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Untersuchungen zur Befalls-Verlust-Relation und wirtschaftlichen Schadensschwelle beim Einbindigen Traubenwickler ( Eupoecilia ambiguella Hbn. )

Sauerwurmschaden an Trauben

Von Dr. W. K. Kast und H. Munder
E-Mail: walter.kast@lvwo.bwl.de


1. Einleitung

Voraussetzung für die Festlegung einer wirtschaftlichen Schadensschwelle sind genaue Kenntnisse über den Zusammenhang zwischen dem Befall und dem daraus resultierenden Schaden. Der Zusammenhang zwischen Befall und Verlust kann durch eine mathematische Funktion, die Befalls-Verlust-Relation, beschrieben werden. Sie gibt an, welcher Schaden mit größter Wahrscheinlichkeit bei einem bestimmten Befall eintritt. Nur wenn diese Relation genau bekannt ist, kann eine exakte Berechnung der wirtschaftlichen Schadensschwelle erfolgen.

Da der Wert des Erntegutes im Weinbau in der Regel sehr hoch ist, sind bereits geringe prozentuale Ernteverluste von Bedeutung. Um derartige geringe, durch Traubenwicklerbefall verursachte Ertragsunterschiede feststellen zu können, sind entweder indirekte Schlüsse aus Situationen mit sehr hohem Befall unter der Annahme einer linearen Zunahme des Schadens oder aber eine sehr hohe Zahl von Einzelwerten notwendig, die die Berechnung einer Regression ermöglichen.

Die bisher in der Literatur angegebenen Schadschwellen sind weitgehend aufgrund praktischer Erfahrungen und der Akzeptanz der Weingärtner festgelegt worden. In Veröffentlichungen von Roehrich (1979), Schruft (1983), Hillebrand und Eichhorn (1984) und Schruft et al. (1988) werden Werte von 5 - 10 % Befall als Schadensschwelle für die 2. Generation des Traubenwicklers genannt.

In der vorliegenden Arbeit wurde versucht, über zwei Ansätze die Berechnung einer Regression und indirekt aus einer Situation mit hohem Befall eine Funktion für die Befalls-Verlust-Relation zu berechnen und auf dieser Basis eine Abschätzung der wirtschaftlichen Schadensschwelle für die 2. Generation von Eupoecilia ambiguella (Sauerwurmgeneration) vorzunehmen.

2. Material und Methoden

2.1 Versuchsanlagen

Im Jahr 1995 wurden in einer Sorten-Vergleichsanlage der LVWO Weinsberg in Talheim (Kreis Heilbronn) in acht verschiedenen Parzellen bei den Sorten Kerner (vier Parzellen), Scheurebe, Ehrenfelser, Spätburgunder und Spätburgunder Klon Mariafeld, jeweils 250 Trauben markiert, die vom Sauerwurm befallen waren. Entsprechende unbefallene Vergleichstrauben am benachbarten Trieb in gleicher Insertionshöhe wurden ebenfalls markiert. Der Botrytis-Befall dieser Trauben und der Gesamtbefall wurde kurz vor der Lese am 8. Oktober in sechs Klassen bonitiert und daraus die prozentuale Befallsstärke und Befallshäufigkeit errechnet. Der Ertrag und das Mostgewicht wurde durch die gemeinsame Auswertung von jeweils 50 Trauben festgestellt.

Ein weiterer Versuch in einer Anlage mit der Rebsorte Riesling in Heilbronn in den Jahren 1985 und 1988 diente der Berechnung der Regression. In der Anlage wurden jeweils 20 Wiederholungen der beiden Varianten mit und ohne Sauerwurmbekämpfung angelegt und jährlich neu randomisiert. Jede Einzelparzelle bestand aus 15 Rebstöcken. In den 40 Parzellen wurde der Traubenwicklerbefall in % durch Auswertung von 200 Trauben, der Botrytis-Befall kurz vor der Lese, der Mengenertrag und das Mostgewicht der Trauben durch eine Stichprobe mit 100 Beeren ermittelt.

Verrechnet wurden außerdem von Schruft et al. (1988) veröffentlichte Daten. Diese Autoren hatten in den Jahren 1984, 1985 und 1986 ähnliche Versuche an drei Versuchsstandorten im Anbaugebiet Baden durchgeführt und dabei ebenfalls den Sauerwurmbefall, den Botrytis-Befall sowie den Ertrag und das Mostgewicht festgestellt. Ausgewertet wurden in der vorliegenden Arbeit fünf Versuche, in denen ein signifikanter Unterschied im Sauerwurmbefall auftrat (Tab. 1). In die Berechnungen gingen je Standort vier Werte ein. Diese Werte sind Mittelwerte aus drei Versuchswiederholungen, wobei die Einzelparzelle aus 21 - 35 Rebstöcken bestand.

