen (kg/m 2 )

1940.. 1941.. 1942.. 1943.. 1944.. 1945.. 1946.. 1947.. 1948.. 1949.. 1950.. 1951.. 1952.. 1953.. 1954.. 1955.. 1956.. 1957.. 1958.. 1959.. I960.. 1961.. 1962.. 1963.. 1964..

0,359 0,299 0,363 0,363 0,283 0,365 0,345 0,335 0,339 0,327 0,343 0,304 0,332 0,352 0,400 0,251 0,332 0,323 0,358 0,279 0,366 0,317 0,365 0,369 0,333

0,329 0,259 0,309 0,309 0,265 0,345 0,314 0,304 0,324 0,241 0,199 0,288 0,328 0,355 0,386 0,241 0,327 0,288 0,303 0,251 0,351 0,319 0,354 0,363 0,330

Totalt

0,334 (5138)

(240) (240) (240) (224) (224) (228) (240) (256) (280) (244) (184) (248) (204) (240) (180) (260) (225) (165) (147) (165) (240) (240) (112) ( 28) ( 84)

116) ,16) '16) ,16) [16) ;i6) 16) ;i6) ;i6) 16) [12) ,16) ,12) 16) [12) 16) 15) [11) [U) [11) 16) [16) [16) [ 4) [12)

0,306 (:156)

54 Tabell 16. Avkastning olika platser delvärdet inom parentes). Korn

(antalet

parceller

representerade

Medelvärde

Plats

i me-

Medelvärde av kontrollen (96) (20) (92) (36) (28) (84)

Åkarp Vassbo, Falun Linköping, Tornby Nyckelby, Ekerö Bergshamra, Ulriksdal, Solna Täng

0,366 (1348) 0,166 ( 292) 0,417 (1298) 0,264 ( 644) 0,253 ( 384) 0,310 (1172)

0,343 0,132 0,387 0,237 0,226 0,275

Totalt

0,334 (5138)

0,306 (356)

Den årliga avkastningen har enligt tabell 15 ökat med i genomsnitt 1,056 procent per år. Motsvarande ökning för kontrollen är 1,596 procent. Betningseffekten minskar med 4,21 procent per år. Denna siffra är något »osäker». Effektminskningen motsvarar ca 0,36 procent av avkastningen. Observera att effekten ökat hos höstvete och höstråg, minskar alltså hos korn. Vissa regressionsanalyser har genomförts på basis av resonemang enl. bil. I, punkt 7. Regressionen av avkastningen eller betningseffekten ( = skillnad mellan avkastningen/m 2 för betat och obetat utsäde) har bestämts med avseende p å : (a) avkastning per kvadratmeter hos kontrollen (b) strimsjukefrekvensen hos kontrollen. 4.1. Med avkastningen som beroende variabel erhålles samma resultat som för höstvete och höstråg. Variabeln (a) ger ett (mycket starkt) signifikant samband (korrelationskoefficient = 0,94***), medan ingen korrelation med variabeln (b) påvisas. 4.2. Med betningseffekten som beroende variabel erhålles följande resultat: (a) Ett påvisbart negativt samband med avkastningen hos kontrollen (korrelationskoefficient r = — 0 , 2 8 * * ) . Tendensen är alltså densamma som för höstvete och höstråg. Betningseffekt = 0,0606 — 0,0913 • (avkastning hos kontrollen). T. ex. Avkastning hos kontrollen = 0,10, » 0,30, » 0,50,

betningseffekt = 0,0515 »> 0,0332 » 0,0150

(b) Ett kraftigt positivt samband med grad av strimsjukefrekvens hos kontrollen, (korrelationskoefficient = 0,49***). Detta resultat är analogt med detsamma betr. stinksot hos höstvete. Betningseffekt = 0,0182 + 0,00084 • strimsjukefrekvens. T. ex. Strimsj ukf erekvens = 5, » 15, i 25,

betningseffekt == 0,0224 » 0,0308 » 0,0392

55 Anm. Slutsatserna betr. Panogen och Betoxin är identiska med de i bil. I, d. v. s. dessa betningsmedel är i här berörda avseenden representativa för genomsnittet av samtliga betningsmedel som prövats. 5. Hänvisning sker till bil. I, punkt 8 samt till tab. 19 nedan. Vi ser, att både års-/ plats- och mellanplatsvariansen sjunker hos betat utsäde. En jämförelse mellan restvarianserna hos betat och obetat utsäde ger följande: Restvarians, betat utsäde = 0,001795 Restvarians, obetat utsäde = 0,001835 Restvarians, betat utsäde, korrigerat = 0,001495 Mellanparcellsvariationen sjunker vid betning, vilket även var fallet med höstvete och höstråg. 6. Hänvisning sker till bil. I, punkt 9. Slutsatser av den typ, som redovisas i punkt 9.3 gäller även för korn, såväl som för höstvete och höstråg. Vikten av att erhålla svar på frågorna i punkt 9.4 understrykes åter. 7. Följande tillägg behandlar i korthet betningseffekten beträffande strimsjuka. Förhållandet h ä r är analogt med det hos stinksot på höstvete. Genomsnittlig strimsjukefrekvens på betat utsäde är 0,74 pl./m 2 , på obetat utsäde 15,68. Medelvärdet hos Hg-medel är 0,52, hos övriga betningsmedel 4,39, hos Icke-Hg-medel 4,99. Vid signifikansprövning framgår (se tab. 18), att Hg-medel och övriga betningsmedel skiljer sig signifikant från varandra (bearbetning (vi), A-effekten). Detsamma gäller Hg-medel och Icke-Hg-medel. Betrakta bearbetning (iv) (kontroll mot Panogen och Betoxin). Resultaten skiljer sig h ä r från de övriga, såtillvida att en antydan till en års-/platseffekt föreligger betr. sjukdomsfrekvensen och att en renodlad årseffekt föreligger betr. denna frekvens. (Ingen ABCD-effekt föreligger å priori, eftersom Panogen och Betoxin är huvudbehandlingar (vid sidan av kontrollen), och inom dessa förekommer inga delbehandlingar = olika betningsmedel). Dessutom synes betningseffekten av dessa medel i högre grad än andra betningsmedel (tagna som en helhet) bero på års-/platskombinationen, platsen och året (ABC-, AB- resp. ACeffekten). (a) Betningsmedlen som utvalts resp. år (och plats), skiljer sig sinsemellan kraftigt vad gäller deras effektivitet mot strimsjuka (ABCD-effekten). (b) Ingen renodlad års- eller platseffekt föreligger betr. sjukdomsfrekvensen (B- och C-effekterna). (c) Betningseffekten mot strimsjuka överhuvudtaget, resp. betningsmedlens varierande effekt mot sjukan, resp. de olika betningsmedelstypernas effekt mot sjukan, beror kraftigt på års-/platskombinationen, resp. året och platsen (ABC-, AB- resp. AC-effekterna). Anm. De allmänna slutsatserna (b) och (c) gäller den föreliggande analysmodellen och utesluter icke att renodlade B- och C-effekter skulle upptäckas i en annan modell med följande villkor pålagda: (a) Endast jämförelse av betningsmedel representerade samma år och på samma plats. — Den stora ABCD-effekten antyder nämligen, att eftersom de prövade betningsmedlen varierat i synnerhet från år till år, en stor del av mellanårseffekten måste u p p t r ä d a som en samspelseffekt (AB). Då endast de regel-

** ** ** ** ** *****

w m o © CO 00 M1 o c * CO t^ JO CM lO m w w LO w o o o o o co o o o o o" o o o o M

*

* *

CO O ) CO O )

o o) co m TT CO r f CO o o o o o o o o o o o co O O O o

rf M

** ** ** CO t o

co

T- 3> w

CM o

m ? CM OO^

** ** ** ** ** ** ** * * *co *m*m*co* co

"o ^ I c» .a cC3

CT> CO 00 I> l > 0 0 CO O 0 0 00 CO r f r f CM i n co CO CO CO

o o

o oo o o o oo o o o o o o

o o o

5n

"" P"1 E S o

•Si [> m i - l CM

co co o o o o o o

l>

co a> O O

..

OJ

00 rf I> o o o o o o o o o o" o o"

CM O

o o o o

;

^ O . " r f «-S CO CO

X & r ? «w

• CO i-H r f

i> m co

-—-

L?r- | co£. £ •> 5 co 'i<u SI?" ooecco i co _, s

-as

Öl

** **

CM O O CO rf rf O O

O o o o o" o"

•S

' 3 9 o ci «9. £cö Io :C3 C _L, CM . 5

"5 fcco" B i

)X5 -a C cS

s • e E . 5 BP v

7* J=f> « o "S3 £ K CU H Ä

COHtOCDCOrJrtCO

in in m in o ;ca m m

g c

COrfCOCOCO

>

CO h - CD CO CD

O I > CO

rf

CO

o c o o o o ocoo CO CO CO CO co , 00 CO

-B5 c g

g

o" o" o" o" o +£ o" o" r f co co r f o m co h o o o o o o a c s i> m i> oo co i> i>

c i c c o tao o o

e o

^ KM ^ ^ o o o o o o o

» S :a .C > > >

i c te o

XX

o

******* * * * ** ** ** ** ** * CO CO I> CD "<# CO -r-l O ) rt •* M Tf W 00 CO CM lO CO CM Os 00

* * * * ******* * CM OS m CO CM CM

•r-l

3 CM

OS -r-l "<t CO O

l> O

oo co H m m oo en CO TH l> CO OS ^F OS T-T O T-T 00 O o" ri

S ^ ca f-> CM

OJ o

O

"0 O I o CM I S ^ •o , tO

i

3 K.S +->

«o ww ÖD OS ' ? CM

* ** ** ** * ** ** ** ** ** ** *

25 IN oo CD a oo m o

^ •^

"* £ c\j o

O CO 00 CO T H o o CO CD T H i-i CO O CO C D T H C D c i c o c N c o T-H r l h r l i-H

a

** ***** * * * ** ** ** ***

CM CM 00 ^

CO O O H

CM l > T J I T)< Tt< O CO O VO l > O CM Os CM CO O i m t ^ 0 0 O)

• o s oo o OS Tt<

I> Ti*

•O

fl00 a>

K 2

co

s

. o w 5 CM c- 8>« oo «

CO

fl fl°3 i

CM

ÖD-O

O

00 C

I

CO "ö3

ÖD-° H fl .2 "O

cö a;

^ tuo

cq £ K PH H

c

ÖS

!l

ÖO ^ S 00 CO r f IC -**< co co co :c3 >• rj< CO

c;

0 0 CO CO CO Tf m i o w

-Ö CM r^ co

co io i>

-c:

CD M" 0 0 m -<t T H

'.fl ^^

C O t > H CO CM 0 0 CO I > CM

O

CM 0 0

o m co m o m m in

<3

i> co m -* i> oo i>

•S

00 CO 00 O 00 00 00 CM CO l> o CM m CM m co co CM m m m

C O

C? :fl :fl .5 t> > >

CT-:fl :fl JS >

i C ÖD O

fl O

C O

T fl ÖD

O

C

>

CQ

t> >

08 Tabell 19. Inflytande

av betning på mellanårs- och mellanplalsvarianser.

Isolerad varians

Betat utsäde

Korn

Obetat utsäde 2

Kombinerad års-/platsvarians (BC-samspel) Mellanårsvarians (B-effekt) Mellanplatsvarians (C-effekt) . . . .

a2

/medelvärde-kontroll \ ' \medelvärde-betat /

a-

0,00649

0,00541

0,00763

0,00528

0,00440

0,00575

bundet förekommande Panogen och Betoxin analyseras, uppträder följaktligen en B-effekt. (^) Inskränkning av analysen till betade parceller. — I analys (i) sjunker kontrollens medelvärde 15,68 pl./m 2 vid betning till ca 1/20, 0,74 pl./m 2 . I kontrast emot avkastningsanalysen bidrar följaktligen kontrollen oproportionerligt mycket till varianserna, och en A-effekt (d. v. s. betningseffekt) kan därför förväntas ingå i de B-, G- och BC-effekter, som antagligen existerar.

