CC BY
17УДК 631.527: 635.1/.8
ВЛАСТИВОСТ1 КОЕФ1ЦЮНТ1В СТАБ1ЛЬНОСТ1 ОЗНАК УРОЖАЙНОСТ1 У ДИНАМ1ЧНИХ РЯДАХ Р1ЗНО1 ТРИВАЛОСТ1
З.Д. Сич, доктор сльськогосподарських наук
Нацональний аграрний унверситет
Стан проблеми. Планування господарськоТ дiяльностi в овоч1вництв1 вимагае врахування багатьох показниюв, серед яких видiляються урожайшсть та ТТ стабiльнiсть. Аналiз наукових po6iT за останнi роки свщчить про те, що бiльшiсть дослщниюв аналiзують лише середню врожайнiсть за два-три роки. Ттьки в окремих випадках поряд з рiвнем урожайност подаеться величина стабiльностi. I це все, як пише О. Музиченко [1], на тл того, що у нас двi бiди: неврожай та великий урожай. Здебтьшого причина криеться у вiдсутностi простих методик вивчення стабтьност врожаТв у короткотривалих дослщженнях (2-3 роки).
На важлив^ь проблеми стабiльностi врожайностi вперше звернув увагу украТнський вчений-агроном Стебут I.A. [2]. Дещо тзнше, у 30-i роки, iталiець Aццi Дж, [3] обгрунтував поняття "врожайнють" як Ытегрований показник продуктивностi та стiйкостi проти мЫливих факторiв середовища. З того часу розроблено багато методик вивчення стабтьностк Поеднання в сорт високоТ врожайностi та ТТ незалежностi вщ мiнливостi факторiв середовища стало прюритетом сучасноТ селекцп в усьому свт [4].
В лiтературi описано велику ктькють понять, близьких до розумЫня стабiльностi. У монографп ПаутовоТ Л.А. [5] показано, що людина пов'язуе з поняттям "стабiльнiсть" аж 528 сторЫ нашого життя. Селекцiонери використовують такi поняття як адаптацiя, пластичнють, стабiльнiсть, гомеостаз, буфернiсть, "каналiзацiя", еколопчна валентнiсть, гiстерезис та багато Ыших. Цi поняття по рiзному описують причину стабiльностi сорту. Наприклад, термЫ "гомеостаз", уведений ще в 60-х роках XlX столiття К. Бернаром, означае тенденцю системи до збереження постмносп i вiдновлення Т"Т з допомогою власних регуляторних механiзмiв. Близьким до нього е термЫ "буферысть". Тодi як гiстерезис описуе процес вщновлення буферностi пiсля припинення дм стресового фактора. Однак для безпосереднього використання в селекцiТ цього недостатньо, особливо коли серед рiзноманiття сортв i гетерозисних гiбридiв необхiдно вибрати високоврожайний i стабiльний або оцЫити стiйкiсть запропонованого агроприйому проти дм стресових факторiв за даними двох чи трьох рокiв дослiджень. Тому з практичноТ точки
зору термЫ "стабтьнють" вимагае уточнення.
ТермЫи хаос, мiнливiсть, рiзноманiття е антошмами стабiльностi
[6]. Виявляеться, що для стьськогосподарського виробництва необхiдна лише одна сторона цього питання, щоб сорт був високоврожайний i з року в рк зберiгав ц властивост без змiн, не зважаючи на хаос зовшшых факторiв. Селекцiонер допускае можлив^ь iснування мiнiмальних вiдхилень вщ середнього рiвня. Для характеристики стабтьност потрiбнi простi одиницi вимiрювання та методика ïx одержання.
Сучасна статистична наука розробила три групи мещфв визначення стабiльностi на основi аналiзу дисперсiï, кореляцмно-регресiйниx моделей та варiацiйниx рядiв. Кожен з цих методiв мае переваги недолiки та допуски до можливих напрямiв використання
[7].
Так, аналiз дисперсiй дае уяву про сукупну долю залежност вивчено!' множини сортiв вiд певних умов i встановлюе найменшу ютотну рiзницю (Н1Р) мiж сортами. За наявност нормального закону розподiлу одержаних результат (здебiльшого дослiдник лише вважае, що вЫ iснуе в дисперайному комплексi) метод чудовий. Але, iз замiною хоча б одного сорту в дослд автоматично змiнюеться i весь комплекс показниюв варiацiï. Дисперайний аналiз пов'язаний з таким поняттям стабiльностi як "екологiчна валентнiсть", який запропонував Wricke G. [4]. Обгрунтував i використав його в селекцп. рослин Островерхов В.О. [8]. Еколопчна валентнiсть сортименту (W) це здатшсть певно! групи сортiв зберiгати середнм рiвень урожайностi в рiзниx еколопчних умовах. Визначаеться вона у виглядi долi дисперсiï при взаемодiï "сорт-рк". Основним недолiком цього показника е неможпивють його використання для характеристики окремого сорту або групи сор^в.
