Die Kenntnis der Genauigkeit, mit welcher bei forstlichen Inventuren die Vorratszahlen ermittelt werden, ist aus zweierlei Gründen besonders wichtig: Nach der Höhe und Gliederung des Vorrats richtet sich weitgehend der Hiebsatz, und die Zuverlässigkeit der Zuwachsermittlung ist stark ahängig von der Genauigkeit, mit welcher der Vorrat bestimmt wurde. Dies gilt auch bei Anwendung moderner Verfahren zur Zuwachsbestimmung wie der Tarifdifferenzmethode. Für Holzvorratsinventuren hat die systematische Probenahme wachsende Bedeutung erlangt. Uneinheitliches un dzum Teil unklares Urteil über ihren Anwendungsbereich und die Möglichkeiten, ihre Genauigkeit brauchbar berechnen zu können, liessen es geraten erscheinen, diese Frage in ienem grösseren Versuch zu behandeln. Die Untersuchungen wurden im wesentlichen an dem im Revier Varlar gwonnenen Material durchgeführt. Für parallele und ergänzende Berechnungen wurde aus der Literatur das Zahlenmaterial eines Douglasienbestandes aus Oregon hinzugezogen. Das Ergebnis lässt sich folgendermassen zusammenfassen: 1) Für die Genauigkeitsberechnung der gleichmässig systematischen Stichprobe sind die Formeln der Zufallsprobenahme brauchbar. Die Ergebnisse liegen streng im Rahmen der Wahrscheinlichkeitsgesetze. Soweit Abweichungen vorkommen, ist der Charakter des Kollektivs zu sehr von dem einer Gauss-Verteilung unterschieden. 2) Bei Kollektiven mit annähernder Gauss-Verteilung liegen die Ergebnisse bei verschiedensten Aufnahmeprozenten eindeutig im Rahmen der statistischen Gesetze. Je geringere Aufnahmeprozente gewählt werden, umso mehr macht sich eine stärkere Abweichung des Kollektivs von der Normalverteilung negativ bemerkbar. 3) Die Grösse der Probefläche spielt für die Genauigkeit eine erhebliche Rolle. Je kleiner die einzelne Probefläche ist, umso höher liegt der Variationskoeffizient. Die grössere Probefläche ist daher der kleineren überlegen. Ihre optimale Grösse hängt entscheidend vom Charakter der Bestockung ab, also deren räumlicher Gliederung nach Massenhaltigkeit, Holzarten, Alter bzw. Durchmesser. Diese Faktoren sollten diese Zusammenhänge für unsere forstlichen Verhältnisse noch weiter geklärt werden. 4) Die räumliche Anordnung der Proben beeinflusst das Resultat der Genauigkeitsberechnung. Einwandfreie Ergebnisse bringt zuverlässig nur die gleichmässig systematische Probenahme. Geringe räumliche Abweichungen (bis 10-15% der Proben) sind tragbar. Die ungleich systematische Probenahme erfordert stets ein möglichst homogenes Kollektiv. Je näher dies dem Ideal kommt, umso einwandfreier sind die Ergebnisse. In der Praxis können sich Trends stets nachteilig bemerkbar machen. Die streifenweise Probenahme ist nach den Formeln der zufälligen nicht einwandfrei zu berechnen. 5) Bei der systematischen Probenahme ist eine Streuungszerlegung möglich. Sie senkt den berechneten Fehlerrahmen je nach Gliederung des Kollektivs in erfassbare Strata, im vorliegenden Beispiel auf durchschnittlich 60%. Bei ungegliederten Kollektiven kann die Streuungszerlegung mit gleichen Blöcken angewendet werden. 6) Die Bedeutung des Arguments "qm Kreisfläche" bzw. "kfm Masse" für die Genauigkeitsberechnung wurde untersucht. Es ist je nach Zusammensetzung des vorrats keineswegs gleichgültig, welches von beiden als Masseinheit gewählt wird. Berechnung mit kfm ergab in der Mehrzahl der Fälle grössere Streuungsbereiche. 7) Durch Einteilen des Kollektivs in Befundeinheiten nach Hauptholzarten konnte berechnet werden, wie genau deren Anteile erfasst wurden. 8) Die Genauigkeit, mit der die Kronenklassen ermittelt wurden, liess sich innerhalb der Holzart ebenfalls zufriedenstellend berechnen. Durch Anwendung der Fehlerfortpflanzungsformel ergab sich die Gesamtgenauigkeit einer Kronenklasse fürs Revier. 9) Die Erfassung der Hauptdurchmesser wurde in gleicher Weise erfolgreich auf ihre Genauigkeit geprüft. 