BILAGA IV

Statistiska analyser över Växtskyddsanstaltens betningsförsök med havre åren 1940—1963 1. Följande redogörelse avser variansanalytisk och annan statistisk behandling av ett relativt omfattande material bestående av mätningar avseende: (a) avkastning (kg/m 2 ) (b) flygsotsfrekvens (antalet angripna vippor/m 2 ) betr. havre. Materialet består av data från åren 1940—1963 avseende odlingar på upp till fem platser per år, inalles sju olika platser. I tillämpliga delar motsvarar försöksuppläggningen vad som beskrivits i bil. I: appendix, varvid bör anmärkas att flygsotsinfektionen varit naturlig. Hänvisning sker kontinuerligt i denna redogörelse till bil. I. Analysernas tyngdpunkt h a r lagts på variabeln (a) ovan. Den starka effekten av betning på flygsot framgår nämligen omedelbart vid en okulär granskning av materialet, och tarvar egentligen inte mer djupgående analyser. Emellertid redogörs i punkt 7 av denna rapport för vissa aspekter rörande variabeln (b). 2. För tankarna bakom de huvudsakliga variansanalytiska bearbetningarna hänvisas till bil. I, punkt 2 och 3. Resultatet av analyserna betr. variabeln (a) ovan redovisas i tab. 22, där resp. varianskomponenter anges, ävensom medelvärdena för huvudbehandlingarna. Generellt kan följande noteras: 2.1. Bearbetning materialet.

(ii) har fallerat, på grund av den höggradiga dissymmetrin i

2.2. Den största effekten på avkastningen är, liksom för de övriga sädesslagen, års-/ platskombinationen (BC-effekten), som är ca tre gånger så stor som den renodlade platseffekten (C-effekten), vilken i sin tur är ca 50 % större än mellanparcellsvariationcn (REST). 2.3. En svagt signifikant renodlad års-effekt förekommer betr. avkastningen (Beffekten). 2.4. En starkt signifikant ABCD-effekt föreligger (förutom i analys (iv), där en sådan effekt å p r i o r i modellmässigt sett inte förekommer). Detta tolkas så, att de olika betningsmedlen som utvalts och prövats inom resp. plats-års-kombination skiljer sig sinsemellan. Variationen är dock relativt liten jämfört med mellanparcellsvariationen. 2.5. Då man jämför kontroll med betningsmedel, resp. kontroll med olika typer av betningsmedel ( ( i ) , (iii) och v i i ) ) , föreligger en årsbehandlingseffekt (AB-

60 effekt). Detta tolkas så, att betningseffekten är årsberoende. Den är däremot inte platsberoende (AC-effekt). Det är av intresse att notera signifikansutfallen för årsinflytande på betningseffekten, d. v. s. AB- och ABC-effekter, i analys (iv) ställd emot analyserna (i), (iii) och (vii). I de senare kunde ingen ABC-effekt påvisas främst på grund av en relativt stor ABCD-effekt, medan i analys (iv) där ingen ABCD-effekt förväntas (jfr punkt 2.4 ovan) en signifikant ABC-effekt framträder. Som följd härav blir i analys (iv) AB-effekten icke signifikant, ehuru den är av samma storlek som i de övriga analyserna. Sammantaget kan man därför uttala att ett signifikant årsinflytande föreligger i (iv), som endast omfattar två sinsemellan icke skilda preparat vilka genomgående medtagits i försöken. Det kan därför anses säkerställt att det AB-samspel som påvisas i de övriga analyserna avspeglar ett verkligt årsinflytande på betningseffekten och ej endast det faktum att delvis olika betningsmedel med enl. ABGD-effekten olika effektivitet varit representerade de olika åren. 2.6. Betning påverkar starkt avkastningen (A-effekten, bearbetning (i), (iii) och (vii)). Panogen och Betoxin påverkar likaledes starkt avkastningen, (iv), men skiljer sig inte sinsemellan, enligt särskild analys. Betningsmetoden synes ej påverka avkastningen (A-effekten, bearbetning ( v ) ) , d. v. s. de olika betningsmetoderna skiljer sig inte sinsemellan; i denna preliminära analys spelar samspelseffekter en dominerande roll, delvis beroende på att de jämförda grupperna endast delvis är representerade samtidigt och på samma plats. En utvidgad analys borde ta hänsyn härtill, samt utföras med uteslutande av kontrollen. Tabell 20. Avkastning värdet inom parentes).

olika år (antalet Havre

parceller

Medelvärde (kg/m2)

1940. 1941. 1942. 1943. 1944. 1945. 1946. 1947. 1948. 1949. 1950. 1951. 1952. 1953. 1954. 1955. 1956. 1957. 1958. 1959. 1960. 1961., 1962., 1963.,

0,207 0,264 0,404 0,237 0,261 0,335 0,282 0,170 0,300 0,333 0,364 0,297 0,340 0,313 0,328 0,208 0,371 0,325 0,312 0,200 0,329 0,294 0,365 0,299

Totalt

0,297 (5736)

(216) (280) (240) (225) (228) (236) (256) (205) (309) (244) (289) (304) (264) (244) (280) (240) (264) (192) (244) (300) (240) (240) (112) ( 84)

representerade

i

medel-

Medelvärde av kontrollen (kg/m 2 ) 0,190 0,252 0,378 0,225 0,262 0,331 0,282 0,168 0,291 0,273 0,298 0,288 0,343 0,318 0,329 0,199 0,311 0,267 0,310 0,199 0,304 0,295 0,370 0,283

(16) (16) (16) (15) (16) (16) (16) (11) (18) (16) (19) (20) (16) (16) (16) (15) (16) (12) (16) (20) (16) (16) (16) (12)

0,283 (382)

61 Tabell 21. Avkastning olika platser delvärdet inom parentes). Havre Plats Åkarp Enebyberg Vassbo, Falun Nyckelby, Ekerö Bergshamra, Ulriksdal, Solna Ölvingstorp Skara Totalt

(antalet

parceller

Medelvärde

representerade

i me-

Medelvärde av kontrollen

0,390 (825) 0,258 (196) 0,244 (1336) 0,258 (804) 0,294 (608) 0,294 (1304) 0,356 (663)

0,381 0,250 0,229 0,237 0,259 0,282 0,341

(59) (12) (91) (43) (40) (92) (45)

0,297 (5736)

0,283 (382)

Hg-medel skiljer sig svagt fördelaktigt från »övriga betningsmedel» (A-effekten, bearbetning (vi)). 3. Det är av intresse att notera vissa medelvärden betr. variabeln (a) (tabell 20 och 21). Den årliga avkastningen h a r enligt tabell 20 ökat med i genomsnitt 0,587 procent om året. Motsvarande ökning för kontrollen är 0,622 procent. Betningseffekten minskar med 0,02 procent (osäker siffra). Effektminskningen är helt negligerbar gentemot avkastningen. Observera att effekten ökat hos höstvete och höstråg, minskat hos korn, förblivit oförändrad hos havre. Hos havre förekommer inga fusariosmätningar. Regressionsanalyser, enl. allmän motivering i bil. I punkt 7, har följaktligen endast kunnat företagas med avkastningen och betningseffekten som oberoende variabler. Beroende variabler har därvid varit: (a) avkastning per kvadratmeter hos kontrollen (b) flygsotsfrekvensen hos kontrollen. 4.1. Betr. avkastningen föreligger som väntat ett mycket starkt signifikant samband med variabeln (a) (korrelationskoefficienten = 0,95***). Dessutom föreligger ett starkt positivt samband med variabeln (b) (korrelationskoefficienten = 0,31***). Det senare får betraktas som ett anmärkningsvärt resultat; om flygsot har ett inflytande på avkastningen, urskiljbart från övriga, enl. analyser av stinksot (bil. I) och strimsjuka (bil. III) dominerande variationsorsaker, skulle ett negativt samband förväntas. 4.2. Betr. betningseffekten gäller följande: (a) Ett svagt negativt samband med avkastningen hos kontrollen förekommer (korrelationskoefficient = — 0 , 1 6 ) . Tendensen är alltså densamma som för de övriga sädesslagen. Betningseffekt = 0,0321—0,0493 • (avkastning hos kontrollen). T. ex. Avkastning hos kontrollen = 0,1, betningseffekt = 0,0272 » 0,3, » 0,0173 » 0,5, » 0,00074

62 (b) Ett mycket starkt positivt samband med flygsotsinfektion r å d e r (korrelationskoefficient = 0,66). Detta resultat är analogt med dem som påvisats betr. stinksot hos höstvete och betr. strimsjuka hos korn. Betningseffekt = 0,00288 + 0,00078 • flygsotsfrekvens. T. ex. Flygsotsfrekvens = 1 0 , » 40, » 70,

betningseffekt = 0,0107 » 0,0341 i 0,0575

Anm. Specialanalyser visar att Panogen och Betoxin betr. samtliga h ä r påvisade regressioner är representativa för genomsnittet av samtliga studerade betningsmedel. 5. Inflytande av betning på variationen. Hänvisning sker till punkt 8 i bil. I samt till tab. 24 nedan. Vi ser att någon minskning i variationerna ej förekommer vid betning av utsäde. — F ö r havre har den största ABCD-effekten påvisats, d. v. s. h ä r föreligger markanta skillnader mellan ingående betningsmedel. Om frågan om en variationsminskande effekt av betning bedömes viktig, bör denna analys därför företagas för individuella betningsmedel, i första hand de genomgående använda Panogen och Betoxin. En jämförelse mellan restvarianserna hos betat och obetat utsäde ger följande: Restvarians, betat utsäde = 0,001604 Restvarians, obetat utsäde = 0,02017 Restvarians, betat utsäde, korrigerat = 0,001448 Mellanparcellsvariationen sjunker sålunda vid betning, vilket även var fallet med de övriga sädesslagen (bil. I—III, jfr bil. VI). 6. Hänvisning sker till punkt 9 i bil. I. Slutsatser av den typ, som där redovisas i punkt 9.3 gäller även för havre på samma sätt som för övriga sädesslag. Vikten av att erhålla svar på frågorna i punkt 9.4 understrykes åter. 7. Följande tillägg behandlar i korthet betningseffekten beträffande flygsot. Förhållandet här är analogt med motsvarande för stinksot på höstvete och strimsjuka på korn. Genomsnittliga flygsotsfrekvensen på betat utsäde är 1,94 vippor/m 2 , på obetat utsäde 19,70. Medelvärdet för Hg-medel är 1,74, för övriga betningsmedel 6,83. Dessa skillnader är starkt signifikanta (A-effekten, bearbetningarna (i) och ( v i ) ) . Slutsatserna i andra stycket av punkt 7 i kornrapporten (bil. III) betr. Panogen och Betoxin gäller ograverade även för havre, förutom att någon AG-effekt ej påvisas. F. ö. kan framhållas: (a) Betningsmedlen som utvalts resp. år (och plats), skiljer sig signifikant vad gäller deras effektivitet mot flygsot. (b) Ingen renodlad års- eller platseffekt på sjukdomsfrekvensen föreligger (Boch G-effekterna). (c) Betningseffekten mot flygsot resp. betningsmetodens varierande effekt mot sjukdomen, resp. de olika betningsmedelstypernas mot sjukdomen, beror kraftigt p å års-/platskombinationen samt året (ABC- resp. AB-effekterna). Jfr dock kommentarer betr. avkastningen i punkt 2.5 ovan samt kornrapporten bil. III, punkt 7 (c).

* * * * ** ** ** ** ** ** ** "* m m ^ co •* a

CM

I > CO lO O Tf O r f O C i M

CN O O

CM CM IM O O O

o

*

CO Tt 1 CN O

o

m

o

iM O

* ^»-

* * *

CO CD CN O OJ ca o o oo o co ca TJI Tt< ca r l H H r t H O O O O O

O o o o o O O o o o

* ** ** ** a> en r<*

CN O

o o o o o o o o o o

lO

•t

QO

o o o o o

o o o O o

o o o O o

* * ** o co O

CD

ca TH o o o o | o o 1o o

co ci 1-1 "tf

,

a

o o o o o o O O

1o o

|

|

• <

* **

00 CO I>

o

CD

o

o

***** ** ** ** ** ** CO " * 00 m CO I >

1 CO o 73 w cOo -3 O go

CD CT> CD [ > 00 oo CO CO CO

i> i> r- i> i>

o o o o o o o o o o o o o o o

M

a

<

o o o o

o o o o i O O 1o o

U

<J

c In

<u C C O

Q

ffl

<

£ o K^

m

C

CO +J m

PC

CO

o o

q o

ca O CO

o

o CO

o

o

—fl

gc

lO

—s

1 1 1

co O •*

o o o o 1 O | o 1 o" 1 o

X

'-f

o o o o o i o o o o o 1o o o o o

Of.

rZ>:3 :fl .5 > f> >

B

c

01. C '—s

„

-r C l

TH

-/^ "-^ *"**""' . •

*•*

~

lO

CO

_•

oo 0 0 CO u a> M y. c/; oo o COSl Cy l C l C l CN

o o o o o o o o"

O O

a "fl

d o o 'C or. PM H Ä X

CN CN CM SO 00 0 0 co 0 0 oo >

i > oo TH O M CO

i> oo <M "<f ca ca t-» co o co CD r- co co co 1-H i - l T H I - I rt

C3 03 Cl

d o O B A o

s

^

^^^

>

pq

lO •<*

~J

OS Cl

o

d CO CO

O

o ,»5

ifl

o o o o

.1 1 1 o 1 1 1 * * * ** ** ** ** ** ** co lO

>•

Cl

«^

CO

o o 1 1°

rj

>. ca B E r-> o

—' —< ©

* **co ca u P3

• / .