Широк можпивостi дають кореляцiйно - регреайж моделi, але при двох умовах - потрiбнi великi вибiрки та нормальний закон розподiлу частот як для урожайности так i для стресового фактора. Дослщник часто забувае про те, що статистика як наука виявляе тенденцГ| та закономiрностi ттьки на основi закоыв великих чисел [9]. Критично допустимi значення коефiцiентiв кореляцiï Пiрсона К. та Стрмена можна взнати лише при п'яти ступенях свободи [10]. Хоча Мармоза А.Т. [9] допускае використання як мЫмум трирiчниx дослщжень, але тодi залежнiсть мусить бути функцюнальною (повною) i коефiцiент кореляцГ| наближатися майже до ±1,0.
У мЫливих умовах середовища важко пояснити мЫливють урожайностi тiльки вiд одного фактора. Погоды умови е багатомiрною системою i за спостереженнями на Приаральсьюй дослщшй станцiï В1Р (з 1933 р.) та в Дшпропетровському науково-дослiдному центрi 1ОБ (з 1946 р.) рщко коли коефщенти кореляцiï мiж факторами
середовища i урожайнютю сягають рiвня ±0,75. Тобто, в цих випадках критично допусти1ш вибiрки для 5% рiвня значимостi становлять понад 7 роюв дослiджень (коефiцieнт кореляцiT Пiрсона К.) i 8 рокiв (ранговий коефщент кореляцiT Спiрмена). Тому й не дивно, що в метеорологи для бтьш-менш повноТ характеристики клiмату необхщно 50-70 рокiв спостережень [11, 12].
Дослщження з багатьма овочевими i баштанними культурами свiдчать про те, що використання показникiв стабiльностi урожайност на основi кореляцiйно-регресiйних моделей (коефщенти регресГТ - bxy, еластичностi - Е, бета-коефщенти - /?) при три-п'ятирiчних дослiдженнях можливе лише за умови, коли вони проводяться на багаторiчних стацюнарах. Дослiдження дають можлив^ь установити достовiрнiсть на основi ранше встановлених моделей залежностей ознак вщ погодних факторiв у даних умовах i провести верифiкацiю на майбутнм перiод. Важливим при цьому е вивчення не тiльки врожайностi, але й ТТ складових - продуктивности густоти стояння, кiлькостi плодiв на рослиы, середньоТ маси продуктивного органу, як через логiчний аналiз виправляють можливi помилки i висновки [13].
Третя група методiв визначення мiри стабiльностi розроблена на основi аналiзу варiацiйних рядiв як з великими, так i малими вибiрками (менше 30 спостережень) [14, 10]. Як б методи не використовувалися, Тх точнiсть завжди зростае зi збтьшенням вибiрки. Окрiм цього, методи параметричноТ статистики вимагають вiдповiдностi одержаних даних нормальному закону розподту частот Гаусса К. При малих вибiрках оцЫити таку вiдповiднiсть практично неможливо. Наприклад, значення коефщента асиметрiT, як побiчного показника нормальностi розподiлу, бiльше 0,71 для 5% рiвня значимост вимагае мiнiмум 25-рiчних спостережень. Теоретичн роботи, якi були присвяченi малим вибiркам, вперше розпочав у 1908 р. англмський математик В. Госсет (псевдоым Стьюдент). Пiзнiше Р. Фшер (1925) детально вивчив частоти такого розподту, як дiстали назву t - розподiлу Стьюдента. Особливiстю зроблених висновкв було те, що ймовiрнiсть допущення помилок рiзко зростае при зменшенн вибiрки. Виходячи з цього, ми прийшли до висновку про недоцтьнють його використання як мiру стабiльностi у дослiдах тривалiстю 3-5 рокв.
Сучасною наукою розроблено багато статистичних найпростших мiр стабiльностi (постмностО дослiджуваних явищ, якi поеднують аналiз варiацiйних маловибiркових рядiв з аналiзом коротких рядiв динамiки [15, 9, 16]. В основу такого вибору покладеш ппотези про те, що дво-трирiчнi дослiди е власне дуже маленькою (м^атюрною) частиною статистичних змЫ у часi. Кожний ряд динамки складаеться
з двох обов'язкових елеменпв: пер^в часу (t) i píbhíb значення ознак (у, х, z...).Варiацiйнi i динамiчнi ряди мають деюлька дуже простих Mip вивчення мЫливост, а саме - абсолютний та вщносний розмах змiни величини ознаки. Ц показники, хоча i давно використовуються, але Tхнi властивостi невивчен [17].I
Найпростiшим показником е абсолютний розмах варiацiT (R). В динамiчних рядах - це абсолютний прирют мiж максимальним (Хтах) i мУмальним (Х™) значеннями рiвнiв:
Чим його значення ближче до нуля, тим вищий рiвень стабтьносп.
