Original scienti.c article UDK 661.42:551.583.2(497.4Sečovlje)«1645/1715« Received: 2015­06­24 AN ATTEMPT TO DEMONSTRATE THE INFLUENCE OF MAUNDER MINIMUM CLIMATE ON SALT PRODUCTION AND IT’S PRICE IN THE SLOVENIAN ISTRIA (SEČOVLJE SALT­PANS) Dejan PALISKA SI­6280 Ankaran, Frenkova 3, Slovenia E­mail: dejan.paliska1@gmail.com Simon KERMA University of Primorska, Faculty of Tourism Studies – Turistica, SI­6320 Portorož, Obala 11a, Slovenia Rudi ČOP Zavod Terra Viva, SI­6333 Sečovlje, Sv. Peter 115, Slovenia Flavio BONIN Maritime museum “Sergej Mašera” Piran, SI­6330 Piran, Cankarjevo nabrežje 3, Slovenia ABSTRACT This paper investigates the harvest of sea salt in the former Pirano Commune from 1637 to 1744 under the rule of the Venetian Republic. The period from 1645 to 1715 coincides with the so called Maunder minimum when mini­mum solar activity was detected. As the indicator of solar activity the sunspot numbers were used. The paper reviews different historical climate records and presents the results of empirical analysis of possible relationship between solar activity during the Maunder minimum and salt production, as well as its price. The results imply a causal con­nection between solar activity and salt price series, but the problems with the unreliable and short time series and missing data compelled our research to use statistical methods that might produce inconsistent and spurious results. Key words: Maunder minimum, sunspot number, solar activity, climate in pre­instrumental period, salt production, Sečovlje salt­pans TENTATIVO DI DIMOSTRARE L’INFLUENZA DEL CLIMA DURANTE IL MINIMO DI MAUNDER SU PRODUZIONE E PREZZO DEL SALE NELL’ISTRIA SLOVENA (SALINE DI SICCIOLE) SINTESI L’articolo esamina la raccolta del sale marino nell’ex Comune di Pirano dal 1637 al 1744, sotto il dominio della Repubblica di Venezia. Il periodo 1645­1715 coincide con il cosiddetto minimo di Maunder, quando fu registrato il minimo dell’attivita solare. Il numero di macchie solari e stato usato quale indicatore dell’attivita solare. Diverse regi­strazioni climatiche storiche sono state esaminate e vengono presentati i risultati dell’analisi empirica della possibile relazione tra l’attivita solare durante il minimo di Maunder e la produzione ed il prezzo del sale. I risultati implicano un nesso causale tra l’attivita solare e la serie dei prezzi del sale, ma i problemi legati alle brevi e poco af.dabili serie storiche nonché i dati mancanti hanno portato gli autori all’uso di metodi statistici che potrebbero aver prodotto risultati inconsistenti e fuor vianti. Parole chiave: Minimo di Maunder, numero di macchie solari, attivita solare, clima nel periodo pre­strumentale, produzione del sale, saline di Sicciole INTRODUCTION It is commonly known that salt production by so­lar evaporation of brine is highly dependent on the weather, mainly on solar irradiance (clouds), rainfall and wind. Rainfall during the salt harvesting season and extended winters, as well as lower summer temperatures can cut down the harvest of salt. In his model of solar brine evaporation, Akridge (2008) stresses the impor­tance of high sunlight duration and its intensity, and low relative humidity and rainfall in traditional salt making procedures. The aim of this article is to search for pos­sible connections between weather conditions during the Maunder minimum (hereafter referred to as the MM) and salt production in the Sečovlje salt­pans, as well as its price. During the time of the MM, the Slovenian Istria was part of the Venetian Republic. In the Venetian Re­public, salt was one of the most important trading goods and consequently the reason for numerous wars. As one of the state monopolies, salt production and trade were carefully monitored and its prices were strictly regulated by the Salt Magistracy (Magistrato al Sale). The Piran salt­pans were the largest North Adriatic salt­pans, and after 1460 probably the most important in the entire Venetian Republic (Bonin, 2001; Darovec, 2001). In 1636, the Salt Magistracy decided that the Piran Commune should harvest 5,200 modio yearly (1 modio = 801 kg). This quantity was the standard until 1749, when this limit was abolished. The Salt Magistracy also regulated the price of the harvested salt (Bonin, 2001). We would like to point to the fact that at the beginning of the MM salt price increased twice (1650, 1664) and remained high until the end of the MM when it de­creased. Such price .uctuation could suggest a connec­tion between salt price and low solar activity during the MM. The question arises as to whether it is possible that the Venetian Republic incorporated the natural cycles in the state policy, and how the MM in.uenced the salt harvesting in the Sečovlje salt­pans. In this paper we dis­cuss the possible relationship between salt production and sunspot number, and between sunspot number and salt price. Moreover, the speci.c focus is on describ­ing the weather conditions in the region during the MM, which might in.uence the salt production. Connection between solar activity – climate and between solar activity – agricultural economics