M o PQ O

l O •^f o co O TH

o o | o 1o

m Q CM

* **

i—I i-H ca ca 1-1 1-1

fl £

cg

X =— a o •<

* * *ca ** # oo

CO O'

rpr; := :fl .C >

E-3 7 C te o

XX

** *** *** *« * ** **

"O CC

C B

£ c : •aCJ

4->

•or

o

XC y. o '<, E 1-1 « co

CM

** ** ** ** **

CO CM OS

"*

£ —

of

v: l > tC

CM

O

•

CO äO

CO 00 CM X CM OS CM CO

OS

sa

"*-^ —

CO 00

•-.i

C

Cl

J, d g 3 o! -c *-> t r a

** ** ** ** ** *****

rH

ev te te £ £ c Ä +j te C03 Ot-, <0 X OH H -aCL © C

o

o o

CM ©

CS CO (O CO CO CO

w w

os co :~ > »* co *—'o ^^o*—• O

o O •* Is" C"> Is» o l > [ > OS OS OS

I

i—( OS

CO

T3 o

,c , —

£ m

Qo I O C N

w

W tf i 4 *

C - a :3 .5 > f* >

m I ^:a a s >

ti

o

K

'•

65 Tabell 24. Inflytandet av betning på mellanårs- och mellanplatsvarianser. Havre Isolerad varians

Obetat utsäde

Betat utsäde a2

/medelvärde-kontroll^ \medelvärde-betat /

0,0074 0,0015 0,0024

0,0067 0,0013 0,0022

2 <72

Kombinerad års-/platsvarians Mellanårsvarians (B-effekt) Mellanplatsvarians (C-effekt) . . . .

5—670337

0,0074 0,0007 0,0029

BILAGA V Statistisk bearbetning av betningseffektens varianskomponenter i m a t e r i a l från en n y försöksserie m e d v a r i e r a n d e frekvens

av

grodd- och b r o d d s k a d a n d e parasitsvampar 1. Materialet består av tre separata försök: Vårvete 647A, Vårvete 647B samt Korn 650. Två separata bearbetningar har företagits för vart och ett av dessa tre material, en bearbetning avseende kärnskörd som variabel, en avseende plantantal som variabel. 2. (a) Data föreligger från fyra olika platser: Vårvete 647A, vårvete 647B Plats A B C D

Försöksavd. för öppen växtodling, Uppsala 7 Stenstugu, Visby Vårbo, Arlöv Bosenborg, Grästorp

Korn 650 Plats A B G D

Försöksavd. för öppen växtodling, Uppsala 7 Lantbruksskolan, Ingelstorp, Smedby Nolgården, Flakeberg (Skaraborgs län) Ekeröds Säteri, Sjöbo (b) Data beträffande vårvete föreligger för fem olika utsädespartier och beträffande korn för fyra. Dessa är på varje plats representerade av lika antal parceller obetat ( = kontroll) och betat utsäde. Antalet parceller för kontrollresp. betat utsäde är fem på varje plats, utom för korn på plats B där endast fyra parceller satts. I det följande benämns partierna för vårvete 647A och 647B 1—5 och för korn 650 2—5. Betr. vårvete 647A är partinumret 1—5 lika med angreppsklassen av groddoch broddskadande parasitsvampar. Betr. vårvete 647B är för samtliga partier (partinummer 1—5) angreppsklassen lika med 3. Betr. korn 650 är partinumret 2—5 lika med angreppsklassen av grodd- och broddskadande parasitsvampar. (c) Den statistiska bearbetningen har i första hand syftat till att analysera betningseffekten och hur denna påverkats av ingående parametrar. Därvid har som variatvärden utnyttjats skillnaderna mellan korrigerade mätvärden för betade parceller och deras obetade s y s t e r - ( = kontroll-)-parceller. Enligt ovan föreligger fem (för korn 650 fyra) sådana variatvärden per utsädesparti-/platskombination. De korrigerade parcellmätvärdena, vilkas skillnader sålunda tages, erhålls i sin tur såsom

67 (i) då mätningar avser

kärnskörd: kärnvikt i kg/parcell\ korrigerat parcellvärde = nettoruta i ha J

Genom att dividera med nettorutans storlek (en nettorutestorlek för varje plats) erhålls kärnskörden per ytenhet, uttryckt i kg/ha. Värden för avkastning resp. betningseffekt har korrigerats för variation i vattenhalt. (ii) då mätningarna avser plantantal: /plantantal per ruta korrigerat parcellvärde = \ nettoruta Genom att dividera med nettorutans storlek (en nettorutestorlek för varje plats) erhålls plantantalet p e r ytenhet ( = m 2 ). Variatvärdena, inalles 4 x 5 x 5 = 100 stycken för vårvete 647A och vårvete 647B, inalles 4 x 4 x 5 (minus 5 värden) = 75 stycken för korn 650, är alltså lika med differenserna betr. kärnskörd resp. plantantal per ytenhet (korrigerade med en korrektionsfaktor hos vårvetet) mellan betade och obetade parceller, och kan sägas utgöra betningseffekten betr. kärnskörd resp. plantantal p e r ytenhet. 3. Resp. mätvärde kan modellmässigt sägas uppstå genom betningsbehandlingen under påverkan av fyra olika additiva effekter: Platseffekt Effekt av utsädesparti Plats-/utsädespartikombinationseffekt (samspel) Slumpeffekt (variation mellan parceller inom resp. plats-/utsädespartikombination). Dessa effekter uttrycks via sina varianser. De fyra olika varianskomponenterna har bestämts genom att på sedvanligt sätt beräkna kvadratsummor etc. Dessa varianskomponenter kan statistiskt signifikanstestas, d. v. s. man kan med signifikansprövning avgöra om resp. effekt verkligen föreligger, eller om den kan tänkas ha uppstått som en slumpmässig besynnerlighet hos materialet. I tab. 25 nedan anges för var och en av de 3 X 2 bearbetningarna, varianskomponenter samt utslaget av signifikansprövningen. I tab. 26 nedan anges resp. platsmedelvärden samt medelvärdena för resp. utsädesparti. 4. P r i m ä r t är man intresserad av att veta vilken skördeökning som erhålles av betning vid olika angreppsklasser av grodd- och broddskadande parasitsvampar på utsädet. Enligt modellen ovan skulle det då gälla att utröna huruvida en utsädespartieffekt föreligger eller ej. Föreligger nämligen en sådan, skiljer sig betningseffekten från utsädesparti till utsädesparti, d. v. s. effekten varierar med angreppsklassen. Detta uttalande görs då under förvissningen om att platsoch/eller plats-/utsädespartikombinationseffekter har »eliminerats» vid bedömningen av (den rena) utsädespartieffekten. Man observerar nu (se tab. 25) vad beträffar vårvete, att i försök 647A finns en klar utsädespartieffekt, både beträffande kärnskörd och plantantal. Hos vårvete 647B däremot, där angreppsklassen är lika för alla fem utsädespartier, finns ingen sådan effekt. Dessa två resultat tillsammantagna visar, att effekten klart varierar med angreppsklassen. Av tab. 26 framgår att effekten stiger med angreppsklassen. 1 5 — i670337

68 Betr. korn 650 finns också en utsädespartieffekt och slutsatserna är desamma. Observera att här även föreligger en plats-/utsädespartieffekt för kärnskörden, d. v. s. betningseffekten vid viss angreppsklass varierar från plats till plats. I varveteförsöket påträffades ingen signifikant sådan samspelseffekt. Sammanfattningsvis: Mäts betningseffekten på det sätt, som beskrives i punkt 2 (c) ovan, h a r man visat, att denna effekt stiger med stigande angreppsklass. Detta »bevis» stärks hos vårvete, eftersom ett kontrollmaterial (vårvete 647B) utan angreppsklassåtskillnad mellan utsädespartilcden ej visade någon utsädespartieffekt. 5. I tab. 27 har medelvärden sammanställts för betningseffekterna uttryckta som procent av avkastning resp. plantantal i obetade försöksled. Tabellen ger alltså absolutvärdena i tab. 26 relativt resp. kontroller. Mot bakgrund av värdena i tab. 26 och 27 har vissa ytterligare signifikansprövningar gjorts, dels innebärande en uppdelning av frihetsgraderna för de i tab. 25 givna varianserna, dels innebärande en testning av om en betningseffekt förekommer (d. v. s. en testning av avvikelse från noll). 5.1. Kornskörd Vårvete 647A: Den påvisade signifikansen för skillnad mellan utsädespartier beror helt på att angreppsklass 5, med 9,4 procent höjning vid betning, avviker från övriga värden. Dessa värden, som uppvisar en rel. obetydlig betningseffekt vid angreppsklass 1—4, är sinsemellan ej skilda. Sammantagna är de ej heller skilda från 0. Betningseffekten synes sålunda ej bero lineärt av angreppsklassen (i skala 1—5), utan en tröskel antyds mellan 4 och 5. Jfr dock försök 647B, där en betningseffekt påvisas även vid angreppsklass 3 beroende på fler försöksled. Den negativa effekten av betning vid angreppsklass 1—2 är ej signifikant (värdena är varken var för sig eller tillsammantagna skilda från 0). Ett belysande av detta i princip intressanta spörsmål måste avgöras i större försök (jfr även korn nedan). Vårvete 647B: En klar betningseffekt föreligger i det värdena sammantagna är skilda från 0 vid P < 0,001. Korn 650: Här beror signifikansen i tab. 25 ej endast på att det högsta värdet avviker från de övriga utsädespartierna. Angreppsklasserna 2, 3 och 4 skiljer sig även signifikant från varandra (P < 0,001), och även angreppsklass 3 ä r skild från 0. Det negativa värdet —45 i angreppsklass 2, motsvarande 1,1 procent avkastningssänkning, är ej signifikant skilt från 0. 5.2. Plantantal Jämförelse av betningseffekterna på plantantal och kärnskörd i tab. 27 visar, att dessa ej är särskilt starkt korrelerade, beroende på den välkända omständigheten att avgång av plantor kompenseras genom ökad bestockning. Vårvete 6Wk; Här beror skillnaden mellan utsädespartier ej endast på partiet med angreppsklass 5, som fallet var betr. avkastningen. Partierna med angreppsklasserna 1—4 är signifikant skilda (0,01 > P > 0,001), och fr. o. m. angreppsklass 3 är de individuella värdena > 0 (P < 0,001). — En eventuell tröskel synes här ligga mellan angreppsklasserna 2 och 3. Vårvete 6MB; Höggradig signifikans för att betningseffekt föreligger (P < 0,001). Korn 650: Den påvisade skillnaden mellan utsädespartier beror ej uteslutande på parti nr 2 eller nr 5. Redan partiet med angreppsklass 3 är > 0.