Tabelle 1: Versuchsstandorte, Sorten und Niveau des Ertrags und des Botrytis-Befalls der Versuche von Schruft et al. (1988) mit signifikant unterschiedlichem Sauerwurmbefall

Nr.

Versuchsort

Jahr

Rebsorte

Erträge [kg/a]

Botrytis-Befall
Häufigkeit [%]

1

Müllheim

1984

Gutedel

87,3-104,2

65,7-69,0

2

Müllheim

1985

Gutedel

180,2-215,6

1,7 -5,6

3

Müllheim

1986

Gutedel

160,8-202,0

20,6-25,4

4

Hecklingen

1984

Kerner

141,0-161,2

40,0-66,7

5

Blankenhornsberg

1985

Müller-Thurgau

38,5- 89,3

11,0-93,2

Sowohl in den eigenen als auch in den Versuchen von Schruft et al. wurde in der Hälfte der Prüfparzellen eine Behandlung gegen die 1. Generation des Traubenwicklers vorgenommen. Alle anderen Pflegemaßnahmen und Spritzungen wurden ortsüblich durchgeführt.

2.2 Verrechnung der Daten

Die Ergebnisse der Versuche wurden mit dem Programm PLABSTAT (Utz 1987) varianz- und regressionsanalytisch verrechnet. Um Versuche der verschiedenen Jahre bzw. Sorten (bei den Daten von Schruft et al. 1988) gemeinsam analysieren zu können, mussten die Ertrags- und Mostgewichtsdaten auf eine vergleichbare Basis gebracht werden. Zu diesem Zweck wurden alle Einzelwerte in Prozent des Versuchsmittelwertes der jeweils gegen Sauerwurm behandelten Parzellen umgerechnet. Die Botrytis-Befallsstärke wurde vor der Varianz- und Regressionsanalyse transformiert (x’ = Arcussinus x/100). Mit den Daten von Schruft et al. 1988 wurden zwei getrennte Verrechnungen der Versuche 1 - 4 und 1 - 5 durchgeführt, da Versuch 5 im Ertragsniveau und in der Höhe des Befalls erheblich von den übrigen Versuchen abweicht.

3. Ergebnisse

3.1. Markierte Trauben (Versuchsstandort Talheim)

Durch Sauerwurmbefall war der Ertrag der markierten Trauben meist deutlich und im Mittel über alle Sorten signifikant reduziert (Tab. 2). Das Mostgewicht stieg geringfügig, aber ebenfalls signifikant an. Der Botrytis-Befall der vom Sauerwurm befallenen Trauben war erheblich höher. Zwischen der Befallshöhe ohne und mit Sauerwurmbefall besteht über die Sorten gerechnet eine sehr enge Korrelation (r = 0,9**), der Botrytis-Befall der vom Sauerwurm befallenen Trauben ist offensichtlich von der Grundanfälligkeit der Sorten, gemessen durch die unbefallenen Trauben, maßgeblich beeinflusst. Auch der Verlust ist sehr eng mit der Anfälligkeit gegen Botrytis, gemessen an den vom Traubenwickler nicht befallenen Trauben, korreliert (r = 0,75*). Der gegen Botrytis-Befall relativ resistente Spätburgunder-Klon Mariafeld reagiert z. B. auf Sauerwurmbefall nur mit sehr geringem Anstieg des Botrytis-Befalls und geringem Verlust.

Tabelle 2: Ergebnisse der Einzeltraubenauswertung bei verschiedenen Sorten im Jahr 1985

Sorte

Ertrag (g/Traube)

Mostgewicht (°Oe)

Befallsstärke Botrytis
(%)

(Parzelle)

unbefallene
Trauben

befallene
Trauben

Verlust
%

unbefallene
Trauben

befallene
Trauben

Zunahme
%

unbefallene
Trauben

befallene
Trauben

Kerner (I)

113,8

100,8

11,4

92,8

96,3

3,8

1,2

9,0

Kerner (II)

112,5

103,8

7,7

92,5

90,3

2,3

1,2

10,0

Kerner (III)

122,5

100,3

18,1

90,3

92,5

2,4

1,3

13,5

Kerner (IV)

112,5

108,0

4,0

91,3

91,8

0,5

1,8

11,3

Scheurebe

134,8

117,8

12,6

82,8

84,5

2,1

2,2

13,3

Ehrenfelser

81,0

57,8

28,6

81,8

85,0

3,9

7,3

20,0

Spätburg.