The period from 1645 to 1715 coincides with the MM when minimum solar activity was detected. In his­tory, different indicators have been employed as meas­ures of solar activity. The basic indicator and also the most commonly used parameter is the number of sun­spots visible on the solar disk. During the MM, the num­ber of sunspots was the lowest recorded in history; the fact was .rst recognized by Spörer and later con.rmed by other authors (Spörer, 1887; Maunder, 1922; Eddy, 1976; Lean et al., 1995). With the modern era satellite observation, it has been established that the solar irra­diance variations are correlated with sunspot number ( Wilson & Hudson, 1988 , 1991; Frohlich, 2000; Lean, 2001). Many authors in the past showed a great interest in the reconstruction of the climate during the MM. Some studies rely on historical data (mostly annals, chronicles and historiographical records), while others use various proxies to re.ect variations in air and sea temperature. The majority of studies have shown that the MM deline­ates a period with an increase in climatic variability over Europe and the coldest period of Little Ice Age (P.ster, 1999; Wanner et al., 2000), with extremely cold winters (P.ster, 1994, 1999; Kington, 1995, 1997, 1999; Wan­ner et al., 1995; Koslowski & Glaser, 1999; Luterbacher, 2000; Luterbacher et al., 2000). The reduction of winter mean temperatures over wide areas of Europe is esti­mated to be of the order of 1–1.5 °C compared to pre­sent levels (P.ster, 1994, 1999; Xoplaki et al., 2001). Estimates of the reduction of solar irradiance are in the order of 0.2 to 0.4 % relative to present levels (Lean & Rind, 1998, 1999). Several studies reported that the climate during the MM in the eastern and western Mediterranean was gen­erally slightly wetter, colder, and highly variable with severe and more frequent droughts and .oods than in the previous century (Barriendos, 1997; Rodrigo et al., 2000; Xoplaki et al., 2001). Similar conclusions for the region of the Slovenian Istria can be drawn from the chronicles of severe weather and climate anomaly con­ditions, researched by Ogrin (1995). The period was not exceptional in all records context, except for the strong storms with hale and strong wind, which were more fre­quent during the MM. Ogrin (1995, 2005) also analysed the correlation between salt production in the Sečovlje salt­pans from 1926 to 1937 and from 1946 to 1959 and rainfall occurrence. He found strong inverse correlation (r > 0.71, P < 0.01) between rainfall occurrence (mm) during the salt harvesting season and salt production (kg/m2). In the past, many different authors analysed the cor­relation between the solar activity and the climate. How­ever, the reported results are contradictive, from strong negative to strong positive correlation, sometimes also no correlation at all was found, depending on the loca­tion, the time interval and the analysis technique (Tsiro­poula, 2003). The most commonly used meteorologi­cal parameters in Sun–weather correlation studies are temperature, rainfall and cloud cover, all very important in production of salt by brine evaporation. Several stud­ies point to the fact that solar activity has a good cor­relation with the Earth’s global climate and temperature (Eddy, 1977; Friis­Christensen & Lassen, 1991; Soon et al., 1996; Baliunas & Soon, 1996; White et al., 1997; Parker, 1999; Baker, 2000; Lean & Rind, 2001; Rozelot, 2001; Tsiropoula, 2003; Tan et al., 2004; Georgieva et al., 2005; Haigh, 2007), and with the Earth’s cloud cover (Svensmark & Friis­Christensen, 1997; Svensmark, 1998; Marsh & Svensmark, 2000). One of the .rst papers that directly discuss the Sun ­climate correlation was published by Koppen (1914), who concluded that there is a negative correlation be­tween the 11­year solar cycle and Earth’s mean surface temperature. Similar results were later reported also by Labitzke & Van Loon (1988, 1992) who suggested a correlation between the 11­year solar cycle and a wide range of stratospheric parameters, and by Reid (1991) who found striking similarities between sea surface temperatures and sunspot number solar cycle. Different results were reported also for solar activity and rainfall association. Clayton (1923) determined that continen­tal middle latitude winter precipitations are negatively correlated with solar activity, while summer precipita­tions are positively correlated with it. Xanthakis (1973) reported a strong positive or negative correlation be­tween precipitation and the 11­year cycle depending on latitude and longitude bands. Different authors also report a moderate to strong correlation between solar activity and rainfall or the monsoon rainfall variability (Ananthakrishnan & Parthasarathy, 1984; Parthasarathy et al., 1993; Jain & Tripathy, 1997; Rodrigo et al. 2000; Hiremath & Mandi, 2004; Hiremath, 2006). The history of studying the possible in.uence of so­lar activity on the agricultural economics is rather long. In the past, researchers focused mostly on the in.uence of solar activity on wheat price (Jevons, 1884). Jevons (1884) studied the .uctuation