У варiацiйних рядах R використовуеться тiльки iз знаком "+", а в динамiчних рядах - "+" або "-". Тобто, поряд з величиною показують також напрям змiн мiж рiвнями змiною часу. Недолiком ц1еТ мiри е те, що з його допомогою можна аналiзувати i порiвнювати мiж собою лише однойменнi показники ознаки ттьки одые1 культури. Як в^^чае Громико Г.Л. [15], "розмах варiацiT хоча i дуже неточна наука, але для коротких динамiчних рядiв дуже корисна". Для уникнення недолшв властивих для абсолютного розмаху, найчастше використовують вiдноснi його аналоги.
Першим дослщником, який застосував такий вщносний коефщент стабiльностi, був Lewis D. (1954). З метою характеристики здатност сорту формувати вузький дiапазон мЫливосп врожайностi в рiзних умовах вЫ розробив методику визначення коефрента фенотиповоТ стабiльностi (SF), як вщношення високого (НЕ) i низького (LE) значень
SF - HE/LE.
Чим бтьше цей коефрент наближаеться до 1, тим стабтьнша ознака. Водночас, у несприятливi роки урожайнiсть наближаеться до "нуля", щф SF набувае великих значень, що характеризуе сорт як дуже "нестабтьний". Необхщна мУмальна кiлькiсть рокiв у динамiчному ряду становить два. 1нша сторона, та що не дае змоги оцЫити iмовiрнiсть його достовiрностi.
Цей показник широко використовуеться в найрiзноманiтнiших дослщженнях, квалiметрiT та метрологи [18, 19]. Одыею з детальних методичних розробок наближених до галузi рослинництва е докторська дисерта^я Мiрошниченка М.М. [20], в яюй удосконалено термiнологiю понять "спйкють" та "буфернiсть" на прикладi стiйкостi фунтв проти дiT зовншых факторiв. Стiйкiсть моделi (Res) проти стресового фактора пропонуеться виражати вщношенням:
Res - Дх/Ду
де Ах i Ay - вщповщнп р1зниц1 Mix максимальним i мУмальним рiвнями фактора i системи. Запропонована методика визначення Res вщповщае 3MicTy коефiцieнтiв еластичност Е [21].
У багатьох дослщженнях можна використати подiбнi коефiцieнти вщносно мiнiмального (чи максимального) значення. В динамiчних рядах це мiри темтв росту (Тр). У фiзiологiT рослин щентичы пояснення мають коефiцieнти набухання або усихання (Кн = m - m0 / m0 *100%). Виражають всi цi показники у долях одинищ або у вщсотках.
В lнститутi рослинництва iм. В.Я. Юр'ева запропоновано подiбну методику визначення толерантносл генотипу до умов вирощування, порiвнюючи продуктивнiсть середнiх (Усер) i крайнiх рядкiв (Укр) облiковоT дтянки Т= Yсер / Yкр *l0o. Методика проста i не вимагае великих затрат для проведення окремих дослщжень [22].
Метою дослiджень стало вивчення властивостей коефiцiента стабiльностi Левюа (SF) та можливостей його застосування для характеристики сортiв при короткочасних (2-3^чних) дослiдженнях.
Методика дослiджень. Дослщження проведенi на основi аналiзу динамiчних рядiв урожайностi рiзних видiв i сортiв овочевих культур (кавун, диня, гарбуз, морква, опрок, цибуля, капуста бтоголова i помiдор) Нiкопольською державною сортодослщною станцiею ДнiпропетровськоT областi. Вихщна iнформацiя зiбрана з 1950 р. фондах Дыпропетровського обласного державного аржву.
Динамiчнi ряди урожайностi формували на основi архiвних фондiв. Амплiтуда (R або Д) i коефiцiенти стабтьносл (SF) послiдовно визначали для рiзних рiвнiв динамiчних рядiв, починаючи з двох роюв до абсолютно можливого. Одночасно вивчали i спiвставляли мЫлив^ь динамiчних рядiв факторiв зовнiшнього середовища -середньодобових температур, суми активних температур i суми опадiв.
^м розробки методики оцiнки стабiльностi проведена TT апроба^я на прикладi оцЫки стабiльностi 10 сортiв п'яти овочевих культур. Для цього побран скоро- i середньостиглi сорти, якi в перюд з 1972 по 1984 pp. вивчалися одночасно. Вивчено ряд статистичних показниюв - розмах мЫливосД коефщенти стабiльностi, середню врожайнють та три коефiцiенти еластичностi для рiзних модельних перiодiв тривалостi проведення дослщжень - вщ найкоротших - дворiчних до максимально можливих.