96,5

100,0

-3,6

87,5

88,8

1,5

1,8

12,3

Spätburg.
(Kl. Mariafeld)

118,8

122,3

-2,9

80,5

79,9

0,6

0,1

2,8

Mittelwert

115,5

101,3

9,5

87,4

88,7

1,6

2,1

11,5

3.2 Versuchsstandort Heilbronn

Der Ertrag der Riesling-Versuchsparzellen in Heilbronn war über die Jahre relativ konstant (Tab. 3). Der Botrytis-Befall war in den Jahren 1985, 1986 und 1988 mittelstark, 1987 gering. Im Jahr 1985 trat ein stärkerer Sauerwurmbefall (bis 23 %) auf.

Tabelle 3: Befalls-Verlust-Relationen beim Traubenwicklerbefall (2. Generation)

Versuch

Wertepaare

Befallsbereich

Mittelwerte
Ertrag [kg/Ar]

Botrytis
[%]

Regressionsschätzwerte
% je 1 % Befall

Ertrag

+ S §

°Oe

+ S §

Riesling 1985

40

0 - 23

143

46,7

-0,33

0,47

-

 

Riesling 1986

40

0 - 8

195

33,6

+0,80

0,82

-0,26

0,23

Riesling 1987

40

0 - 6,5

160

9,1

-2,70

1,05

+0,51

0,41

Riesling 1988

40

0 - 7

154

32,2

+2,06

1,50

+0,27

0,22

Riesling 1985-1988

160

0 - 23

163

30,4

-0,13

0,23

-0,00

0,05

Schruft et al. 1)

16 2)

0 - 22

157

32,3

-0,07

0,35

+0,04

0,14

Schruft et al.

20 3)

0 - 449

138

35,5

-0,08

0,02

+0,03

0,01

Einzeltrauben 1985 3)

8

100

-

-

-0,10

0,09

+0,02

0,02

§ Standardabweichung
1) ohne Blankenhornsberg 1985
2) Mittelwerte aus drei Wiederholungen
3) durch lineare Umrechnung von 100 % auf 1 %

Die Regressionsrechnungen bei der Sorte Riesling (Tab. 3) ergeben aus den Daten der einzelnen Jahre sehr unterschiedliche Werte. Die Standardabweichungen sind sehr hoch. In allen vier Fällen ist keine signifikante Beziehung zwischen der Höhe des Sauerwurmbefalls und den Ertragsdaten vorhanden. Auch bei gemeinsamer Verrechnung beträgt die Korrelation nur r = 0,05. Aus den 160 Wertepaaren ergibt sich ein Regressionsschätzwert von -0,13 % Ertrag für 1 % Sauerwurmbefall. Beim Mostgewicht beträgt der Regressionsschätzwert 0 %.

3.3 Verrechnung von Daten aus Schruft et al. (1988)

Aus den Daten von Schruft et al. (1988) wurden die Regressionsschätzwerte -0,07 % ohne den Versuch Blankenhornsberg und -0,08 % mit den Daten dieses Versuches errechnet (Tab. 3). Im ersten Fall ergibt sich eine Korrelation von nur r = 0,05, im letzteren eine hoch signifikante von r = 0,63. Das Mostgewicht steigt in beiden Fällen sehr gering an: 0,04 % je 1 % Sauerwurmbefall.

Die Regressionsschätzwerte der drei verschiedenen Versuchsansätze Riesling 1985 - 1988, Schruft et al. 1988 und der markierten Trauben stimmen sehr gut miteinander überein.

Diskussion

Dass durch den Befall des Traubenwicklers in der Sauerwurmgeneration ein Schaden eintritt, ist offensichtlich. Signifikanztests (F-Test, Duncan-Test), wie sie Schruft et al. (1988) bei der Verrechnung ihrer Daten verwendet hatten, führen deshalb in die Irre (siehe hierzu Petersen 1977, Cousens und Marshall 1987). Ein „nicht signifikanter" Ertragsverlust bedeutet nicht, dass kein Schaden vorhanden war. Die Irrtumswahrscheinlichkeit für die Aussage „keine Unterschiede" (ß-Fehler) wurde in dieser Publikation zwar nicht gerechnet, dürfte aber extrem hoch sein. Die bei Schruft et al. (1988) genannten Tests belegen nur, dass die Reststreuung so groß war, dass aufgrund der Daten nicht ausgeschlossen werden kann, dass keine Unterschiede vorhanden sind. Immerhin traten aber bei den Mittelwerten des Ertrags Unterschiede bis zu 20 % auf. Solche Unterschiede sind aber für die Praxis durchaus interessant. Die wirtschaftliche Schadensschwelle liegt offensichtlich unterhalb der Signifikanzschwelle der genannten Versuche.