of wheat prices over 140 years (1259­1400). He discovered a causal connection between the 11­year solar cycle and wheat price. Some more recent works (Pustilnik & Yom Din, 2004, 2009) have shown that a possible nonlinear causal connec­tions between solar activity and wheat prices may ex­ist, and that the in.uence is not homogenous, but varies with latitude (Pustilnik & Yom Din, 2009). According to the reviewed literature, we could draw a conclusion that variability in solar activity somehow in.uences temperature, Earth’s cloud cover and rainfall. Since salt production in traditional salt­pans is highly sensitive to weather conditions, especially summer rain­fall and low temperatures, we can speculate about pos­sible physical connection between sunspot number and salt production as well as its price during the period of the MM. MATERIAL AND METHODS The relevant data on salt production and its price was collected from original sources. The Piran Archive has been an important and reliable source of information regarding salt harvesting and salt price. The .rst record mentioning salt production is from 1637, while the re­corded data can be found until 1685 with the exception of years 1657, 1658, 1663 and 1672, which were not recorded. In 1685, after the salt clerk Giorgio Giraldio .nished his long career, the systematic record of these data also came to an end. During all this time, the salt workers of Piran were allowed to produce 5,200 modio per year or 26,000 modio every .ve years. If they did not produce the agreed quantity during a particular year, they were allowed to produce more in subsequent years to reach the agreed limit. During the period 1637 – 1646, the salt workers of Piran exceeded the agreed quantity by 3,453 modio. According to the data, they produced much less than agreed over the next three decades. Also in the decade 1730 – 1739, when they produced 42,497 modio of salt, they did not reach the allowed quantity of salt. The exceptionally bad harvests were in years 1649 (259 modio), 1650 (1,219 modio), 1652 (1,697 modio), 1675 (1,747 modio) and 1677 (1,530 modio). Not only the inclement weather conditions, but also the poor maintenance of the salt .elds and protective dykes were reported as reasons for the bad harvest. On September 21st 1675, the salt workers Domenico and Bernardino Caldana asked the Salt Magistracy for a loan of 500 duc­ats in order to improve the salt .elds. In their application they stated that salt seasons had been very poor, and that they also had low production of oil and wine. Despite overall bad decades for salt production during the MM, some exceptions were also recorded. The records of very good harvests can be found for years 1637 (10,078 modio), 1659 (10,155 modio), 1683 (10,522 modio) and 1685 (10,537 modio). In 1718 they produced as much as 12,000 modio. According to the economic policy of the Venetian Republic, the salt production was strictly regulated and the overproduction not allowed. To limit the production in good seasons, the authorities prohib­ited daily salt harvesting and limited the work to every second or third day and sometimes even to every fourth day. For example, at the beginning of the salt season in May 1707, the authorities issued a decision ordering the salt workers of Piran to harvest salt every third day. This measure was taken also to improve the quality of the salt. If the salt workers harvested the maximum quan­tity of salt allowed, they were forbidden to harvest any more from 20th August onward. If the warehouses were full and the salt workers harvested too much salt, they threw the surplus back into the sea. If the quantity of the salt produced was too small, the season was extended through September. During the 17th and 18th century, the size of the salt­pans remained unchanged. As mentioned before, at the beginning of the MM the salt price increased twice: in 1650 by 13.7 % and in 1664 by additional 10.6 %. The .nal salt price of 19 lire per modio was maintained during the remaining 50 years of the MM. In 1721, im­mediately after a larger number of sunspots emerged, the price of salt decreased by 25.3 % to 14.2 lire. The organized data series for salt harvesting and salt price from year 1637 to year 1744 was partially published in Bonin (2001). Fig. 1: Time series of salt production, salt price, and average sunspot number (dash lines represent 11-year running average smoothed data). Sl. 1: Časovna vrsta pridelave soli, cene soli in povprečnega števila sončevih peg (črtkana črta prikazuje 11-letne drseče sredine) Several sources of historical records have been used for historical climatic reconstruction. In collect­ing and organizing the historical records from different sources, substantial work was done by Ogrin (1995). In his book, he published the most complete record of cli­mate related occurrences from the 7th to the 19th centu­ry for the Slovenia Istria, and updated previously pub­lished Braun’s chronicles of weather conditions (Braun, 1934) with new historical sources. The sources contain direct or indirect information about the weather or me­teorological