Розмах (ампл^уда) мiнливостi рiвнiв динамiчного ряду: R (або Д) = max - min, де max i min - максимальне i мУмальне значення ознаки.
Коефщент стабтьност Левiса (SFn) визначали за формулою наведеною у Жученка A.A.: SFn = HE/LE, де НЕ i LE - величина ознаки вщповщно для максимального i мУмального piBrnB; n -показник тривалостi проведення дослав [4].
Для характеристики еластичносл (реакцiT врожайностi на фактор використали один з нашнформативнших показникiв погоди, вщ якого залежить рiвень урожайност - середньодобову температуру в липы за весь л^нм перiод - з червня по серпень. Коефщенти еластичною визначали за формулами 1^рошниченка М.М. [20] з деякими нашими модифка^ями.
Результати дослiджень. Одним з найпроспших прийомiв виявлення тенденцiй в динамiчних рядах е укрупнення пер^в способом ковзних середнiх. Для модельних розрахунюв нами використано динамiчний ряд урожайност капусти бiлоголовоT середньопiзнього сорту Брауншвейська за перiод з 1960 по 1990 рр Моделювання дослщжень послiдовно проводили протягом двох роюв, потiм - трьох i так далi до 31 року (табл. 1).
Таблиця
Ковзнi коефiцiенти стабтьносл урожайностi (SFn) на прикладi сорту капусти бтоголовоТ Брауншвейська
Рк Урожай нють, т/га Коефн^енти стабтьносл (SFn) за модельноТ тривалост дослщу, рош
SF2 SF3 sf4 SF5 SFe - sf27 SF28 SF29 SF30 SF31
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11
1960 60,1 - - - - - - - -
1961 30,6 1,96 - - - - - -
1962 36,6 1,20 1,96 - - - - - -
1963 52,6 1,44 1,72 1,96 - - - - -
1964 54,5 1,03 1,49 1,78 1,96 - - - -
1965 68,2 1,25 1,29 1,86 i 2,23 - - - -
1966 52,3 1,30 1,30 1,30 1,86 - - - -
1967 59,7 1,14 1,31 1,30 1,30 - - - -
1968 53,9 1,11 1,14 1,30 1,30 - - - -
1969 64,1 1,19 1,19 1,23 1,30 - - - -
1970 61,7 1,04 1,19 1,19 1,23 - - - -
1971 65,2 1,06 1,06 I 1,21 1,21 - - - -
1972 46,7 1,39 1,40 1,40 1,40 - - - -
1973 99,6 2,13 2,13 2,13 2,13 - - - -
1974 103,2 1,04 2,21 2,21 2,21 - - - -
1975 67,4 1,53 1,53 2,21 2,21 - - - -
Продовження таблиц 1
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11
1976 111,7 1,66 1,66 1,66 2,40 - - - -
1977 62,0 1,80 1,80 1,80 1,80 - - - -
1978 105,0 1,69 1,80 1,80 1,80 - - - -
1979 81,9 1,28 1,69 1,80 1,80 - - - -
1980 90,9 1,11 1,28 1,69 1,80 - - - -
1981 87,3 1,04 1,11 1,28 1,69 - - - -
1982 92,7 1,06 1,06 1,13 1,28 - - - -
1983 55,3 1,67 1,58 1,68 1,68 - - - -
1984 127,1 2,30 2,30 2,30 2,30 - - - -
1985 79,2 1,60 2,30 2,30 2,30 - - - -
1986 63,6 1,24 1,99 2,30 2,30 - - - -
1987 76,3 1,20 1,24 2,00 2,30 4,15 - - -
1988 54,0 1,41 1,41 1,47 2,35 4,15 4,15 - -
1989 45,7 1,18 1,67 1,67 1,73 3,47 4,15 4,15 -
1990 63,1 1,38 1,38 1,67 1,67 3,47 3,47 4,15 4,15
SFmin - 1,03 1,06 1,13 1,21 3,47 3,47 4,15 4,15
SFmax - 2,30 2,30 2,30 2,40 4,15 4,15 4,15 4,15
SF середне арифме тичне 1,38 1,56 1,70 1,83 3,81 3,92 4,15 4,15
SF 3з -мед1аною 1,27 1,45 1,68 1,80 3,81 3,92 4,15 4,15
Максимально можливе значения коеф1ц1ента SF31 (31-р1чний досл1д) становило 4,15, який одержано як вщношення максимально!' урожайност1 за весь перюд - 127,1 т/га (1984 р.) до мЫмально! -30,6 т/га (1961р.). За умови двор1чних дослщжень коеф1ц1енти стаб1льност1 (SF2 ) коливалися у межах вщ 1,03 до 2,13 (вщношення урожайност 1964 до 1972 pp.), до 2,30 (1984 p.).