69 6. Allmänna kommentarer rörande den statistiska bearbetningen. Genom uppläggning med lika antal betade och kontrollparccller inom varje plats-/utsädespartikombination, och analys enligt ovan medges att utsädespartieffekten sep a r e r a s från samspelet med avseende på plats (resp. i flerårsförsök med avseende på plats, år, och p l a t s / å r ) . Analyseras i stället skillnaderna mellan resp. medelvärden för betat och obetat för varje plats och utsädesparti försvinner denna möjlighet, varigenom analysen förlorar i effektivitet. Om de individuella betade parcellerna analyseras gentemot ett gemensamt kontrollvärde för varje plats-/utsädespartikombination (t. ex. om färre kontrollparceller satts) skapas en konstlad samspelseffekt. (Se rapporten över Växtskyddsanstaltens höstveteförsök, bil. I, punkt 9.2). Syftet med föreliggande analys har begränsats till att bestämma inflytandet av ingående p a r a m e t r a r (sort, angreppsklass, plats) på betningseffekten. Resultatet, som i ljuset av i tab. 25—27 sammanställda data får tolkas som en signifikant, positiv regression (vilken dock ej säkert är linear; jfr punkt 5.1 rörande försök 647A) av betningseffekt med avseende på angreppsklass av grodd- och broddskadande parasitsvampar, kontrasterar mot motsvarande analys av Växtskyddsanstaltens höstvetedata (se bil. I) där ingen signifikant effekt erhölls. (Dock måste beaktas, att Växtskyddsanstaltens data hänför sig till höstvete och data i den nya försöksserien till vårvete.) Skillnaden mellan de två materialen i detta avseende ligger dels i den ortogonala försöksuppläggningen, dels i att angreppsklassen systematiskt varierats, i här föreliggande försök. Materialet medger även bearbetning ur andra grunder, t. ex. avkastningens (resp. plantantalets) beroende av angreppsklassen i obetat utsäde, resp. betningseffekten vid olika avkastning i kontrollen, bl. a. med hänsyn till den stora samspelseffekten hos kornet. Säkra slutsatser ur sådana analyser torde kräva försök under åtminstone tre år. Det bör i detta sammanhang betonas att mera generella slutsatser ur här föreliggande analys, med utgångspunkt från frånvaro av signifikans resp. hög signifikans för olika varianskomponenter, torde avvakta försök under ytterligare något år. Tabell 2ö. Betningseffektens Bearbetning

varianser

Slumpeffekt (mellanparcellseffekt)

Vårvete 647A Kärnskörd Vårvete 647B Korn 650

41 355 41 215 37 428

Vårvete 647A Plantantal Vårvete 647B Korn 650

5 414 4 269 3 552

Plats-/utsädespartieffekt (samspel)

Utsädespartieffekt

6 512

17 728**

—

—

19 754*** 695

— —

51 099** 2 021** 102 612**

Platseffekt

489 4 912 831(*) 300*

—

70 Tabell 26. Belningseffekt (i kgjha resp. pl./m2) för olika utsädespartier och platser Bearbetning

Utsädesparti (i försök 647A o ch 650 = angreppsklass)

Plats

2 A

B

C

D

Vårvete 64 7A Kärnskörd Vårvete 647B Korn 650

—42 119

—27 91 —45

59 69 119

93 70 184

322 19 527

43 44 148

62 117 339

155 110 86

63 23 211

Vårvete 64 7A Plantantal Vårvete 647B Korn 650

5 38

—4 52 6

61 27 34

69 9 41

117 50 74

10 14 57

51 45 30

91 57 32

43 24 35

5 Tabell 27. Betningseffekten enligt tabell 26 (absolutvärden) som procent av kärnskörden (kglha) och plantantal (pl./m2) i resp. obetat kontrollmaterial Bearbetning

Utsädesparti (i försök 647A och 650 = angreppsklass)

Plats

5 A

B

G

D

Vårvete 647A Kärnskörd Vårvete 647B Korn 650

—1,2 3,1

—0,7 2,3 —1,1

1,6 1,8 3,1

2,5 1,8 4,7

9,4 0,5 14,9

1,5 1,2 3,3

1,4 2,4 8,3

2,9 2,3 2,6

3,5 1,2 5,3

Vårvete 647A Plantantal Vårvete 647B Korn 650

1,5 —1,1 11,0 14,1 1,8

17,9 7,3 10,2

19,9 2,3 13,5

44,0 14,5 28,8

3,3 5,5 23,9

10,7 8,4 10,0

30,5 18,2 8,5

16,5 7,8 10,8

Kärnskörden för vårvete varierar mellan 1 500 och 5 500 kg/ha, plantantalet mellan 200 och 500/m2. För korn varierar kärnskörden mellan 3 000 och 4 500 kg/ha, och plantantalet mellan 180 och 430/m2.

BILAGA VI

Kompletterande statistiska analyser av Växtskyddsanstaltens betningsförsök, bl. a. inkluderande försök med olika dosering Hänvisning sker till följande bil. r ö r a n d e : I. Höstvete II. Höstråg III. Korn IV. Havre Ett antal separata, smärre detaljrapporter rörande olika kompletteringsanalyser inarbetas i sitt sammanhang i föreliggande sammanfattande rapport. (A) Kontroll av vissa variansanalyser med uteslutande av alla betningsmedel som förekommit endast 1 eller 2 år. För denna kontroll har data från kornförsöken utnyttjats. (B) Kontroll av jämförelser Hg- med Icke-Hg-medel samt Hg- med övriga betningsmedel under uteslutande av alla års-/platskombinationer där ej bägge förekommit. (C) Variansanalys av betningsmedelsdoseringens inflytande på betningseffekten (se kommentar bil. I, punkt 9.1). (D) Betr. höstvete kompletterande kovariansanalyser, även omfattande multipla regressioner. (E) Inflytande av betning på varianser: förnyad analys och signifikansuppskattning för samtliga sädesslag. A. En stor del av analyssvårigheterna h a r förorsakats av materialets enorma snedhet. Delvis har denna berott på att många betningsmedel prövats endast ett eller två år, och sedan tagits ur försöken. Frånvaron i flertalet fall av en påvisbar s. k. ABCD-effekt, d. v. s. variation mellan betningsmedel inom år och inom platser, kunde möjligen betingas av att i hög grad olika betningsmedel prövats inom olika års-/platskombinationer. Av denna anledning h a r några viktigare analyser omprövats under medtagande av endast de betningsmedel som varit med i analysen under tre år eller mer. Då denna analys kräver ett mödosamt elimineringsarbete har den endast utförts för det sädesslag, korn, där data av olika skäl syntes mest lämpade för analysen. Tabell 28. Jämförelse (A) (se texten) Rest (A)

(0

0,001774 0,001757

mellan

ABCD ABC

—

AB

varianskomponenter

AC

BG

(i)

(bil. III, tab. 17)

A

B

och

C

— 0,000459*** 0,005911*** — 0,000483*** — 0,005973** 0,000475*** 0,006099*** Kontroll 0,306 0,306

0,000403***

Betningsmedel 0,338 0,336

Totalt 0,335 0,334

0,005696***

72 F ö r s ö k s m a t e r i a l e t s s n e d a s a m m a n s ä t t n i n g i a n a l y s (i) (se b i l . I I I , t a b . 17) f r a m g å r a v a t t a v u r s p r u n g l i g e n 160 b e t n i n g s m e d e l e n d a s t 29 k v a r s t å r m e d d e n p å l a g d a r e s t r i k t i o n e n , v a r v i d p a r c e l l a n t a l e t g å r n e d m e d ca 1/3 f r å n 5101 till 3 3 1 1 . E r h å l l n a r e s u l t a t f r a m g å r a v t a b e l l 28, v a r v i d f ö r e l i g g a n d e a n a l y s , k a l l a d (A) jämföres m e d den tidigare (i). S o m s y n e s i t a b e l l 28 f r a m k o m m e r i c k e h e l l e r u n d e r d e s s a m e r a r i m l i g a a n a lysförhållanden någon skillnad mellan betningsmedel (ABCD). övriga variansk o m p o n e n t e r , l i k s o m m e d e l v ä r d e n , ä r m y c k e t l i k a i (A) o c h ( i ) , v i l k e t b e s t y r k e r den senares riktighet. Anm. A n a l y s e r av d e n n a t y p b o r d e u t f ö r a s för ö v r i g a s ä d e s s l a g , d ä r b e t n i n g s effekten ä r s t ö r r e , o c h d ä r i vissa fall en s i g n i f i k a n t ( e h u r u l i t e n ) ABCD-effekt påträffats. B. I t i d i g a r e j ä m f ö r e l s e r m e l l a n Hg- o c h I c k e - H g - m e d e l v a r m a t e r i a l e t b e h ä f t a t m e d e n m y c k e t s t o r s n e d h e t b e r o e n d e p å att I c k e - H g - m e d e l e n d a s t f ö r e k o m m i t i ett fåtal å r s - p l a t s - k o m b i n a t i o n e r . F ö r a t t se o m d e t t a f r a m k a l l a t s t ö r n i n g a r , h a r p r o v a n a l y s e r utförts d ä r endast de Hg-medel medtagits som p r ö v a t s i s a m m a å r s - p l a t s - k o m b i n a t i o n e r s o m I c k e - H g - m e d e l r e s p . » ö v r i g a b e t n i n g s m e d e l » , d. v. s. a n a l y s e r n a (ii) o c h (vi) av t a b 8, 13, 17 o c h 22 av b i l . I—IV. P r o v a n a l y s e r n a h a r b e g r ä n s a t s till k o r n . R e s u l t a t e n f r a m g å r av t a b e l l e r n a 2 9 — 3 2 .

Tabell

29. Resultat

(Ba)

jämfört

med

resultat

(ii),

(tab.

Ha-medel

Icke-Hg-medel

0,306 0,337

0,273 0,273

Medelvärde (Ba) (ii)

17)

Totalt 0,302 0,336

Antal parceller för (Ba): 524.

Tabell 30. Jämförelse (se texten) Rest (Ba) (ii)

0,001779 0,001583

Tabell

mellan

ABCD ABC

—

AB

0,003245*** 0,000402***

31. Resultat

varianskomponenter

(Bb)

BC

0,011866***

Hs-medel

Medelvärde (Bb) (vi)

AC

— 0,003344

jämfört

0,331 0,337

Antal parceller för (Bb): 2016

(ii)

med

(tab.

17)

och

B

C

A

0,004539 0,000625 0,000399

resultat

(vi),

Övriga betningsmedel 0,321 0,318

(lab.

—

17)

Totalt

0,330 0,336

(Ba)

0,001502***

73 Tabell 32. Jämförelse (se texten) Rest (Bb) (vi)

0,002136 0,001795

mellan

ABCD ABC

—

—

varianskomponenter

(vi)

(tab.

AC

AB

BC

0,000039

0,008122*** 0,000220*** 0,006486*** 0,000446***

A

17) och B

(Bb)

C 0,001000***

— 0,005280***

Kommentar: Icke heller i den förbättrade analysen uppträder någon signifikant A-effekt (d. v. s. skillnad mellan Hg- och Icke-Hg-medel resp. övriga betningsmedel), ehuru A-variansen ökat något i (Ba). Detta trots att skillnaden minskat, enär tydligen Icke-Hg-medel genomsnittligt prövats »dåliga år» (se medelvärden). Vi vill här starkt framhålla att analys (ii) i de preliminära datamaskinkörningarna (tab. 8, 13, 17 och 22 i bil. I—IV) ej ger säkra hållpunkter för en jämförelse av Hg- och Icke-Hg-medel med hänsyn till avkastningen. Analyser av här föreliggande typ borde ersätta de nämnda (ii). Vi har dock ej ansett att det mödosamma elimineringsarbetet motsvarar vad som kan vinnas, beroende dels på det obetydliga antalet prov med varje Icke-Hg-medel, dels på de stora varianserna. Intrycket att Hg- och Icke-Hg-medel skiljer sig i ett starkt beroende av årsplatskombinationer (ABC-effekt) kvarstår förstärkt. (Den för betningen ointressanta) förskjutningen av BC-effekten i (ii) till en C-effekt i (Ba) kan hänga samman med eliminerandet av ovidkommande platseffekter på totalmaterialet. Det förbättrade förfarandet h a r ej påverkat resultatet av analys (vi). C. Doseringens inflytande på betningseffekten. F. Andrén h a r redovisat vissa data rörande inflytandet av doseringen av betningsmedel (Växtskyddsnotiser 1964 Nr 2, sid. 27—30). De redovisade siffrorna för de olika sädesslagen rör dels avkastningen med tillhörande signifikansprövning, dels sjukdomsfrekvensen dock utan signifikansprövning. För ingetdera av sädesslagen noterades någon signifikant skillnad i avkastningen mellan hel- och halvdosering. 1. Betr. böstvete h a r ett delmaterial ur det tidigare analyserade materialet från åren 1911—1964, som redovisats på annat håll, utgallrats. Detta material härrör från nio olika år mellan 1951 och 1963 och rör försök på inalles fem platser (Åkarp, Tornby, Ultuna, Nyckelby, Bergshamra-Ulriksdal) samt r ö r fem olika preparat (Betoxin F, Betoxin 61, Panogen 4925 och DGSV, Aagrano, Lunasan); se tab. 35. Inalles omfattar försöken knappt 750 parceller. Under varje år som detta dclförsök omfattar samt vid varje plats har preparaten använts med två olika doseringar — för varje dosering förekommer som vanligt fyra parceller. Bearbetningen tillgår på följande sätt betr. avkastningen: Avkastningen per m 2 för resp. lågdosparcell — fyra per försöksled — dras ifrån motsvarande avkastning p e r m 2 hos resp. högdosparcell. På så sätt bildas för varje kombination av år, plats och preparat fyra mätvärden = differenser.* * Ett parande av mätvärdena, och utnyttjande av doseringseffekten, d. v. s. avkastning (värde i, heldosering) — avkastning (värde i, halvdosering) som variabel, leder till ett visst oberoende av yttre faktorer. I föreliggande försök, och vissa andra som analyserats på liknande sätt (t. ex. i bil. V, se även bil. I: punkt 9.2), råder inget speciellt samband mellan de två värden vilkas skillnad tages som variabel. En analys av doseringseffekt, betningseffekt, etc, på detta sätt hade vunnit i effektivitet om systerparceller hade jämförts parvis inom varje block.