phenomena. Most of the data he used are descriptive documentary data, in some cases describ­ing weather consequences (.ood, famine, and drought) rather than weather conditions. According to available information, he divided the weather conditions into six groups; hard winters, mild winters, drought in vegeta­tion period, wet vegetation period, strong storms with wind and hail, years of famine and shortage. Cammuffo (1987), who researched the freezing of the Venetian Lagoon in the past, points out to the fact that during the Venetian Republic i.e. until 1797 the new year be­gan after the March 1 and that this must be kept in mind when comparing Gregorian, Venetian and mod­ern climatological dating. This, in some cases, could cause one year .ctive difference between the events that occurred in the same year. Although we noticed some possible differences in dating of the same events studied in the course of this research, this problem is of secondary importance, since the data time series were smoothed for the analysis. In order to study the correlation between sunspot number, salt production and price and different climate occurrences during the MM, the annual average sunspot number time series for the period from 1610 to 1950 was obtained from the National Geophysical Data Cen­tre in Boulder USA (National Oceanic and Atmospheric Administration). Visual inspection of Figure 1 shows a possible corre­lation between the sunspot number series and salt price series and some indices of correlation between the sun­spot number series and salt production. Different statistical tools were used to detect the rela­tionship between different variables. For the analysis of a possible relationship between solar activity and histori­cal events of extreme weather, the data of sunspot num­ber and the data of extreme weather conditions were Tab. 1: Correlation coef.cients (rpb) of relationship between average sunspot number (original data and 11-year running average) and historical events of extreme weather (1610-1850). Tab. 1: Korelacijski koe.cienti (rpb) med povprečnim številom sončevih peg (izvirnimi podatki in 11-letno vrsto drsečih sredin) in pojavnostjo ekstremnih vremenskih dogodkov Variable rpb Sig. (P) Occurrence during MM (event/year) Occurrence outside MM (event/ year) Fisher exact sig. (P) Hard winter ­0.087 0.874 0.11 0.15 0.541 Mild winter ­0.041 0.522 0.04 0.04 0.929 Wet vegetation period 0.092 0.148 0.06 0.02 0.093 Drought in vegetation period 0.024 0.703 0.04 0.11 0.102 Strong storms ­0.101 0.112 0.16 0.07 0.034* Correlation coef.cient for smoothed data Hard winter ­0.104 0.143 RESULTS AND DISCUSSION The overlapping period 1610­1850 of two time se­ries, average sunspot number and extreme weather con­ Mild winter ­0.072 0.161 Wet vegetation period ­0.136 0.008* Drought in vegetation period 0.072 0.163 Strong storms ­0.192 0.000* *coef.cients are statistically signi. cant at 0.05 levels used. Weather conditions reported as hard winter, mild winter, drought in vegetation period, wet vegetation pe­riod and strong storms can be considered a dichotomous variable, with value 1 if the condition occurs. Sunspot number time series is a continuous quantitative variable. To study the relationship between these two variables, the point biserial correlation seems to be the most ap­propriate. Fisher ’s exact tests were used to identify differ­ences in the frequency of extreme weather events during the MM compared with both earlier and later period. In order to determine how low sunspot number during the MM in.uenced the salt production and salt price, a cross­correlation analysis was applied. The data series of salt production were incomplete, covering only the years from 1637 to 1685 and from 1718 to 1744 with some gaps. One of the main prob­lems is the 33­year gap from 1686 to 1717. After the year 1680, the data is less accurate and the gaps in records are more frequent. For the period from 1730 to 1740 the records are available only as a sum of .ve years produc­tion. In Figure 1 the data for this period are presented as .ve yearly averages. Since the data for the second period is less accurate, only the .rst part of data series was used in the analysis. However, no data have been found for years 1657, 1658, 1663 and 1673. Instead, the mean values for the series were used. dition occurrence were used to investigate the in.uence of the MM on the Slovenian Istria climate. Additionally, to assess the in.uence of the MM on the frequency of a single group of extreme weather events, Fisher exact test was applied. Results of point biserial correlative analysis and Fisher exact test are presented in Table 1. From the second and the third column it is evident that no signi.cant correlation between observed vari­ables exists. Relating the number of sunspots with cli­mate/weather, it has been established (Reid, 1991; Wa­ple, 1999; Hiremath & Mandi, 2004; Hiremath, 2006) that changes in climate are associated with the 11­ year solar cycle. As suggested by previous studies (Lebitzke & Van Loon, 1988; Bottomley et al., 1990; Tsiropoula, 2003), the sunspot number data were