Наступне укрупнення умовно! тривалост1 модельних досл1джень призводило до збтьшення ковзних значень SF в межах динам1чних ряд1в. Так, за трир1чних досл1д1в SF3 середне арифметичне збтьшилося до 1,5б, чотирир1чних - до 1,70 I т.д. до SF31 = 4,15. Таким чином, короткотривал1 дослщи дають занижен! показники SF, cтворюючи видим1сть високо! стаб1льност1 дослщжуваного сорту (вар1анта). Це св1дчить про те, що короткотривал1 досл1ди можуть дати ц1нну 1нформац1ю лише при сортовипробуванн велико! к1лькост1 сорт1в, як1 можна пор1вняти м1ж собою без урахування еколопчно!
компоненти мЫливостк
Зростання ЭР при збтьшенш тривалостi дослiджень пояснюеться циклiчностями, як проявляються за умови велико! тривалост динамiчного ряду. Чим тривалiший останнм, тим визначення ЭР проводять за максимумом i мiнiмумом рiзних пер^в циклiв. Власне в цьому, як парадокс, полягае цЫнють короткотривалих дослав, якi виключають циклiчну компоненту, i максимально характеризують тiльки сортовi особливост реакцiT на змiну факторiв середовища. Наприклад, при дворiчних дослiдженнях проявляеться ефект лише квазiдворiчноT перiодичностi, а при 10-11 рiчних - сонячно! активностi, при 18-24 рiчних - магытно! сонячно! активностi i т.д. Тривалший перiод охоплюе бiльший розмах мiж максимальною i мiнiмальною урожайнютю, що призводить до зростання абсолютних значень ЭР. Враховуючи вiрогiднiсть появи абсолютно низько! врожайностi близько! до нуля пщ впливом вкрай несприятливих умов (посуха, приморозки тощо) при дуже тривалих дослщженнях, абсолютно можливе ЭР прямуе до значень, як наближаються до НЕ. Наприклад, це добре видно з таблиц 2 для баштанних культур, коли в Дыпропетровсьюй областi в 1973, 1976-1978 роках склалися вкрай несприятливi холодш погоднi умови в травнi-червнi, що призвело не ттьки до рiзкого зниження врожайностi баштанних культур, але нав^ь до !хньо! загибелi. Особливо ч^ко це проявляеться в умовах конкретного поля чи господарства. Тодi як аналiз середньо! урожайностi в райош, областi чи краTнi вирiвнюе динамiчнi ряди.
У попереднiх наших дослщженнях урожайност баштанних культур В Днтропетровсьюй областi з 1950 по 1990 рр. виявлено 22-рiчну ци^чнють вiдповiдно до магнiтноT активностi Сонця [23,24,25,26] Продовження цих дослщжень i спiвставлення !х з коефiцiентами ЭР свщчить про складну природу стабтьностк В роки спаду урожайностi (1950-1958 рр., 1972-1980 рр.) коефщенти рiзко зростали, тобто стабiльнiсть зменшувалася (рис. 1). У перюд високо! врожайност протягом 1962-1971 рр. стабiльнiсть урожайност була найвищою (ЭР2 не перевищував у той час 2,30), тодi як у несприятливi 50-i роки рiзко стабiльнiсть знижувалася (ЭР2 = 4,92).
Овочевi культури по-рiзному реагують на ци^чнють погодних умов. Закономiрнiсть пiдтверджуеться аналiзом непараметричного коефiцiента кореляци Спiрмена (Р5) мiж середнiми рiвнями урожайностi (Уп) та вiдповiдних до них коефщентв ЭРП. Так, для баштанних культур виявлена кореля^я = -0,43, тобто зростання урожайност призводить до зменшення стабiльностi. Тодi як для капусти сорту Брауншвейська, навпаки, в перiоди низько! врожайносл стабiльнiсть дещо знижуеться - = +0,14. Причому, коефiцiенти кореляци мають тенденцю до зростання абсолютних
Рис. 1. Динамка урожайност баштанних культур (т/га) i коефiцiеитiв стабтьност (SF2) у Диiпропетровськiй областi
знaчeнь при збiльшeннi тpивaлocтi пpoвeдeння дocлiдiв. Наприклад, кaпycти тaкe зpocтaння бyлo наступним: при двopiчниx дocлiдax -Rs = +0,14; тpиpiчниx - Rs = +0,22; чoтиpиpiчниx - Rs = +0,23; п'ятиpiчниx Rs = +0,28 i т. д.