74 CN CO

o o

1° 1©

o

i

i

i-i

*o

1 1

1 1 o C5o

1 1

D3

*

00 C i m lO O CO

tlD

.

60 C co

W5

~

to

•o 00 c

-i<

3 CO •»—. "Ö

g 3

«3

a t.

« u

c< G, -c: o o

Ö l

°CS

o

„

C

C

•*

U3

<*-t

co CM O CN O

"

£o

Ä

e£

**

CO CM Tfi c o i-i l >

u pq

S c o .s •v

CO

tsC

w

o

:0 r-< H

(4

"

CO

-

C CO C

C

«

CO

te

>

O 04

—-

cs

>,

o M C

M

> cs

C cs

"C c!

to

r*i

CO

> <

a c »ö

c E C

s, no S3

+->

CM

c h, tu

co o T3 a

a

v

T3 cS C

^ w |,

«

co 43

II

CO

Ä

x g a Öi

> ^

>

C!

c S

^ ro

CO -Q CS

00 CO

CM CO

o o

O

m 1 "*

|

o 1

1 o

# **

o m o o o

° 1 o I

l>

1>

TP

TP

1—1 TH O I> O CO O CM

o o 00 Tf

o o o

** *

o

O O

OQ

co co o o 00 00 TT LO CO

O

|

1 1 1ö 1 ** * I> • »o *m m CM CO

© i-i

o o o o

« . M— —

<!

a

1 CM

o

o O o o o

m o o o

co t>

CM

i> m

L - Tf. 1 > CO TH | > O CM

in

1 ^

T*

O

o

m

CO CO TH m O L^ O i l

o o o

o o cTcT

o o

C/3

<

<J oo

• < CO

r>

CS ^ S «w fc! *> A (

£ * co +-; ti

(H CH°C3

—I PH

> <

3 II II II ty? < « u

ta

»O

II

II

CO

ex

<

*-^»

#

-# o

W

-2 »g Mco _CS CS

co o o o o

1 °

1 o" 1 1

o o o o o

1 o

lO Tf 00 CM O

^

CO

CO CO 00 ©

c;

CS

* **o

o o o

l> CM

1 2-

ra <*

s

y g CA

to

o o o o o o

CO 00

m

c

CO c/3

'"

co co o o o o o

CO 00 Ti"

o o

o O)

i>

« *?

C

a -^

O o O i-i o o o o

c T3o •g T3

«,

^ ^ r»>

1 1 °©"

U

•3 -* C co

C •c: co Ö>

-<

SP O TI

y o

o ^r o o o o o o

C uco

.3

O O O O

C3

a O

c/)

:cS

>

+J

O

I

CO co O

X

B O y

> CS

X

75 Utgående från variabeln = differensen genomförs en tresidig variansanalys: A-effekt = preparat B-effekt = år C-effekt = plats Det kan först noteras att genomsnittet av differenserna över alla parceller blev negativt (ca —0,0012; se tab. 34) d. v. s. någon tiondels procent minskning vid högdos jämfört med lågdos. Denna skillnad är ingalunda signifikant. Alltså förekommer ingen genomsnittlig doseringseffekt. Inte heller förekom någon som helst signifikant skillnad mellan de olika preparaten. Ingen års- eller platseffekt kunde påvisas. Den enda påvisbara effekten var en års-/platseffekt (inte oväntat), innebärande att i den mån ett inflytande av preparatets dosering på avkastningshöjningen föreligger, detta inflytande varierar mellan års-platskombinationer. Andréns resultat betr. avkastningen bekräftas alltså. Betr. sjukdomsfrekvensen (stinksot) genomförs en fullständigt analog variansanalys där variabeln utgör skillnaden mellan sjukdomsfrekvensen för lågdosering och för högdosering. För alla fem preparaten är denna skillnad positiv och genomsnittligt är differensen 0,08 signifikant (se tab. 34). Det förekommer en signifikant preparateffekt samt signifikanta års-/plats, samt års-/plats-/preparateffekter. Det synes alltså som om vid betning med lämpliga preparat högdosering är mer effektiv än låg mot stinksot.

Motsvarande analyser betr. avkastningen h a r utförts för höstråg, korn och havre, betr. korn dessutom för strimsjuka och betr. havre för flygsot. Resultaten motsvarar i stort de som erhållits betr. höstvete. Rörande frågan i vad mån olika p r e p a r a t uppvisar olikhet i doseringshäseende, synes denna variation huvudsakligen variera mellan års-/platskombinationer. Resultat av dessa analyser lämnas i tab. 33 och 34.

Tabell 34. Medelvärden rörande variansanalysen i tab. 33, ävensom ningsmedel med positiv resp. negativ effekt av ökad dosering Medelvärde

Höstvete Korn Havre

A S A A S A S

—0,0012 0,0781*** 0,0046 —0,0019 0,0065 —0,0013 0,6477***

Antal preparat >0 2 5 5 5 6 3 8

antal

bet-

Antal preparat <0 3 1 1 5 4 5 0

Anm. Inga signifikanta medelvärden betr. avkastningen. För höstvete och havre signifikant genomsnittlig doseringseffekt betr. fungicid verkan. 4. Sammanfattning Betr. avkastning, ingen doseringseffekt totalt eller preparatvis. Ej heller någon doseringseffekt p a r a d med år resp. plats, dock ett visst års-platsberoende. Ingenting tyder alltså på att någon doseringseffekt existerar.

76 Betr. sjukdomsfrekvensen, synes en doseringseffekt totalt förekomma för höstvete och havre. Olika betningsmedel skiljer sig med avseende på denna doseringseffekt, vilken dessutom synes bero av år och plats (ABC-effekt) resp. plats (AC-effekt, spec, h a v r e ) .

Tabell 35. År, platser och preparat

i belningsmedclsförsök

med olika

doseringar

Höstvete

Höstråg

Korn

Havre

År 1951 1952 1953 1956 1958 1959 1960 1961 1964

År 1951 1952 1953 1956 1958 1959 1960 1961 1963 1964

År 1951 1952 1953 1958 1959 1960 1961 1962 1964

År 1951 1952 1953 1958 1959 1960 1961 1962

Platser Åkarp Tornby Ultima Nyckelby Bergshamra

Platser Åkarp Vassbo Bergshamra Nyckelby Ölvingstorp

Platser Åkarp Tornby Nyckelby Bergshamra Täng

Platser Åkarp Vassbo Nyckelby Bergshamra Ölvingstorp Skara

Preparat Betoxin F Betoxin 61 Panogen 4925 och DG SV Aagrano Lunasan

Preparat Samma som höstvete -j-Aabiton

Preparat Samma som höstråg + Hormotan Necaron

Preparat Samma som höstvete + Hormotan Necaron

Duphar P E 1548 Mist-O-Matic

Mist-O-Matic

D. Komplettering till höstveterapporten (bil. I) rörande samband mellan stinksotfrekvens och fusariosprocent samt vissa multipla korrelationer. 1. I bil. I, punkt 7.2 noteras svaga negativa samband mellan fusariosprocenten (betat såväl som obetat) och betningseffekten, och ett positivt samband mellan stinksotfrekvensen och betningseffekten. Det kunde nu a priori tänkas, att om stinksotfrekvens och fusariosprocent samvarierade på något sätt, vore det ena av dessa samband egentligen inbakat i det andra. 2.

För att analysera ovanstående hypotes har sambandet mellan stinksotfrekvens och fusariosprocent (betat såväl som obetat) undersökts medelst linear regressionsanalys. Resultatet blev att nästan inget (lineärt) samband rådde (korxelationskoefficienten = —0,004 resp. —0,020). Således faller hela resonemanget ovan. Avkastningens variation med fusarium är alltså oberoende av dess variation med stinksot och tvärtom.

77 3. Dessutom h a r i höstvetematerialet ett antal multipla korrelationer analyserats av vilka två h ä r presenteras: 3.1. Samvariation av (a) Betningseffekt (b) Stinksotsfrekvens (c) Fusarios (obetat utsäde) ger följande tre multipelkorrelationskoefficienter (med signifikansangivelse) för resp. beroende av de övriga variablerna: (a) 0,4019** (b) 0,3922** (c) 0,0994 med följande partiella regressionskoefficienter: ( a ) / ( b ) 0,3918** ( a ) / ( c ) —0,0975 ( b ) / ( c ) 0,0203 Dessa analyser bestyrker tidigare slutsats rörande frånvaron av inflytande av fusarios på betningseffekt. 4.1. Samvariation av (a) Betningseffekt (b) Stinksotsfrekvens (c) Fusarios, obetat (d) Avkastning i kontrollen ger följande multipelkorrelationskoefficienter: (a) 0,5334*** (b) 0,4122** (c) 0,1192 (d) 0,3842* Genom tillägg av avkastning i kontrollen som ytterligare oberoende variabel har en starkt ökad korrelation med (a) som beroende variabel erhållits. Som på olika sätt kan visas ingår inget inbördes beroende mellan (b) stinksot och (d) avkastning i kontrollen häri. Denna analys antyder sålunda att den avkastningshöjande effekten av betning minskar under förhållanden som ger ökad avkastning (i obetat material) av delvis andra skäl än som står i samband med effekten på infektioner. Motsvarande analys borde utföras på övrigt tillgängligt material. E. Kommentarer rörande inflytandet av betning på storleken av vissa variationer i avkastningen. I bil. I—IV h a r värden givits för varianskomponenter vilka beskriver variationen i betat och obetat material på grund av inflytandena av år och plats jämte deras samspel, samt variationen mellan parceller inom år och plats. Här lämnas sammanfattande synpunkter på frågan i vad mån betning minskar dessa varianser. 6—670337

78 Höstvete. En jämförelse mellan varianserna hos betat utsäde, korrigerade med hänsyn till medelvärdena, och obetat utsäde enligt tab. 10 i höstveterapporten (bil. I ) , görs i tabell 36.

Tabell 36. Variansvärden.

Höstvete Betat

Års-/platsvarians . Mellanårsvarians ., Mellanplatsvarians

0,0077*** 0,0015 0,0037***

Obetat 0,0087*** 0,0041* 0,0036***

Härvid har resp. varianskomponent behäftats med utfallet av signifikansprövningen. Det synes omedelbart på värdena att års-/plats- och mellanplatsvarianserna inte nämnvärt sjunker vid betning (se bil. I, punkt 8). Däremot framgår, att mellanårsvariansen, som vid obetat var (svagt) signifikant påvisbar, inte alls är påvisbar hos betat. Detta innebär, med signifikans på 10 %-nivån, att mellanårsvariansen sjunker vid betning.

Höstråg. Variansvärden motsvarande de för höstvete ovan framgår av tabell 37. Tabell 37. Variansvärden.

Höstråg Betat

Års-/platsvarians . Mellanårsvarians ., Mellanplatsvarians

0,0081*** 0,0017* 0,0041***

Obetat 0,0120*** 0,0024 0,0062***

Utan att betrakta signifikansutfallct, skulle det synas som om samtliga varianser sjunker vid betning. Beroende på det mindre antalet frihetsgrader hos obetat, har mellanårsvariansen där ej kunnat uppvisa någon signifikans. Däremot förekommer signifikans hos betat. Man kan alltså i detta fall endast konstatera, att varianserna numerärt sjunkit, men att signifikant sänkning ej på ett enkelt sätt kunnat påvisas.