smoothed with 11­year running average and new values of correlation coef.cients for sunspot number smoothed curve were calculated. This method also gained poor correlation (rpb < 0.19). However, the results suggest a possible negative correlation with wet vegetation period (rpb = ­0.136; P= 0.008) and strong storms (rpb = ­0.192; P= 0.000). The proposed signi.cant correlation for strong storms and wet vegetation period is in good accordance with the .ndings of other studies, in which authors re­ported on the association between reduced solar activity and increased storminess (Björk & Clemmensen, 2004; Van der Schrier & Barkmeijer, 2005; Clarke & Rendell, 2009), and increased rain/snow precipitation (Sven­smark & Friis­Christensen, 1997; Marsh & Svensmark, 2000; Kniveton & Todd, 2001). As seen in Figure 2, re­cords of wet vegetation period are distributed only dur­ Fig. 2: Extreme weather events in the Slovenian Istria from 1600-1850. Sl. 2: Prikaz ekstremnih vremenskih pojavov v slovenski Istri od leta 1600 do 1850 ing the two periods of reduced solar activity (Maunder and Dalton minima). The last column in Table 1 shows the signi.cance of Fisher exact tests. The results con.rm higher frequency of strong storms with hail and strong wind during the MM compared with both earlier and later period (P = 0.034). Given the validity of the correlation between average sunspot number and some extreme weather events, the correlation between salt production and ex­treme weather events was also investigated. The results suggest a statistically weak positive correlation between strong storms and salt production (rpb = 0.255, P = 0.046). According to the .ndings in the reviewed literature, we expected a signi.cant negative correlation between average sunspot number and hard winter occurrences. However, the results in both models show no relation­ship (rpb < |0.104|, P > 0.143). As it is clearly evident from Figure 2, hard winters frequently occurred over the whole time period from 1650 to1850 regardless of the single solar cycle. The reason for poor correlation might be the fact that we analysed only a time segment in the period of the so called Little Ice Age (variously assessed as AD 1430­1850), while longer time series extended over the Little Ice Age may be required to con.rm the proposed relationship between variables. The purpose of this study was also to identify the possible in.uence of the MM on salt production and its price. For this purpose, data series of salt production from 1637 to 1687 and data series of salt price from 1937 to 1744 were cross­correlated with average sun­spot number. For the salt production data series, the largest correlation coef.cient (r = 0.316) was found at lag of ­10 years. A larger correlation coef.cient was ob­tained by using 11­year running average (r = 0.571) with lag of 6 years. In order to understand how the lag var­ies in time, a cross­correlation was calculated for every solar cycle before 1645 and the period after. In the .rst three cycles the lag has a decreasing trend, with cor­relation coef.cients up to r = 0.80, afterwards the lag changes from positive to negative. It seems that the lag between average sunspot number and salt production varies in time with no understandable pattern. In other words, since the salt production was not limited only by weather but mostly by political decisions, the salt production time series contains “social noise” that is dif.cult to quantify, and strongly in.uences the results. The production of salt was strictly regulated with the salt contracts and limited to yearly production of 5,200 or 2,600 modio in total for the .ve­year period. In good seasons the authorities prohibited daily salt harvesting and even ordered the harvested salt to be thrown back into the sea when the warehouses were full. With strict regulation and control of salt production in good sea­sons, the authorities had much more in.uence on har­vested quantity than the weather conditions. As evident from Figure 1, there is almost no variabil­ity after year 1640 in sunspot number series, resulting in the largest discrepancy between the two series. Assum­ing that both, the lack of variability in average sunspot number during the MM, as well as “social noise” in salt production series are the causes of poor results, an ex­tended time series over the end of the MM would be needed to completely understand the nature of the rela­tionship. To gain complete understanding of how good individual harvest seasons were, additional information i.e. the end of the season in a particular year, or the limitations of work in the salt­pans, would be needed to distinguish between good and excellent seasons. The fact that climate variations during the MM could in a certain year lead to favourable weather conditions for salt production (as in 1659, 1983, 1985) must also be considered since the salt production is less sensitive to annual totals or averages of different parameters (precip­itation, irradiation, temperature) than to the distribution of this parameters in form of weather anomalies during the harvest season. Apart from