Анaлiз чаеют SFn та ïxня oцiнкa на вiдпoвiднicть нopмaльнoмy загону poзпoдiлy raycca К. пoкaзaв, щo cкopoчeння пepioдy дocлiджeнь пpизвoдить cпoчaткy дo acимeтpiï в cтopoнy мiнiмaльниx знaчeнь, пoтiм дo зaкoнy Мaкcвeллa, а при 2-3 piчниx - дo зaкoнy Пyaccoнa С. Наприклад, групуючи пoкaзники SF2 (табл. 1) чacтoти poзпoдiлилиcь наступним чинoм: вщ 1,00 дo 1,30 - 17 випадюв, вiд 1,31 дo 1,60 - 6, вщ 1,61 дo 1,90 - 4, вiд 1,91 дo 2,20 - 2 та вщ 2,21 дo 2,50 - 1 випaдoк за ЗО po^ дocлiджeнь. Пoбiчнo пpo нeнopмaльнicть у poзпoдiлi чаоют cвiдчить нeвiдпoвiднicть мiж cepeдньoю apифмeтичнoю та мeдiaнoю. Виxoдячи з цьoгo мoжнa cтвepджyвaти щo пpeдстaвлeння peзyльтaтiв дocлiджeнь за 2-3 pow та фopмyвaння з ниx диcпepciйниx кoмплeкciв вимагае бiльш шиpoкoгo викopиcтaння нeпapaмeтpичниx мeтoдiв aнaлiзy oдepжaнo iнфopмaцiï, а виявлeнa мiнливicть за пoвтopeннями е тiльки вiдoбpaжeнням фyнтoвиx вiдмiннocтeй в мeжax дocлiднoï дтянки Цe нe дае мoжливocтeй дo шиpoкoгo викopиcтaння HIP при пopiвняннi дaниx за piзнi poки.
Пopiвняння oвoчeвиx культур та copтiв ^^чить пpo piзний cтyпiнь cтaбiльнocтi (табл. 2). В yмoвax Стeпy найнижчу стабтьысть ypoжaйнocтi мають бaштaннi культури. Haйчacтiшe oвoчi пoтepпaють вiд нecпpиятливиx yмoв у piзнi фази oнтoгeнeзy. 1ншими cлoвaми Днiпpoпeтpoвcькy oблacть мoжнa вiднeсти дo зoни pизикoвaнoгo баштанництва. Ocoбливo цe cтocyeтьcя пiзньocтиглиx cop™.
Наприклад, пiзньoстиглий copт кавуна Мeлiтoпoльcький 60 нaйcильнiшe peaгye на мЫливють пoгoдниx yмoв. Сepeд oвoчeвиx культур, виpoщyвaниx на пoливi (oгipoк, пoмiдop, цибуля piпчacтa, мopквa cтoлoвa та капуста б^голва) нaйбiльшa мiнливicть ypoжaйнocтi виявлeнa для цибyлi, мopкви, orip^ та кaпycти. Скopocтиглi copти пoмiдopa виявилиcя нaйcтaбiльнiшими (SF13 = 2,09).
Таблиця 2
Характеристика стабтьносл урожайност1 (К(Ду)13 та ЭР13) овочевих культур з 1972 по 1984 рр.
Культура Сорт, пбрид Утлп У тах Усер ^Ду ) ЭР13
Огоньок 0,1 28,2 13,6 28,1 282,0
Кавун * Роза Юго-Востока 0,1 31,1 14,9 31,0 311,0
Мел1топольський 0,1 33,6 14,4 33,5 336,0
60
Диня** Колгоспниця 593 0,1 21,5 9,3 21,4 215,0
Укра!нка 320 0,1 19,1 10,5 19,0 191,0
Опрок Сигнал 235 Р1 20,8 61,6 42,3 40,8 2,96
Н1жинський 12 14,2 40,9 30,9 26,7 2,88
Ки!вський 139 60,9 110,2 82,7 49,3 2,09
Пом1дор Волгоградський 5/95 45,1 99,7 81,9 54,6 2,21
Цибуля Стригун1вська ноавська 13,6 29,4 22,8 15,8 2,16
р1пчаста Каба дн1пропетровська 16,0 50,2 29,4 34,2 3,14
Морква Нантська харк1вська 20,5 65,9 41,4 45,4 3,21
столова Шантене сквирська 32,3 90,7 56,4 58,4 2,81
Капуста Брауншвейська 46,7 127,1 86,9 80,4 2,72
бтоголова Амагер 611 56,3 140,1 87,5 83,8 2,49
* Через загибель пос1в1в кавуна /' дин/' в 1974, 1976, 1977, 1978 рр. в1д несприятливих погодних умов для розрахунюв проведен! статистичн перетворення (Доспехов Б.А., 1979);
** Сорти овочевих культур розмщен/ в порядку в1д скоростиглих до тзньостиглих.
В аналiзi урожайност та стабтьност сорту або агротехшчного прийому важливе значення мае одночасна оцЫка реакцп на змЫу факторiв середовища, серед яких ключовим е температурний режим протягом вегетацмного перюду культури. Розраховано та доведено оцтьнють використання трьох коефщентв еластичност рожайностi (Еа, Е1, Е2) овочевих культур за середньодобовою температурою повiтря в липш та в перiод з червня по серпень.