Bei den Berechnungen zur Befalls-Verlust-Relation mit der Regressionsanalyse wird die Annahme gemacht, dass die Werte der abhängigen Variablen normal verteilt sind sowie die gleiche Restvarianz aufweisen (Homoskedastizität). Während beim ersten Punkt kein Grund besteht anzunehmen, dass diese Voraussetzungen in den vorliegenden Untersuchungen nicht gegeben sind, kann dies für die Homoskedastizität nicht ohne weiteres angenommen werden, da die Daten aus verschiedenen Versuchen stammen. Angesichts der insgesamt extremen Fehlerstreuung der Ertragswerte dürften dadurch entstehende Fehler aber von untergeordneter Bedeutung sein.

Die Methode, durch markierte Trauben extreme Befallsunterschiede zu simulieren, birgt ebenfalls die Gefahr systematischer Fehler. So ist keineswegs auszuschließen, dass Traubenwickler bei der Wahl ihres Eiablageplatzes bestimmte Traubengrößen bevorzugen. Dies würde aber bedeuten, dass die vom Sauerwurm befallenen Trauben nicht wie die unbefallenen Kontrolltrauben eine Zufallsstichprobe darstellen.

Sowohl bei der Berechnung der Regressionen als auch bei der Interpretation der Ergebnisse der markierten Einzeltrauben wurde davon ausgegangen, dass eine lineare Beziehung zwischen dem Befall und dem daraus resultierenden Verlust besteht, d. h. dass sich der Gesamtschaden aus der Summe der Einzelschäden ergibt. Dies ist bei manchen Schaderregern nicht der Fall, wie z. B. die Ergebnisse von Kast (1988) bei Spinnmilben zeigen. Nichtlineare Beziehungen ergeben sich durch Toleranz bei niedrigem Befall oder aber durch „Sättigungseffekte", d. h. in Bereichen, wo der Schaden durch zusätzlichen Befall nicht mehr größer werden kann. Toleranz kann beim Traubenwickler prinzipiell ausgeschlossen werden. Da auch bei der Verrechnung der Versuche mit extrem hohem Befall keine wesentliche Veränderung der Schätzwerte vorliegt, kann davon ausgegangen werden, dass „Sättigungseffekte" in den vorliegenden Versuchen ebenfalls keine Rolle spielen.

Problematisch ist bei Reben die hohe natürliche Streuung, die die Einflüsse des Traubenwicklers auf die Ertragsmerkmale überdeckt. Nur bei sehr hohem Befall kann deshalb der Einfluss des Wicklers von den anderen Umweltfaktoren klar abgetrennt werden. Im Einzelfall dürfte meist eine Schadensfeststellung durch die hohe natürliche Variabilität des Merkmals Ertrag unmöglich sein. In diesen Fällen kann der Schaden nur indirekt aus einer bekannten Befalls-Verlust-Relation abgeschätzt werden.

Die vorliegenden Schätzwerte für diese Befalls-Verlust-Relation streuen sehr stark, wenn man sie aus einzelnen Versuchen, d. h. unter verschiedenen Bedingungen gewinnt. Dies muss jedoch nicht unbedingt bedeuten, dass die Ertragsverluste im selben Ausmaß von den äußeren Bedingungen (Witterung usw.) abhängig sind. Zur Streuung der Schätzwerte hat offensichtlich auch der Versuchsfehler, bedingt durch die hohe natürliche Variabilität des Ertrages, beigetragen. die sehr niedrigen Korrelationen bei „normalem" Befall deuten an, dass der Einfluss anderer zufälliger Bedingungen wesentlich größer war, als der des Traubenwicklerbefalls.