this, one must not forget that the production of salt was arduous, labour intensive and time consuming process in which also poor main­tenance of the salt .elds and protective dykes could be the reasons for bad harvest. Thus, the question of the in.uence of low solar activity on the salt production in the Sečovlje salt­pans remains unanswered. Furthermore, a cross­correlation between average sunspot number and salt price data series showed a moderate negative relationship (r = ­0.518, P = 0.000). Even largest correlations coef.cient exits between 11­year running average sunspot number series and 11­year running average salt price series (r = ­0.848, P = 0.00). Since there is no statistical evidence of relation­ship between salt production and salt price (r < 0.103, P > 0.482), the in.uence of solar activity on salt price cannot be explained through the chain of linear con­nections: solar activity­terrestrial climate­salt produc­tion­salt price. It is possible that the link among sunspot numbers, salt production and price are not always lin­ear, and relatively small variation in salt production can cause a sharp change in prices (similar to wheat prices ­described in depth by Pustilnik & Yom Din, 2004). In a relatively isolated and monopolized salt market, the variability in weather conditions or low number of sun­spots during the MM may lead to a precaution of the Salt Magistracy in salt price forming policy. CONCLUSION Although the in.uence of solar activity/weather on the salt production in open salt­pans is evident, our results failed to con.rm a signi.cant relationship be­tween sunspot number and salt production. There are several reasons that could explain the lack of correla­tion, perhaps the two most important being the strictly regulated and limited salt production (mostly to keep the high salt price) and the absence of a common time in­terval extend to reliable sunspot observation data. The low variability in sunspot number observation data and salt price data causes a lot of problems in the analysis, as well. Another concern is the used methodology. The missing data in time series constrain us to smooth the series with 11­years running average, what may cause spurious results and .ndings should be interpreted with caution. Thus, the question of how if at all the climate during the MM in.uenced the salt production remains unanswered. By analysing the frequency of extreme weather events during the period from 1610­1850 and the solar activity, overall conclusions are as follows: 1.  The results suggest a possible negative correla­tion with wet vegetation period (rpb = ­0.136, P = 0.008) and strong storms (rpb = ­0.192, P = 0.000). 2.  During the MM, strong storms with hale and strong wind were statistically more frequent com­pared to both earlier and later period (P= 0.034). 3.  Opposite to our expectations, the results in both models show no relationship (rpb < |0.143|, P > 0.143) between hard winters and average sun­spot number. 4.  The weak correlation established between ex­treme weather conditions and solar activity may indicate that the MM in.uenced the climate in the Slovenian Istria. Additionally, the results imply a causal connection between solar activity and salt price series (r = ­0.848, P = 0.00). However, since the salt price changed only three times during the MM, these results are inconsist­ent and spurious due to lack of variability in the dataset. There are some other parameters that might in.uence the salt price, and caution should be taken in interpret­ing the results. Despite our efforts, many questions remain unan­swered. Additional data sets and much further investiga­tion would be needed in order to understand how if at all, the MM in.uenced the salt production in the Slove­nian Istria. The possibility of using other proxy of solar activity as 10Be isotopes from Greenland ice (Beer et al., 1998), and extended time series of salt production data could give us another chance of .nding the answer to our question. POSKUS PRIKAZA VPLIVA PODNEBJA IZ OBDOBJA MAUNDERJEVEGA MINIMUMA NA PROIZVODNJO SOLI IN NJENO CENO V SLOVENSKI ISTRI (SEČOVELJSKE SOLINE) Dejan PALISKA SI­6280 Ankaran, Frenkova 3 E­mail: dejan.paliska1@gmail.com Simon KERMA Univerza na Primorskem, Fakulteta za turistične študije – Turistica, SI­6320 Portorož, Obala 11a Rudi ČOP Zavod Terra Viva, SI­6333 Sečovlje, Sv. Peter 115 Flavio BONIN Pomorski muzej Sergej Mašera Piran, Cankarjevo nabrežje 3, SI­6330 Piran POVZETEK V članku obravnavamo žetev morske soli v Sečoveljskih solinah v letih 1637–1744, ki so tedaj spadale pod Bene­ško republiko. Obdobje 1645–1715 sovpada s t. i. Maunderjevim minimumom, ko so opazovalci ugotovili minimal­no sončevo aktivnost. Kot kazalnik sončeve aktivnosti smo uporabili število sončevih peg. Pregledali smo različne historične klimatske podatke in predstavili rezultate empirične analize možne povezave med sončevo aktivnostjo v obdobju Maunderjevega minimuma in proizvodnjo soli kot tudi njeno ceno. Rezultati sicer kažejo na vzročno pove­zavo med sončevo aktivnostjo in ceno soli, a nas je težava z nezanesljivimi in kratkimi