Абсолютний коефщент еластичност урожайностi (ЕА): (Еа = Ду/Дх, де Ду - розмах мЫливост урожайностi, т/га; Ах - розмах
мiнливocтi фактора мiж тими caмими poкaми, щo i для ypoжaйнocтi. Poзмax мiнливocтi Ах мoжe мати знаки "+" aбo "-". Якщo Ах мае знак "+" тo aбcoлютний кoeфiцieнт eлacтичнocтi oзнaчae пряму зaлeжнicть, тoбтo визнaчaeтьcя на cкiльки oдиниць збiльшyeтьcя (aбo змeншyeтьcя) ypoжaйнicть при вiдпoвiднoмy збiльшeннi (aбo змeншeннi) фактора на oднy oдиницю. Якщo Ах мае знак "-", тo oдepжaнa зaкoнoмipнicть - oбepнeнa. Наприклад, зpocтaння вpoжaйнocтi зyмoвлeнe змeншeнням вeличини дiючoгo фактора (aбo навпаки). Heдoлiкoм ^oto кoeфiцieнтa е нeмoжливicть йoгo викopиcтaння для пopiвняння piзниx культур i oзнaк мiж coбoю.
Вiднocнi кoeфiцieнти eлacтичнocтi бувають двox типiв - Е1 та Е2. Пepший з ниx визнaчaeтьcя за фopмyлoю: Е1 = Ayxcep/100Ax, дe xcep - cepeднe знaчeння мiж двoмa piвнями фaктopa. Приймае знaчeння "+" i "-" та xapaктepизye змiнy ypoжaйнocтi в т/га на 1 % змЫи фактора вiднocнo йoгo cepeдньoгo. В мeжax вiд xmin дo x max даний кoeфiцieнт нeoднaкoвий. Тoмy йoгo визначають для cepeдньoгo piвня.
Другий кoeфiцieнт eлacтичнocтi (Е2) нaйбiльш yнiвepcaльний i дае змoгy пopiвнювaти мiж coбoю piзнi культури aбo copти зaлeжнo вiд змЫ piзниx фaктopiв. Визнaчaeтьcя за фopмyлoю: Е=Ду x^^JAx ycep, дe = Ay i Ax - ампл^уда мiнливocтi вiдпoвiднo ypoжaйнocтi i фактора; ycep та xcep - cepeднi знaчeння ypoжaйнocтi i фактора мiж двoмa piвнями. Тaкoж приймае знaчeння "+" aбo "-" та xapaктepизye змiнy 1% ypoжaйнocтi при змУ фактора на 1%. Унiвepcaльнicть цьoгo кoeфiцieнтa пoлягae в тoмy, щo вiн дае змoгy пopiвняти мiж coбoю piзнi культури, copти нeзaлeжнo вiд вивчeнoгo фактора.
Сepeд oвoчeвиx культур, oгipoк нaйбiльшe peaгye на змЫу тeмпepaтypнoгo peжимy. Так, у пбрида Сигнал 235 пiдвищeння тeмпepaтypи в липнi на 1 °С пiдвищyвaлo ypoжaйнicть на 11 т/га (ЕА = +11,0). ^рти, пopiвнянo з гiбpидaми, бiльш чyтливi на змЫу тeмпepaтypнoгo peжимy, пpo щo cвiдчить piзкe зpocтaння ЕА у copтy Hiжинcький 12 (ЕА= +44,5) (табл. 3).
^рти пoмiдopa вiдpeaгyвaли на змiнy тeмпepaтypнoгo peжимy тагаж пo-piзнoмy. Скopocтиглий copт Кив^кий 139, фopмyючи вpoжaй у пepшiй пoлoвинi лiтa, пoзитивнo peaгye на пiдвищeння cepeдньoдoбoвиx тeмпepaтyp у липнi, юли пoчинaють дocтигaти плoди (ЕА = +25,9). Пiзньocтиглий copт Вoлгoгpaдcький 5/95 у цeй пepioд лишe цвте та фopмye вpoжaй, aлe вигою тeмпepaтypи пpизвoдять дo oпaдaння зав'язк Пopiвнюючи вiднocнi кoeфiцieнти eлacтичнocтi (Е2), oвoчeвi культури за peaкцieю на змЫу тeмпepaтypнoгo peжимy мoжнa poзмicтити в тaкoмy пopядкy: oгipoк - капуста - цибуля - мopквa - пoмiдop.
Коефщенти еластичност урожайност овочевих культур залежно вщ середньодобових температур повiтря в лiтнi мiсяцi (Нiкопольська державна сортодослщна станцiя, 1972-1984рр.)