10) Eine gleichgerichtete Berechnung für Schaftgüteklassen wurde unterlassen, da ganz analoge Ergebnisse zu erwarten sind. 11) Die Möglichkeiten, ein Kollektiv auf seinen Normalverteilungscharakter zu überprüfen, sind begrenzt. Der x¬-Test erweist sich als nur bedingt brauchbar, da er einen zu scharfen Maßstab anlegt: Nicht nur alle positiv getesteten Kollektive gehorchten den statistischen Gesetzen, sondern auch ein Teil der mit negativem Testergebnis beurteilten. 12) Der T90-Test erlaubt es, auf graphische Weise die Häufigkeitsverteilung einer Grundgesamtheit auf ihre Normallage hin zu beurteilen. Wenn die Ergebnisse auch durchaus positiv waren, wo ist dieser Test wegen der möglichen subjektiven Einflüsse auf forstliche Kollektive nur mit vorbehalt anzuwenden. 13) Für ein Objekt, das sich aus sehr ungleichen Befundeinheiten zusammensetzt, kann eine Korrektur der Masse von dem tatsächlichen auf das theoretische Aufnahmeprozent innerhalb der Befundeinheit nötig werden. Weicht das Kollektiv noch stärker von der Normalverteilung ab, so werden die Befundeinheiten einzeln berechnet und der Wert für den gesamten Vorrat daraus nach der Fehlerfortpflanzung ermittelt. 14) Bei homogenen Teilkollektiven lässt sich die Genauigkeit bis zu einer Probenzahl von 6-4 hinab ohne unzulässige Fehlerüberschreitungen berechnen. 15) Anhand von verschiedenen Variationskoeffizienten wurde an Beispielen gezeigt, dass eine getrennte Massenermittlung bie 6%-iger Aufnahme mit brauchbarer Genauigkeit bis hinunter zu 10 ha und weniger möglich ist. 16) Die einzelnen Befundeinheiten eines Kollektivs können je nach wirtschaftlicher Bedeutung mit verschiedenem Aufnahmeprozent erfasst werden, und danach lässt sich die Genauigkeit des Gesamtvorrats nach der Fehlerfortpflanzung ermitteln. Auf diese Weise kann eine erhebliche Verbilligung der Inventuren erreicht werden. 17) Für die Rationalisierung von Vorratwsinventuren ist es notwendig, bereits vor dem Beginn der Aussenaufnahmen zuverlässige Angaben über die Variationskoeffizienten der Hauptvestockungstypen zu gewinnen. Um dies zu erreichen, erscheint es ratsam, ein zweckmässiges Testverfahren zu entwickeln. 18) Zum Vergleich wurden andere Verfahren der Genauigkeitsberechnung geprüft; das Ergebnis war nicht so günstig, dass eins von ihnen der bisherigen Methode vorzuziehen wäre. 19) Ein Vergleich zwischen zufälliger, beschränkt zufälliger und systematischer Probenahme bestätigt die früheren Beobachtungen, wonach die systematische Aufnahme meistens genauer ist, aber der Fehlerrahmen dies nicht erkennen lässt. Dieser stimmt auffallend überein, mit dem der zufälligen Probenahme. Die Fehlerüberschreitungen der zufälligen Probenahme sind mindestens eben so gross wie die der systematischen. Im ganzen sind die Ergebnisse - auch die der beschränkt zufälligen Probenahme - nicht eindeutig genug, um daraus endgültige Schlüsse ziehen zu können. Dafür müsste noch mehr Material ausgewertet werden. 20) Die gleichmässig systematische Probenahme verdient ohne weiteres, als der zufälligen Probenahme gleichwertig angesehen zu werden. Denn ihrem Charakter nach ist sie dieser zuzurechnen. Entsprechend kann sie auch bei der Genauigkeitsberechnung wie eine zufällige behandelt werden. In der vorliegenden Arbeit wurde versucht, Fragen der systematischen Probenahme bei Holzvorratsinventuren einer Klärung näher zu bringen, insbesondere das Problem der Genauigkeitsberechnung zu untersuchen. Wenn auch die Ergebnisse sehr eindeutig zugunsten der gleichmässig systematischen Probenahme sprechen, so muss doch gefordert werden, dass auch die Klärung der theoretischen Grundlagen der systematischen Stickprobenahme weiter voranzutreiben ist. Dann wird sich diese Methodein der Forsteinrichtungspraxis des mitteleuropäischen Raumes noch leichter des Platz erobern, welcher ihr schon heute anzuerkennen ist.