časovnimi vrstami ter manjka­jočimi podatki prisilila v uporabo statističnih metod, ki lahko privedejo do nekonsistentnih in zavajajočih rezultatov. Na podlagi rezultatov analize zato ni možno potrditi povezanosti med pridelavo soli, ceno in sončevo aktivnostjo. Ključne besede: Maunderjev minimum, število sončevih peg, sončeva aktivnost, podnebje v predinstrumentalnem obdobju, proizvodnja soli, Sečoveljske soline. REFERENCES Akridge, D. G. (2008): Methods for calculating brine evaporation rates during salt production. J. Archaeol. Sci., 35, 1453­1462. Ananthakrishnan, R. & B. Parthasarathy (1984): In­dian rainfall in relation to the sunspot cycle: 1871­1978. J. Climatol., 4, 149­169. Baker, D. N. (2000): Effects of the Sun on the Earth’s environment. JASTP, 62, 1669­1681. Baliunas, S. & W. Soon (1996): The sun­climate con­nection. Sky and Telescope, vol. 92, pp. 38­41. Barriendos, M. (1997): Climatic variations in the Iberian Peninsula during the Late Maunder Minimum (AD 1675­1715): An analysis of data from rogation cer­emonies. Holocene 7, 105­111. Beer, J., S. M. Tobias & N. O. Weiss (1998): An ac­tive Sun throughout the Maunder Minimum. Solar Phys., 181, 237­249. Björk, S. & L. Clemmensen (2004): Aeolian sediment in raised bog deposits, Halland, SW Sweden: a new proxy record of Holocene winter storminess variation in southern Scandinavia? The Holocene, 14, 677­688. Bonin, F. (2001): Proizvodnja soli v Piranskih solinah od 16. do druge polovice 18. stoletja. Annales, Ser. Hist. Sociol., 11 (24), 93­104. Bottomley, M., C. K. Folland, J. Hsiung, R. E. Neell & D. E. Parker (1990): Global ocean surface temperature atlas “GOSTA”. Meteorological Of.ce, Bracknell, UK and the Department of Earth, Atmospheric and Planetary Sciences, Massachusetts Institute of Technology, Cam­bridge, USA, 20 p., 313 plates. Braun, G. (1934): Notizie meteorologiche e clima­tologiche della Regione Giulia (Trieste, Istria e Friuli Orientale). Consiglio Nazionale della Ricerche, Roma. Camuffo, D. (1987): Freezing of the Venetian La­goon since the 9th century A.D. in comparison to the cli­mate of the Western Europe and England. Clim. Chang., 10, 43­66. Clarke, M. L. & H. M. Rendell (2009): The impact of North Atlantic storminess on western European coasts: a review. Quatern. Int., 195, 31­41. Clayton, H. H. (1923): World weather, including a discussion of the in.uence of solar radiation on the weather. Macmillan, New York. Darovec, D. (2001): Solarstvo v severozahodni Is­tri od 12. do 18. stoletja. Annales, Ser. Hist. Sociol., 11 (24), 71­92. Eddy, J. A. (1976): The Maunder Minimum. Science, 192, 1189­1202. Eddy, J. A. (1977): Climate and the changing sun. Clim. Chang., 1, 173­190. Friis­Christensen, E. & K. Lassen (1991): Length of the solar cycle: an indicator of solar activity closely as­sociated with climate. Science, 254, 698­700. Frohlich, C. (2000): Observations of irradiance vari­ability. Space Sci. Rev., 94, 15­24. Georgieva, K., B. Kirov & C. Bianchi (2005): Long­term variations in the correlation between solar activity and climate. Mem. S. A. It., 76 (4), 965­968. Haigh, D. (2007): The sun and the Earth’s climate. Living Rev. Solar Phys., 4 (2). http://www.livingreviews. org/lrsp­2007­2 (cited on 24. 6. 2015) Hiremath, K. M. (2006): The in.uence of solar activ­ity on the rainfall over India: Cycle to cycle variations. J. Astrophys. Astron., 27, 367­372. Hiremath, K. M. & P. I. Mandi (2004): In.uence of the solar activity on the Indian Monsoon rainfall. New Astron., 9, 651­662. Jain, R. M. & S. C. Tripathy (1997): Correlation study between sunspot and rainfall in Udaipur sub­region. Mausam, 48 (3), 405. Jevons, W. S. (1884): The Solar Period and the Price of Corn. In: Foxwell, H. S. (ed.): Investigations in Cur­rency and Finance, 1st Ed. London, Macmillan, 194 p. Kington, J. (1995): The severe winter of 1694:95. Weather, 50, 160­163. Kington, J. (1997): The severe winter of 1696:97. Weather, 52, 386­391. Kington, J. (1999): The severe winter of 1697:98. Weather, 54, 43­49. Kniveton, D. R. & M. C. Todd (2001): On the rela­tionship of cosmic ray .ux and precipitation. Geophys. Res. Lett., 28 (8), 1527­1530. Koppen, W. (1914): Lufttemperaturen, Sonnen.ecke und Vulkanausbriiche. Meteorol. Z., 31, 305­328. Koslowski, G. & R. Glaser (1999): Variations in re­constructed Ice winter severity in the Western Baltic from 1501 to 1995, and their implications for the North Atlantic Oscillation. Clim. Chang., 41, 175­191. Labitzke, K. & H. van Loon (1988): Associations be­tween the 11­year solar cycle, the QBO and the atmo­sphere. I. The troposphere and stratosphere in the north­ern hemisphere in winter. JASTP, 50, 197­206. Labitzke, K. & H. van Loon (1992): Association be­tween the 11­year solar cycle and the atmosphere. Part V: Summer. J. Climatol., 5, 240­251. Lean, J. (2001): Solar irradiance and climate forcing in the near future. Geophys. Res. Lett., 28 (21), 4119­4122. Lean, J., J. Beer & R. S. Bradley (1995): Reconstruc­tion of solar irradiance since 1610: Implications for cli­mate change. Geophys. Res. Lett., 22, 3195­3198. Lean, J. & D. Rind (1998): Climate forcing by