Korn. Variansvärden motsvarande de för höstvete och höstråg ovan framgår av tabell 38. Tabell 38. Variansvärden.

Korn Betat

Års-/platsvarians . Mellanårsvarians . Mellanplatsvarians

Obetat

0,00649***

0,00763***

0,00528***

0,00575***

79 Värdena synes numerärt ha sjunkit. Man har däremot inte kunnat påvisa en signifikant sänkning.

Havre. Variansvärden motsvarande de för höstvete, höstråg och korn ovan framgår av tabell 39. Tabell 39. Variansvärden.

Havre Betat

Års-/platsvarians . Mellanårsvarians .. Mellanplatsvarians

0,00739*** 0,00148* 0,00240***

Obetat 0,00745*** 0,00066* 0,00286***

Årseffekt större hos betat! Platseffekt ungefär oförändrad.

Förutom de tre varianskomponenterna ovan är det av intresse att veta, huruvida mellanparcellsvarianserna sjunker vid betning. Detta kan hos resp. sädesslag signifikanstestas med F-test. Därvid visar det sig, att mellanparcellsvariansen vid betning sjunker starkt signifikant hos alla fyra sädesslagen. Detta styrker uppfattningen att även de andra tre varianserna hos höstråg, och båda övriga varianser hos korn, sjunker »signifikant» trots att detta på ett enkelt sätt inte kunnat påvisas. G. Då en ABCD-effekt påvisas hos höstråg och havre kan det misstänkas att en del av varianserna för betat utsäde beror på skillnader mellan betningsmedel, varför analyser enl. ovan även borde utföras med genomgående använda betningsmedel.

BILAGA VII Allmänna kommentarer och slutsatser rörande statistiska analyser över Växtskyddsanstaltens m. fl. betningsförsök 1. Hänvisning sker till bil. I—VI. 2. P^örsöksuppläggning. 2.1. Syftet med Växtskyddsanstaltens försök h a r snarare varit att undersöka effektiviteten av ett rel. stort antal betningsmedel, än att studera betningseffekten såsom sådan. Såsom i detalj redovisas i bil. I—IV har därvid varje år ca 14 betningsbehandlingar (oftast representerande olika betningsmedel givna i en här ej specificerad standardbehandling; i vissa fall h a r samma betningsmedel använts t. ex. i »hel» och »halv» dosering — jfr bil. VI; C.) jämte en kontroll, vardera omfattande oftast 4 parceller, prövats på oftast 4 platser i landet, dock ej genomgående samma platser (se särskilt bil. I; appendix). Av det stora antalet prövade betningsmedel (för korn ca 160) har endast en mindre del (för korn 29 (bil. VI; A) och för övriga sädesslag liknande antal) varit med i prövningen tre år eller mer under den studerade 24-årsperioden. Återstående 131 betningsmedelsprövningar i kornförsöken (och motsvarande för övriga sädesslag) representerar drygt 1/3 av totala antalet parceller. Varje år h a r ett utsädesparti utvalts för samtliga försök det året. Urvalsprincipen har t. ex. varit för syftet lämplig fusariosinfektion. Mätning har gjorts dels av avkastning, dels av angreppsfrekvensen för vissa sjukdomar: stinksot (höstvete; stinksotinfektionen har genomförts artificiellt på genomgående samma sätt), strimsjuka (korn) och flygsot (havre). Dessutom föreligger årliga värden för fusariosfrekvensen hos det använda utsädet av höstvete och höstråg — både före och efter betning. 2.2. Analys h a r dessutom företagits av ett av Institutionen för växtodling vid Lantbrukshögskolan, Växtskyddsanstalten samt Frökontrollanstalten (bil. V) nystartad försöksserie där utsäde av vårvete och korn med 5 resp. 4 olika angreppsklasser av grodd- och broddskadande parasitsvampar studerats på 4 platser med 5 (i något fall 4) parceller per plats. Här h a r varje parcell åtföljts av en kontrollparcell.* Data från endast ett års försök föreligger. Mätning har utförts beträffande avkastning och plantantal per ytenhet. 3. Följande statistiska analyser har utförts. * Jfr fotnot i bil. VI: C, punkt 1.

81 3.1. F ö r vartdera sädesslaget en variansanalys av värden på avkastningen per ytenhet, varvid materialet indelats i grupper av huvudbehandlingar, såsom obetat utsäde ställt mot alla betningsbehandlingar sammanslagna, eller vissa grupper av betningsbehandlingar ställda mot varandra. Variation mellan huvudbehandlingar har betecknats som A-effekt, och analyserats i en sidoordnad indelning vid sidan av en årseffekt (B) och platseffekt (C). Vid sidan av dessa p r i m ä r a variationsorsaker har de tre första ordningens samspel (AB, AC och BC) studerats jämte samspelet av andra ordningen, ABC. Under detta sista led av den sidoordnade analysuppställningen, som anger variation mellan kombinationer av huvudbehandling/år/plats, har en underordnad analys av variationer mellan de i huvudbehandlingarna ingående individuella betningsmedlen utförts. Denna variationsorsak har något oegentligt benämnts ABCD-effekt, ehuru den i den kombinerade sidoordnade — hierarkiska modell som använts icke är en samspelseffekt. Variationerna har uttryckts med resp. varianskomponenter, vilka signifikanstestats. Innebörden av signifikans för de olika effekter, i vilka A ingår, får tolkas som: A-effekt signifikant: Huvudbehandlingar signifikant olika (t. ex. betat material signifikant skilt från icke betat, analys (i) i resp. tab. 8, 13, 17 och 22 av bil. I—IV). AB- eller AC-effekt signifikant: Skillnaden mellan huvudbehandlingar, oberoende av om en signifikant A-effekt är påvisbar, visar ett beroende av förhållanden som varierar mellan försöksår resp. mellan försöksplatser. ABC-effekt signifikant: Skillnaden mellan huvudbehandlingar är beroende av förhållanden som varierar mellan års-platskombinationer. Obs! Signifikans för heterogenitet mellan år resp. år-plats, nttrgckt genom AB- och ABC-varianserna, kan delvis bero på att ej samma betningsmedel studerats de olika åren. Då analys (iv) i bil. I—IV som endast omfattar två genomgående representerade betningsmedel i huvudsak ger samma resultat som t. ex. (i), kan vi med säkerhet uttala att verkliga årsinflytanden på effekten av betning föreligger. Denna slutsats är väsentlig för resonemangen nedan. (Den starkes även av analyser enl. 3.3.)

3.2. Med samma analysschema har betningseffekten på sjukdomar analyserats, för höstvete betr. stinksot, för korn betr. strimsjuka och för havre betr. flygsot.

3.3. En dominerande svårighet har bestått i en enorm icke-ortogonalitet i materialet, exempelvis störande i jämförelser mellan obetat och betat material och mellan Hg-medel och Icke-Hg-medel. Då materialet tyngs av ett stort antal betningsmedel, som endast studerats ett å två år, har vissa kontrollanalyser (på korn, se bil. VI) utförts där endast betningsmedel representerade ^ 3 år medtagits, resp. där material endast medtagits för de år och platser där den underrepresenterade huvudbehandlingen förekommit. Dessa analyser har bestyrkt riktigheten i analyser baserade på hela mängden av data.

82 3.4.

Då vid flertalet analyser materialet varit behäftat med en stark asymmetri, har man måst approximera sig till signifikanstest, innebärande ett omfattande modell- och kalkylarbete. Härför erfordras datamaskinprogram, vilka har utarbetats. Metoder att trots den bristande symmetrin beräkna varianskomponenterna har utarbetats (se bil. I: punkt 3). Det bör här starkt betonas, att i synnerhet beträffande testförfarandena är tillvägagångssättet approximativt. Teoretiskt strikt korrekta modeller för att behandla material av här föreliggande slag torde f. n. inte finnas, varför tillit till genomförbara approximativa metoder framstår som enda möjliga förfaringssätt. Tidigare experimenterande med modellerna kan anses ha gett belägg för att de i förening med viss försiktighet i bedömningarna har ett berättigat användningsområde i här föreliggande fall. 3.5. Vissa enkla och multipla kovariansanalyser har utförts, i första hand för att fastställa i vad mån betningseffekten med avseende på avkastning beror av övriga variabler, för höstvete exempelvis: stinksotfrekvens i obetat utsäde, fusariosfrekvens i betat eller obetat utsäde, avkastning i obetat utsäde; vilka variabler kan tagas som indikationer på årsmånen och andra förhållanden. Endast förekomst av lineära regressioner har undersökts, uttryckta som korrelationskoefficienter, vilka signifikansprövats. 3.6. I punkt 2.2. omnämnda ettårsförsök med varierande förekomst av grodd- och broddskadande parasitsvampar förelåg ett material med praktiskt taget fullständig symmetri, och en exakt variansanalys över inflytandet av utsädesparti och plats samt deras samspel på betningseffekten kunde genomföras. 4. Allmänna slutsatser. 4.1. Betningseffekt. Här diskuteras generellt de analyser i vilka kontroll jämförts med betat material med avseende på avkastning (punkt 4.1.1) resp. sjukdomsfrekvens (punkt 4.1.2). 4.1.1. Effekter av betning och andra faktorer på avkastningen. Platsinfhjtundet (C) är en dominerande variationsorsak för samtliga sädesslag. Däremot är det direkta årsinflytandet (B) ej påvisbart (korn), icke signifikant (höstvete) eller endast svagt signifikant (höstråg och havre), trots stora varianskomponenter i de senare tre fallen. Detta beror på att årseffekten visar stark heterogenitet mellan platser, med en höggradigt signifikant samspelscffekt (BC) i samtliga fall. I jämförelser av betat och obetat material är den renodlade betningseffekten (A) i regel höggradigt signifikant, ehuru samtliga varianskomponenter i vilka A ingår oftast är obetydligt mindre än de ovannämnda B-, C- och BC-effekterna. Ett undantag utgör höstråg, där A-effekten är signifikant endast på 5 %-nivån. Samtidigt uppträder emellertid här en på 1- eller 0,1-%-nivåerna signifikant ACeffekt, antydande att betningseffekten varierar mellan platser. Förskjutningar av variansen mellan en renodlad variationsorsak och något samspel dyker ofta u p p i analyser av föreliggande slag, ofta som följd av att olika villkor lägges på analysen. I sådana fall bör såväl varianskomponenternas storlek som signifikans-

83 prövningen beaktas, och vanligtvis når man slutsatsen, såsom i detta fall, att en verklig A-effekt föreligger, ehuru den åtminstone i vissa fall beror av platsen (C). -—• Dessutom påträffas genomgående ett signifikant årsberoende (AB-effekt) av betningseffekten. Ett kombinerat års-plats-beroende av betningseffekten (ABC-effekt) påvisas endast i vissa specialanalyser (se bil. I—IV, tab. 8, 13, 17 och 22). Av intresse är att för havre (bil. IV), där signifikanta olikheter mellan ingående betningsmedel (ABCD-effekt) påträffas (jfr punkt 4.2 nedan), någon ABC-effekt ej är påvisbar i totalmaterialet. En med korndata utförd specialanalys där alla betningsmedel uteslutits, som endast ingått 1—2 år i försöken, bestyrker i allt väsentligt slutsatserna i denna punkt (4.1.1). Den majoritet av betningsmedel, som endast prövats kortare tid, uppför sig i väsentliga avseenden som de under tre år eller mer prövade preparaten, vilka även i huvudsak kan representeras av de helt genomgående använda Panogen och Betoxin. 4.1.2. Effekter av betning o. a. variationsorsaker på sjukdomsfrekvens. Då betningseffekten på angreppsfrekvensen, under de experimentella förhållandena, genomgående är mycket stor, kräves egentligen ej någon variansanalys för att fastställa betningseffekten (A) som sådan. Den är helt dominerande variationsorsak i samtliga tre studerade fall (stinksot hos höstvete, bil. I, tab. 9; strimsjuka hos korn, bil. III, tab. 18; flygsot hos havre, bil. IV tab. 23). Vid sidan av den i regel mycket stora A-signifikansen är de mindre varianserna för samspelen AB, AC och ABC även signifikanta, utvisande (och med hänsyn till den genomgående höggradiga signifikansen bevisande) att betningseffekten beror av år, plats och år-plats-kombination. 4.2. Effektivitetsskillnader mellan olika betningsmedel studeras dels som den underordnade ABCD-effekten i de allmänna analyserna, dels i olika grupperingar av betningsmedel. En jämförelse av individuella betningsmedel, som endast prövats 1—2 år (d. v. s. ca 80 % av de studerade betningsmedlen), med avseende på avkastningen ter sig helt meningslös, då mellanparcellsspridningarna är större än den effekt man önskar mäta. Det kan t. o. m. ifrågasättas om en betningseffekt (d. v. s. skillnad mellan betat och kontroll-material) kan påvisas (jfr bil. I; punkt 9.3). (Materialet torde dock tillåta motsvarande jämförelser av den fungicida effektiviteten av individuella betningsmedel; för fastställande av betningseffekt över huvud taget i detta avseende hade t. o. m. mera begränsade försök varit tillräckliga.) Dessa för analysen av avkastningseffekten av individuella betningsmedel ogynnsamma omständigheter förhindrar naturligtvis icke att ansatser göras att utreda om betningsmedelsskillnader uppträder globalt resp. mellan eller inom vissa grupperingar av betningsmedel (i bil. I—IV kallade huvudbehandlingar). 4.2.1. Hos höstvete (bil. I) och korn (bil. III) är i avkastningsanalyserna ingen generell mellan-betningsmedelsvarians (ABCD-effekt) påvisbar i den allmänna analysen ((i) i resp. tab. 8 och 17). Hos höstråg (bil. II, tab. 13) och havre (bil. IV, tab. 22) påvisas dock en sådan effekt med höggradig signifikans; mätt som varianskomponent är denna effekt i fallet höstråg mycket liten, medan havrevariansen är av samma storleksordning som andra, signifikanta varianser.