In der Mehrzahl der Fälle, in denen die Regressionen berechnet wurden, besteht keine signifikante Beziehung zwischen den Befalls- und Ertragswerten. Die Standardabweichung der Steigung der Geraden ist meist extrem hoch. Da jedoch die aus größeren Datenmengen in verschiedenen Versuchen mit unterschiedlicher Methodik gewonnenen Daten alle ähnliche Ergebnisse liefern, kann durchaus ein vernünftiger Schätzwert für die Verluste angegeben werden. Nach den vorliegenden Ergebnissen kann davon ausgegangen werden, dass 1 % Sauerwurmbefall mit größter Wahrscheinlichkeit einen Ertragsverlust von etwa 0,1 % verursacht und das Mostgewicht sich nicht wesentlich ändert.

Die Befalls-Verlust-Relation ist ein Wert, der zwar mit größter Wahrscheinlichkeit zutrifft, im Einzelfall treten aber sicher Abweichungen je nach Sorte und Umweltbedingungen auf. Es muss davon ausgegangen werden, dass die jahres- und auch ortsbedingten Klima- und Bodenverhältnisse sowie Sortenunterschiede für die spezifische Befalls-Verlust-Relation einer bestimmten Rebanlage eine Rolle spielen, denn der vom Traubenwickler verursachte Ertragsverlust ist eng mit dem daraus resultierenden Botrytis-Befall verknüpft (siehe auch Schruft 1983). Der von Botrytis cinerea verursachte Schaden ist aber bekanntlich ebenso stark von den klimatischen Verhältnissen, der Sorte und der Pflanzenernährung abhängig. Die enge Korrelation zwischen dem Botrytis-Befall der markierten, befallsfreien und der vom Sauerwurm befallenen Trauben und die enge Korrelation zwischen Verlust und Botrytis-Anfälligkeit belegt diese Tatsache in den vorliegenden Versuchen. Eine grobe Abschätzung, in welche Richtung die Abweichungen von der errechneten mittleren Relation gehen, ist möglich, wenn die Botrytis-Anfälligkeit der betroffenen Rebanlage und Sorte bzw. des betreffenden Jahres bekannt ist.

In die Berechnung einer wirtschaftlichen Schadensschwelle gehen neben der Befalls-Verlust-Relation noch der Erlös je ha, die Kosten der Bekämpfungsmaßnahmen und die Erfolgswahrscheinlichkeit (langfristig unter praktischen Verhältnissen erzielbarer Wirkungsgrad) der Bekämpfungsmaßnahmen ein. Die Modellrechnungen basieren auf einem Hektarerlös (Wert des Ertrages) von  € 15.000,-- (siehe Abb. 1). Als mittlere Erfolgswahrscheinlichkeit wurde 80 % angenommen. Bei 1 % Sauerwurmbefall kann unter diesen Bedingungen dann durch eine Bekämpfung ein Schaden von € 12,--/ha verhindert werden.

Abbildung 1: Befalls-Verlust-Relation und Schadensschwelle beim Einbindigen Traubenwickler

Bei der Abschätzung der Kosten müssen neben den Kosten der Pflanzenschutzmittel und den Ausbringkosten auch eventuelle Folgekosten durch unerwünschte Nebenwirkungen der Insektizide berücksichtigt werden. Ausbringkosten entfallen bei Insektiziden im Weinbau meist, da diese in der Regel den Fungizidspritzungen zugesetzt werden. Nicht unerheblich sind aber teilweise die Folgekosten, da Insektizide häufig Nützlinge vernichten, z. B. Typhlodromus pyri, einen wichtigen Gegenspieler der Spinnmilben (Englert 1982, Bourquin 1984, Boller 1985, Louis 1987, Steiner 1987).

Dadurch wird eventuell eine chemische Bekämpfung der Spinnmilben erforderlich. Derartige Folgekosten sind jedoch fallweise verschieden, vom Wirkstoff abhängig und teilweise noch wenig erforscht. Einfacher zu kalkulieren sind deshalb biologische oder biotechnische Verfahren ohne Nebenwirkungen wie der Einsatz von Dipel (Bacillus thuringiensis) und die Verwirrmethode.

Bei einem Preis von  € 2,05/100 l Spritzbrühe und einem Mittelaufwand von 1.800 l/ha betragen die Kosten bei Ausbringung im Rahmen der Fungizidspritzfolge für Dipel € 47,--/ha. Bei einem durchschnittlichen Wirkungsgrad von 80 % liegt die Schadensschwelle bei 3,8 % Sauerwurmbefall (Abb. 1).