chang­ing solar radiation. J. Climate, 11, 3069­3094. Lean, J. & D. Rind (1999): Evaluating Sun­climate relationships since the Little Ice Age. JASTP, 61, 25­36. Lean, J. & D. Rind (2001): Earth’s response to a vari­able Sun. Science, 292, 234. Lebitzke, K. & H. van Loon (1988): Association be­tween the 11­year solar cycle, the QBO and the atmo­sphere. Part III: Aspects of the association. J. Climate, 2, 554­565. Luterbacher, J. (2000): The Late Maunder Minimum (AD 1675­1715) – climax of the Little Ice Age in Europe. In: Jones, P. D., A. E. J. Ogilvie, T. D. Davies & K. R. Briffa (eds.): Climate and climate impacts: The last 1000 years. Kluwer/Plenum, 295 p. Luterbacher, J., R. Rickli, E. Xoplaki, C. Tinguely, C. Beck, C. P.ster & H. Wanner (2000): The Late Maun­der Minimum (1675–1715) – a key period for studying decadal scale climatic change in Europe. Clim. Chang., 49, 441­462. Marsh, N. & H. Svensmark (2000): Cosmic rays, clouds, and climate. Space Sci. Rev., 94, 215­230. Maunder, E. W. (1922): The prolonged sunspot min­imum 1675 – 1715. Journal of the British Astronomical Association, 32, 140­145. Ogrin, D. (1995): Podnebje Slovenske Istre. Knjižni­ca Annales, vol. 11. Zgodovinsko društvo za južno Pri­morsko, Koper, 381 p. Ogrin, D. (2005): Spreminjanje podnebja v holoce­nu. Geografski vestnik, 77 (1), 57­66. Parker, E. N. (1999): Sunny side of global warming. Nature, 399, 416­417. Parthasarathy, B., K. Rupa Kumar & A. Munot (1993): Homogeneous Indian Monsoon Rainfall: Variability and prediction. Proc. Indian Acad. Sci. (Earth Planet. Sci.), 102, 121­155. P.ster, C. (1994): Switzerland: The time of icy win­ters and chilly springs. In Frenzel, B., C. P.ster & B. Gläser (eds.): Climatic trends and anomalies in Europe 1675–1715. Gustav Fischer, Stuttgart, pp. 205­224. P.ster, C. (1999): Wetternachersage. 500 Jahre Kli­mavariationen und Naturkatastrophen 1496–1995. Paul Haupt Verlag, Bern, Stuttgart, Wien, 304 p. Pustilnik, L. & G. Yom Din (2004): In.uence of solar activity on the state of the wheat market in medieval England. Solar Phys., 223, 335­356. Pustilnik, L. & G. Yom Din (2009): Possible space weather in.uence on the Earth wheat market. Sun and Geosphere, 4, 35­43. Reid, G. C. (1991): Solar total irradiance variation and the global sea surface temperature record. J. Geo­phys. Res., 96, 2835­2844. Rodrigo, F. S., M. J. Esteban­Parra, D. Pozo­Vá zquez & Y. Castro­Diez (2000): Rainfall variability in southern Spain on decadal to centennial time scales. Int. J. Clima­tol., 20, 721­732. Rozelot, J. P. (2001): Possible links between the solar radius variations and the Earth’s climate evolution over the past four centuries. JASTP, 63, 375­386. Soon, W. H., E. S. Posmentier & S. L. Baliunas (1996): Inference of solar irradiance variability from ter­restrial temperature changes, 1880­1993. Astrophys. J., 472, 891­902. Spörer, F. W. G. (1887): Über die Periodizität der Sonnen.ecken seit dem Jahre 1618, vornehmlich in Bezug auf die heliographische Breite derselben, und Hinweis auf eine erhebliche Störung dieser Periodizität während eines langen Zeitraumes. Vjschr. Astron. Ges. Leipzig, 22, 323­329. Svensmark, H. (1998): In.uence of cosmic rays on Earth’s climate. Phys. Rev. Lett., 81, 5027­5030. Svensmark, H. & E. Friis­Christensen (1997): Vari­ation of cosmic ray .ux and global cloud coverage – a missing link in solar­climate relationships. JASTP, 59, 1225­1232. Tan, M., J. Hou & T. Liu (2004): Sun­coupled climate connection between eastern Asia and northern Atlantic. Geophys. Res. Lett., 31, 1­3. Tsiropoula, G. (2003): Signatures of solar activi­ty variability in meteorological parameters. JASTP, 65, 469­482. Van der Schrier, G. & J. Barkmeijer (2005): Bjerknes’ hypothesis on the coldness during AD 1790­1820 revis­ited. Clim. Dynam., 24, 355­371. Wanner, H., C. P.ster, R. Brázdil, P. Frich, K. Frydendahl, T. Jonsson, J. Kington, H. H. Lamb, S. Rosenorn & E. Wishman (1995): Wintertime European circulation patterns during the Late Maunder Minimum cooling period (1675–1704). Theor. Appl. Climatol., 51, 167­175. Wanner, H., D. Gyalistras, J. Luterbacher, R. Rick­li, E. Salvisberg & C. Schmutz (2000): Klimawandel im Schweizer Alpenraum. vdf Hochschulverlag AG an der ETH Zürich, 285 p. Waple, A. M. (1999): The sun­climate relationship in recent centuries: a review. Prog. Phys. Geog., 23, 309­ 328. White, W. B., J. Lean, D. R. Cayan & M. D. Dettinger (1997): Response of global upper ocean temperature to changing solar irradiance. J. Geophys. Res., 102 (C2), 3255­3266. Wilson, R. C. & H. S. Hudson (1988): Solar luminos­ity variation in solar cycle 21. Nature, 332, 810­813. Wilson, R. C. & H. S. Hudson (1991): The Sun’s lu­minosity over a complete solar cycle. Nature, 351, 42­ 44. Xanthakis, J. (1973): Solar activity and precipitation. In: Xanthakis, J. (ed.): Solar activity and related inter­planetary and terrestrial phenomena. Springer­Verlag, Berlin, p. 19. Xoplaki, E., P. Maheras & J. Luterbacher (2001): Variability of climate in meridional Balkans during the periods 1675–1715 and 1780–1830 and its impact on human life. Clim. Chang., 48, 581­615.