84 I fallet korn visar en testkörning med uteslutande av alla endast 1—2 år medtagna betningsmedel att frånvaron av en ABCD-effekt ej betingas av störningar, förorsakade av detta för analysen ointressanta gods (bil. VI). Vi vill även här framhålla önskvärdheten av att motsvarande analyser utförs även för övriga sädesslag, samt att mellan-betningsmedelsvariansen i detta fall även studeras som huvudvariationsorsak, sidoordnad mellanårs- och mellanplats-variationerna. Mycket talar för att skillnader mellan betningsmedel uppträder även betr. höstvete och korn, medan försöksuppläggningen och föreliggande data kräver andra typer av analyser för att dessa skillnader skall kunna påvisas. I fråga om effekt på sjukdomsfrekvens uppträder i samtliga fall en signifikant variation mellan betningsmedlen. I analys (iv) avseende jämförelse mellan de i hög grad likartat verksamma Panogen och Betoxin (bil. I, tab. 9; bil. III, tab. 18; bil. IV, tab. 23), vilka vid analysen utgjort huvudbehandlingar vid sidan av kontrollen, uppträder i stället en förstärkt ABC-effekt, d. v. s. kombinerat års-platsinflytande på betningseffekten. 4.2.2. En jämförelse mellan Hg-medel och Icke-Hg-medel är ytterst vansklig på grund av att de senare är starkt underrepresenterade (endast 50—100 parceller totalt för resp. sädesslag). Ett utnyttjande av de mycket starkt non-ortogonala totalmaterialen för denna analys leder följaktligen till stora svårigheter att skatta varianserna (analys (ii) i resp. tab. 8, 13, 17 och 22 av bil. I—IV har därför huvudsakligen kuriositetsvärde). Av visst intresse är dock den i höstveteförsöket signifikanta AG-effekten som visar en mellan olika platser varierande skillnad mellan de två betningsmedelstyperna. Den variansanalytiska jämförelsen av dessa två grupper av betningsmedel, liksom motsvarande jämförelser av andra grupperingar, borde ha begränsats till platser och år då bägge betningsmedelstyperna är representerade. En sådan analys har utförts för korn (bil. VI), där Icke-Hg-medel synes vara m i n d r e effektiva mot strimsjuka. Icke heller denna analys visar någon klar skillnad mellan de två betningsmedelstyperna; däremot förstärkes samspelet betningsmedelstyp-år-plats. Betr. fungicid effektivitet mot stinksot på höstvete torde ingen skillnad generellt mellan Hg- och Icke-Hg-medel vara att vänta att döma av medelvärdena (bil. I, tab. 9). Ovannämnda resultat betr. strimsjuka är signifikant (bil. III, tab. 18) och motsvarande kan väntas för flygsot hos havre, att döma av kvarvarande angrepp efter betning. 4.2.3. En utsträckning av gruppen Icke-Hg-medel till att omfatta även andra, icke definierbara men möjligen Hg-fria betningsmedel, ökar något materialets storlek och därmed analyssäkerheten. Inom denna utökade grupp kallad »övriga betningsmedel» ingår betningsmedel med sänkt effektivitet mot strimsjuka och flygsot (bil. III, tab. 18 (vi) och bil. IV, tab. 23 ( v i ) ) ; effekterna är signifikanta. Betr. stinksot visar ej heller denna grupp någon skillnad mot Hg-medel (bil. I, tab. 9 (vi)). Analyserna rör. effekten på avkastning visar ingen skillnad mellan Hg-medel och övriga betningsmedel för höstvete, höstråg och korn. Hos höstråg u p p t r ä d e r dock ett samspel med år och hos korn ett samspel med plats, vilket antyder att skillnader finns, men är beroende av div. faktorer. Hos havre påvisas en svagt signifikant skillnad mellan de bägge grupperna.

85 E n specialanalys hos korn (bil. VI: B) med uteslutande av alla års-plats-kombinationer där icke bägge betningsmedelstyperna är representerade, bestyrker ovanstående. 4.3. Långtidsvariation av avkastningen. För samtliga sädesslag har implicit observerats att avkastningen i totalmaterialet (d. v. s. praktiskt taget = betat material) och i kontrollen stigit något per år under den studerade 24-års-perioden (bil. I—IV). Denna trend är så genomgående att den säkert är signifikant. Förhållandet mellan de två siffrorna leder till att betningseffekten för vissa sädesslag ökar, för andra minskar. Genomsnittlig ändring av avkastningen per år.

höstvete höstråg korn havre

betat % 0,67 1,06 1,60 0,62

obetat % 0,63 1,12 1,06 0,59

Det vore av intresse att fastställa i vad mån denna ökning återspeglar en verklig kvalitetsförbättring av utsädet, och i vad mån den beror på representationen av olika platser under tidsperioden. Det bör framhållas att Växtskyddsanstalten på vissa grunder utvalt ett utsädesparti per år, att studeras på samtliga platser, och att detta urval knappast varit slumpartat och direkt representativt för landets utsäden. Vid studiet av betningens inflytande på mellanårsvariansen (punkt 4.4) h a r variationen omkring denna trendlinje studerats. 4.4. Inflytande av betning på variation. Det har visats i bil. I—IV och sammanfattats i bil. VI, att betning signifikant minskar mellanparcellsvariansen. I flertalet fall förefaller även andra varianser, särskilt mellan-års- och mellan-platsvarianserna att minska, ehuru signifikansprövningen här är mera vansklig. 5. Avkastningens

variationer;

kovariansanalyser:

5.1. Som väntat är avkastningssiffrorna för obetat och betat material mycket starkt korrelerade. Detta egentligen triviala faktum kan med ord beskrivas som att betningen ensam ingalunda förmår höja avkastningen till något av plats- och års-inflytanden oberoende optimalvärde. Detta överensstämmer också med att stora och signifikanta mellanplatsvarianser (G) och i vissa fall (t. ex. bil. IV) mellan-års-varianser (B) påträffas i analyserna (se tab. 8, 13, 17 och 22, analys (i), i resp. bil. I—IV), jämte samspelet BC. Genom att kontrollmaterialet endast utgör ca 1/15 av materialet beskriver dessa siffror praktiskt C- och B-effekterna för betat material. Denna slutsats påverkas ej av att ett antal olika betningsmedel ingår i försöken, enär frånvaron av signifikant »ABCD-effekt» (resp. liten sådan effekt, såsom i bil. II och IV) visar att skillnaderna mellan betningsmedlen är ringa.

86 Vid sidan av en signifikant A-effekt (som anger att avkastningen generellt höjes vid betning, oberoende av andra variationsorsaker) påträffas i regel signifikanta samspelseffekter AC och AB. Detta betyder, att samtidigt som en betningseffekt genomsnittligt förekommer under försöksbetingelserna (val av utsäde, representerade år och platser), denna betningseffekt uppvisar en viss, påvisbar heterogenitet i det den varierar från plats till plats resp. från år till år. Föreligger en signifikant ABG-effekt får detta tolkas som en variation i betningseffekten mellan års-/plats-kombinationerna. (Den ovannämnda ofta signifikanta BC-effekten anger att avkastningen generellt varierar mellan års-/platskombinationer). Skulle signifikanta AC-, AB- och ABC-effekter påträffas utan att A-effekten är signifikant eller vid en svagt signifikant A-effekt (jfr analysen av höstråg, bil. II), får detta tolkas som att betningseffekten visserligen existerar, åtminstone under vissa betingelser, men att den så starkt varierar mellan platser och år att man egentligen ej kan tala om en generell eller genomsnittlig betningseffekt. En bedömning av sistnämnda karaktär gäller jämförelserna mellan Hg-medel och Icke-Hg-medel. I den mån det starkt non-ortogonala materialet tillåter några slutsatser framgår att någon skillnad ej existerar generellt, men att olikheter mellan de två betningsmedelstyperna uppträder i varierande grad på olika platser (gäller höstvete, bil. I ) . (För övriga sädesslag kunde varken en generell skillnad eller några enkla samspelseffekter påvisas, ett signifikant andra ordningens samspel betningsmedelstyp-år-plats påträffas dock i kornanalysen; se punkt 4.2.2 ovan). 5.2.

Regressioner

Förekomsten av signifikanta samspelseffekter motiverar försök att karakterisera de komponenter i årsmån och mellan-platsvariation som h a r ett inflytande på avkastningshöjningen genom betning. Då Växtskyddsanstaltens försök aldrig syftat till sådana analyser utan varit upplagda för att fastställa olika betningsmedels effektivitet, är materialet ej gynnsamt för en sådan karakterisering. Detta hänger främst samman med att varje år ett utsädesparti, med en för ändamålet lämpad grad av parasitsvampsinfektion, utvalts. Då graden av denna infektion i de utvalda partierna varierat mellan olika år innebär valet av någon annan variabel, såsom avkastningen i kontrollen (jfr bil. I, punkt 7), för karakterisering av årsmån och motsvarande platsfaktorer, att infektionsgraden i någon (ehuru av allt att döma ringa) mån torde ingå i den summaeffekt av miljöinflytanden man egentligen vill bestämma oberoende av infektionsgraden. För höstvete (bil. I) och höstråg (bil. II) påvisas en stark, negativ regression av betningseffekt på avkastning i kontrollen. För korn (bil. III) och havre (bil. IV) är denna effekt svagare. Detta synes innebära att vid för plantutvecklingen gynnsamma betingelser, lönsamheten av betning minskar. Att detta åtminstone delvis är en mellanårseffekt visades i några inom-plats-analyser i fallet höstvete (bil. I, punkt 7.2, fotnot). I höstveteförsöken påträffades en svag negativ korrelation mellan betningseffekt och fusariosinfektion. Att denna korrelation ej var signifikant torde bero på försökens uppläggning med en relativt snäv variation för flertalet utsädespartier samt några få extrema prover, och dessutom på att endast ett utsädesparti och därmed endast ett fusariosvärde för alla platser under ett år förelåg. Att en sådan korrelation verkligen föreligger torde framgå av den specialanalys som utförts (se bil. V) med betning och testning parallellt av utsädespartier med olika infektionsgrad. (Beaktas bör dock, att det i bil. V analyserade materialet är vårvete och i Växtskyddsanstaltens material höstvete.)