Für das biotechnische Verfahren Verwirrmethode entstehen Verfahrenskosten von ca. € 80,--/ha. Diese setzen sich zusammen aus den Kosten der Dispensoren (€ 50,--/ha) und den Kosten für Organisation und die Ausbringung der Dispensoren (€ 30,--/ha). Die Schadensschwelle bei einem durchschnittlichen Bekämpfungserfolg von 80 % liegt bei 6,7 % Sauerwurmbefall (Abb. 1).

Bei Insektiziden fallen Mittelkosten von ca. € 15,-- bis 48,--/ha an. Ohne Berücksichtigung von Folgekosten liegt die Schadensschwelle bei 1 - 4 % Sauerwurmbefall. Wenn man jedoch Folgekosten z. B. für einen Akarizid-Einsatz (Kosten € 58,--) berücksichtigt, liegt die Schadensschwelle in dem Bereich, der für die biologischen Verfahren berechnet wurde. Die bisher vorgeschlagenen Schwellenwerte (siehe Einleitung) werden durch die vorliegenden Resultate bestätigt.

Neben den Mengenverlusten müssen eventuell auftretende Probleme wie eine vorzeitige Lese wegen des stärkeren Botrytis-Befalls und Probleme bei der Verarbeitung der Trauben, vor allem bei Rotweinen, berücksichtigt werden. Da solche Probleme aber kaum unterhalb der genannten Schadensschwelle auftreten, haben sie auf die Schwellenwerte keinen Einfluss. Der angenommene Erlös von € 15.000,-- wird in vielen Betrieben nicht erzielt. In diesen Fällen ist die Schadensschwelle entsprechend höher anzusetzen.

Voraussetzung für eine konsequente Anwendung des Schadschwellenprinzips ist eine geeignete Befallsprognose zum Zeitpunkt der Behandlung. Die bisherigen Prognosemöglichkeiten sind jedoch relativ ungenau (siehe Schruft et al. 1988). Eine Verbesserung der Prognose wäre eine wichtige Voraussetzung für die konsequente Anwendung des Schadschwellenprinzips.

Literatur

Boller, E.: Die Freilandprüfung der Nebenwirkung von Pestiziden auf Raubmilben im ostschweizerischen Weinbau. - Obst- und Weinb. 121 , 322-325, 1985.

Bourquin, H.-D.: Raubmilbenschonung und Traubenwicklerbekämpfung - ein Widerspruch? - Dt. Weinb. Jb. 35 , 157-165, 1984.

Cousens, R., C.J. Marshall: Danger in testing statistical hypotheses. - Ann. appl. Biol. 111 ,469-476, 1987.

Englert, W. D.: Freilanduntersuchungen zur Prüfung der Nebenwirkung von Rebschutzmittel auf die Raubmilbe Typhlodromus pyri. - BBA, Berlin und Braunschweig, Jahresbericht 1981, 37, 1982.

Hillebrand, W., K. W. Eichhorn: Rebschutz-Taschenbuch. - Fachverlag Dr. Fraund, Wiesbaden. 8. Auflage 393 pp, 1984.

Kast, W. K.: Untersuchungen zur Befalls-Verlust-Relation und Bekämpfungsschwelle bei der Obstbaum-Spinnmilbe (Panonychus ulmi Koch). - Dr. Weinb. Jb.  40 , 1999-209, 1989.

Louis, F.: Raubmilbenschonung im Weinberg. - Weinwirtschaft (A) 123 (4), 22-25, 1987.

Petersen, R. G.: Use and misuse of multiple comparison procedures. - Agron. J.  69 , 205-208, 1977.

Roehrich, R.: Les tordeuses de la grappe: Eudemis et Cochylis. - Vignes Vins  279 , 13-23, 1979.

Schruft, G.: Über die Beziehung Wurmbefall und Botrytis. - Wein-Wiss.  38 , 269-272, 1983.

Schruft, G., P. Wohlfarth, G. Wegner: Untersuchungen zur Notwendigkeit der chemischen Bekämpfung des Einbindigen Traubenwicklers (Eupoecilia ambiguella Hbn.) im Hinblick auf das Schadschwellenkonzept. - Wein-Wiss.  43 , 174-185, 1988.

Steiner, H.: Untersuchungen zur natürlichen Spinnmilbenbegrenzung durch Raubmilben (Typhlodromus pyri Scheuten) im Weinbaugebiet Württemberg. - Diss. Universität Hohenheim, 1987.

Utz, H. F.: A computer program for statistical analysis of plant breeding experiments. - Institut für Pflanzenzüchtung, Saatgutforschung und Populationsgenetik. Universität Hohenheim, 1987.

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