87 F ö r höstråg är motsvarande korrelation starkt signifikant. Dessa försök tyder på minskad lönsamhet av betning vid låg infektionsgrad. Då, såsom hos höstråg, även en signifikant korrelation mellan betningseffekt och kvarvarande fusarios-procent i det betade materialet påvisas, kan häri ingå en effekt som får tolkas i enlighet med att betning är mera lönsam under betingelser som gynnar fusariumutvecklingen. Sambandet mellan betningens effekt på avkastning och på fusariumsmitta är dock icke särskilt markant (jfr t. ex. bil. II, punkt 4.2 analys d och bil. I, punkt 7.2 analys e). I höstveteförsöken (bil. I) skedde genomgående enahanda infektion med stinksotsporer. Att därför en positiv korrelation är signifikant mellan betningseffekt och stinksotfrekvens i kontrollen får tolkas så att betningseffekten är större under sådana yttre förhållanden som gynnar utvecklingen av stinksot, d. v. s. »dålig» årsmån och motsvarande platsinflytande. F ö r korn erhålles ett starkt positivt samband mellan strimsjukefrekvens i kontrollen och avkastningshöjande effekt av betningen (bil. III), och för havre är motsvarande samband betr. flygsot mycket starkt (bil. IV). Då dessa infektioner ej var artificiella ingår såväl den ursprungliga infektionsgraden som i sammanhang med stinksoten hos höstvete diskuterade miljöfaktorer i dessa samband. Slutsats: Ehuru med stor reservation för att försökens uppläggning ej varit idealisk för ifrågavarande analyser synes framgå att den avkastningshöjande effekten av betning (a) växer med växande infektionsgrad av i försöken ingående såväl groddoch broddskadande som axskadande parasitsvampar; (b) växer med växande grad av ogynnsamt års- och platsinflytande på avkastningen av obetat utsäde; (c) varvid sistnämnda effekt med största sannolikhet endast delvis och möjligen endast i mindre grad kan förklaras med att nämnda ogynsamma års- och platsfaktorer verkar genom att parasitutvecklingen befordras. Denna slutsats bestyrkes av analyser, som omnämnts i bil. VI, vilka visar att avkastningen ej signifikant beror av fusarium- eller stinksotinfektion, resp. av utförda multipla korrelationsanalyser (se bil. VI: D 3.1). 6. Synpunkter på Naturresiirsutredningens frågor Enligt protokoll av den 3 december 19G5 skulle expertgruppen söka besvara sex frågor. I den mån svaren på dessa frågor berörs av de statistiska analyserna, kan följande synpunkter ges: 6.1. En signifikant effekt av betning på avkastningen har påvisats för samtliga sädesslag i Växtskyddsanstaltens material; signifikansen möjligen tveksam för höstråg (0,01 < P < 0,05), beroende på ett stort platsinflytande på betningseffekten. Dessutom framgår att för samtliga sädesslag denna betningseffekt starkt varierar mellan försöksår, för höstråg dessutom mellan försöksplatser. En liten eller icke påvisbar betningseffekt har visats åtminstone delvis bero på en lägre infektionsgrad hos utsädet och dessutom på förhållanden (med all sannolikhet delvis oberoende av infektionsgrad och parasitutveckling) som gynnar hög avkastning. Förutom den avkastningshöjande effekten av betning påträffas en variationsminskande effekt, signifikant beträffande variationen mellan parceller, men troligen även förekommande mellan år (d. v. s. minskat årsmånsberoende).

88 6.2. Slutsatser rörande den betningseffekt man får i praktiken ar beroende av hur representativt försöksmaterialet är för i praktiken förekommande utsäden samt betnings- och odlingsförhållanden.* Enligt punkt 6.1 ovan beror betningseffekten starkt av ett antal för närvarande mer eller mindre väldefinierade faktorer (års-, platsfaktorer, infektionsgrad). En kartläggning av spektrum av samspelskomponenterna inom ett område skulle med hjälp av en Monte Carloanalys troligen kunna ge tillräckligt tillförlitligt svar på frågan, om vi antar att den försöksmässiga betningen och odlingen avspeglar fältmässiga förhållanden. Det sistnämnda gäller med hög grad av sannolikhet, ehuru tvekan kan uttalas betr. utsädets representativitet. En kontroll av inflytandet av ett antal faktorer (t. ex. betningens homogenitet) hade varit önskvärd; om denna utföres genom försöksmässig prövning av samtidigt praktiskt använda utsäden, delvis på samma plats, och stickprovsanalyser på de senare jämte deras obetade kontroller, erhålles samtidigt synpunkter på representativiteten av utvalda utsäden i de tidigare försöken. 6.3. I den allmänna analysen har en signifikant skillnad mellan olika betningsmedel, med avseende på deras effekt på avkastningen, endast påvisats hos höstråg och havre. Förekomsten av samspelseffekter vid vissa indelningar av preparaten gör det dock troligt att en detaljgranskning skulle uppenbara preparat med avvikande effektivitet även i övriga fall. Såsom utvecklats i rapporten över höstveteanalyser (bil. I, punkt 9.3) är dock varianserna så stora och antalet parceller för individuella betningsmedel resp. kontroll så litet att effekten på avkastningen av ett betningsmedel prövat endast 1—2 år, och följaktligen än mindre skillnaden mellan två betningsmedel i detta hänseende, svårligen kan mätas med någon grad av tillförlitlighet. Klara skillnader mellan olika betningsmedel påvisas beträffande deras effekt på stinksot, strimsjuka och flygsot. Frågan om något av h ä r prövade Icke-Hg-medel skulle kunna ersätta Hg-medel kan ej besvaras vid någon rimlig signifikansnivå. Inga analysresultat föreligger som tyder på att Icke-Hg-medel skulle höja avkastningen i lägre grad än fullt effektiva Hg-medel, (ehuru vissa samspelseffekter talar för heterogenitet i detta avseende). F ö r två sädesslag påvisas ingen skillnad mellan de fungicida effekterna av Icke-Hg-medel och Hg-medel, medan för korn en sådan skillnad är höggradigt signifikant. I det senare fallet h a r Icke-Hg-medel dock en avsevärd effekt på resp. infektioner, även om en viss restsmitta kvarstår. Föreliggande data är ej oförenliga med möjligheten att restsmitta under en viss gräns saknar omedelbar betydelse för avkastningen — frånsett den ofta uttalade men likaledes obevisade möjligheten av en progressiv nedsmittning på lång sikt —; detta innebär, att det är möjligt att betningseffekten på avkastning kan ha ett tröskelvärde. Försök med annan uppläggning än de här utförda krävs för att besvara dessa frågor. 6.4. I ett begränsat antal försök med ett litet antal betningsmedel h a r »hel-» och »halvdosering» prövats. Den högre doseringen är i regel effektivare betr. den * Jfr bil. I, punkt 9.4.

89 fungicida effekten, dock skiljer sig doseringarna ej i fråga om avkastning. Dessa försök får betecknas som alltför begränsade för att ge klar vägledning i sistnämnda hänseende. 6.5. En totalkalkyl över betningens ekonomiska betydelse torde bl. a. kräva en analys enl. punkt 6.2 avseende hela landet. Härtill kommer svårigheten att bedöma det ekonomiska värdet av en variansminskande effekt av betningen. (Dessutom tillkommer svårigheten att i sak och ekonomiskt bedöma den ofta uttalade faran för att ett upphörande med betningen skulle leda till generellt ökade skador av utsädesburna parasitsvampar.) 6.6. Rörande uppläggning av försök kan följande framhållas: Som ovan diskuterats (t. ex. i bil. I) är uppläggningen av Växtskyddsanstaltens försök klart olämplig för en analys av betningseffekten och de faktorer som påverkar denna; en sådana analys ingick dock ej i målsättningen för försöken. Det kan dock även sägas att försöken varit föga anpassade till sitt angivna syfte: en prövning av olika betningsmedel, åtminstone vad beträffar möjligheterna att mäta enskilda betningsmedels effekt på avkastning, och särskilt vad beträffar möjligheten att i detta avseende jämföra ett individuellt betningsmedel ex.vis med ett genomgående använt standardpreparat. Analyssvårigheterna betingas i samtliga dessa avseenden främst av två faktorer, dels den snedhet (non-ortogonalitet) som betingas av stark underrepresentation av obetat kontrollmaterial, dels av en alltför stor spridning i förhållande till parcellantal (särskilt av kontrollmaterial). Jfr bil. I, punkt 9.3. Ett fastställande av pesticid effektivitet av testade betningsmedel kan dock göras på materialet, ehuru även h ä r nämnda faktorer försvårar analysen. I vissa hänseenden, och något beroende på frågeställningen, kan försöken anses överdimensionerade, om det sistnämnda varit främsta syftet. Det synes sålunda ur alla synpunkter vara lämpligt — och detta framgår klart av de stora analysmöjligheterna av material i den nya försöksserien — att avsevärt öka proportionen kontrollparceller. (I vissa fall — jfr bil. VI C, fotnot — torde även ökad analyseffektivitet kunna vinnas om behandlingar, vilkas jämförande är väsentligt, kunde studeras i »systerparceller» inom samma block.) Det vore dessutom önskvärt ha tillgång till »reservparceller» för reparation av fallerad ortogonalitet, vilket avsevärt skulle förenkla den bearbetningstekniska gången. Mera specifikt kan försöksplanerna dock ej anges innan målsättningen för försöksverksamheten omprövats och klart definierats. I avvaktan därpå kan endast generella synpunkter av ovannämnda slag lämnas.

*»et/ 0>

f* wfa^

NORDISK UDREDNINGSSERIE (NU) 1967 1. Nordiskt institut för samhällsplanering. 2. Nordiskt samarbete inom forskningens och den högre undervisningens område. 3. Mellanriksväg Kiruna—Nordnorge. 4. Internordisk verkställighet med anledning av beslut rörande vårdnad om barn m. m. 5. Nordisk Institut for videreuddannelse i havekunst og landskabsplanlaegning. 6. Dansk, norsk og svensk presses indhold af nordisk stof. 7. Nordisk radio- och TV-konferens på Biskops Arno. 8. Nordiska bestämmelser för skeppsapotek.

STATENS OFFENTLIGA UTREDNINGAR 1967 Systematisk förteckning (Siffrorna inom klämmer beteckna utredningarnas nummer i den kronologiska förteckningen) Justitiedepartementet Allmänna arvsfonden. [2] Utsökningsrätt VI. [3] Ny domkretsindelning för underrätterna. [4] Partiell författningsreform. [26] Förtidsröstning och gemensamma tvådagarsval. [27] Tryckfrihet och upphovsrätt. [28] Firmaskydd. [35] Försvarsdepartementet Tjänsteställning inom krigsmakten. Esselte. [15] Barnstugor.

Socialdepartementet Barnavårdsmannaskap.

BarnolycksMedicinalstyrelsens narkomanvårdskommitté. 1. Narkotikaproblemet. Del I. [25] 2. Narkotikaproblemet. Del II. [41] 1964 års nykterhetsvårdsundersökning. 1. Nykterhetsvårdens läge. Del I. [36] 2. Nykterhetsvårdens läge. Del II. Bilagor. [37] Samhällets barntillsyn, barnstugor och familjedaghem. [39] fall. [8]

Kommunikationsdepartementet Länsförvaltningsutredningen. 1. Den statliga länsförvaltningen. I. [20] 2. Den statliga länsförvaltningen. II. Bilagor. [21] Skatteförvaltningen. [22] Länsindelningsutredningen. [23] Transportkostnaderna i Gotlandstrafiken. [29] Kanaltrafikutredningen. 1. Vänerns och Vätterns förbindelse med västerhavet. [32] 2. Vänerns och Vätterns förbindelse med västerhavet. Bilagor. [33]

Finansdepartementet Statlig publicering. [5] Finansiella långtidsperspektiv. [6] Statskontorets programbudgetutredning. 1. Programbudgetering. Del I. [11] 2. Programbudgetering. Del II — Studier och försök. [12] 3. Programbudgetering. Del III — En sammanfattning. [131 Lag om Skatterätt. [24] Kompensation i vissa fall för bensinskatt som utgår vid användande av motorsåg och snöskoter. [34]

Ecklesiastikdepartementet Rikskonserter. [9] Linköpings högskola. Del I. [10] Skolans arbetstider. [14] 1958 års utredning kyrka—stat: VII. Folkbokföringen. [16] VIII. De teologiska fakulteterna. [17] 1962 års ungdomsutredning. Statens stöd till ungdomsverksamhet V. [19] Filmens inflytande på sin publik. [31] Jordbruksdepartementet Den framtida jordbrukspolitiken. [7] Skoglig yrkesutbildning. II. [38] Utsädesbetningens effekter. [42] Inrikesdepartementet Kommunal bostadsförmedling. [1] Invandringen. [18] Höga eller låga hus? [30] Företagareföreningarnas framtida organisation och verksamhet. [40]

ISAAC MARCUS BOKTRYCKERI AKTIEBOLAG STOCKHOLM 1967

r^.

5 QCKHQV