Культура Сорт, пбрид Урожайнють, т/га КоефЩ1енти еластичносп за середньодобовою температурою пов1тря (°С) в
У тах У тт R липн1 червы -серпы
(Ду) Хушах Хушт Да: Еа Е1 Е2 Хушах Хушт Дх Еа Е1 Е2
Опрок Сигнал 235, Р1 61,6 20,8 40,8 22,8 19,1 +3,7 +11,0 +2,3 +5,6 23,0 18,4 +4,6 +8,9 +1,8 +4,4
Н1жинський 12 40,9 14,2 26,7 19,7 19,1 +0,6 +44,5 +8,6 -31,3 19,6 18,4 +1,2 +22,2 +4,2 +15,3
Кшвський 139 110,2 60,9 49,3 21,2 19,3 +1,9 +25,9 +5,3 +6,2 19,3 19,3 0 0 0 0
Помщор Волгоградський 5/95 99,7 45,1 54,6 18,6 24,3 -5,7 -9,6 -2,1 -2,8 17,9 23,8 -5,9 -9,3 -1,9 -2,7
Цибуля Стригушвська нос1вська 29,4 13,6 15,8 19,7 24,3 -4,6 -3,4 -0,8 -3,5 19,6 23,8 -4,2 -3,8 -0,8 -3,8
ртчаста Каба дн1пропетровська 50,2 16,0 34,2 20,4 24,3 -3,9 -8,8 -2,0 -5,9 19,3 23,8 -4,5 -8,1 -1,7 *6,3
Морква Нантська харк1вська 65,9 20,5 45,4 18,6 24,3 -5,7 -8,0 -1,7 -4,0 17,9 23,8 -5,9 -7,7 -1,6 <3,7
столова Шантене сквирська 90,7 32,3 58,4 18,6 24,3 -5,7 -10,2 -2,2 -3,6 17,9 23,8 -5,9 -9,9 -2,1 -3,4
Капуста Брауншвейська 127,1 46,7 80,4 20,4 24,3 -3,9 -20,6 46 -6,3 19,3 23,8 -4,2 -19,1 -4,1 -4,8
бшоголова Амагер 611 140,1 56,3 83,8 18,6 21,6 -3,0 -27,9 -5,6 -5,7 17,9 20,2 -2,3 -36,4 -7,0 -7,1
Прим1тка. Температурний режим в1дпов1дае умовам року в який було одержано максимальну (утах) та м1н1мальну (уmJ урожайн1сть.
Висновки. Вивчивши урожайнють pi3HMX овочевих i баштаннi культур, можна стверджувати, що дво-трирiчнi дослiдження е мiкрочастиною великих динамiчних рядiв. Найменш можливим, але водночас, дуже цЫним, е ультракороткий ряд за 2 роки, в якому мУмально проявляються впливи ци^чностей. Коефiцiенти стабiльностi Левiса в коротких динамiчних рядах завжди меншi, порiвняно з його генеральною вибiркою.
Стабтьнють урожайностi овочевих культур залежить вщ циклiчностей: однi мають найвищу стабтьшсть в перiоди мiнiмумiв (капуста), iншi - максимумiв (баштаннi). Абсолютнi значення SF свщчать про рiвень адаптацп культури в конкретних умовах вирощування: Тх зростання означае бiльшу ступЫь ризику при Тх вирощуваннi.
Вщхилення вiд нормального закону розподiлу частот динамiчних рядiв при короткотривалих дослщженнях вимагае вiд дослiдника ширшого застосування непараметричних методiв оцiнки одержаноТ Ыформацп - медiани, перцентилей, коефiцiентiв кореляцп Спiрмена тощо. Пiсля проведення нав^ь дворiчних дослiджень для оцiнки сорту за певною ознакою потрiбно завжди показувати три показники
- середню урожайнють, коефщенти стабiльностi та еластичносп, що дасть змогу користувачу Ыформацп вибирати оптимальний сорт чи агротехычний прийом.
Використана лiтература:
1. Музиченко О. У нас двi бщи: неврожай та великий урожай. // Пропози^я. - 2004. № 8-9 - С. 26-27.
2. Стебут И.А. Избранные сочинения. В 2-х томах. - М.: Сельхоз гиз, 1956.
3. Ацци Дж. Сельскохозяйственная экология. Пер. с англ. Н.А. Емельяновой. - М.: Изд-во иностранной литературы, 1959. - 479 с
4. Жученко А.А. Экологическая генетика культурных растений (адаптация, рекомбигенез, агробиоценоз). - Кишинев: Штиинца 1980. -588 с.
5. Паутова Л.А. Повседневное представление о стабильности.
- Омск: Омский гос. университет, 2004. - 226 с.
6. Великий тлумачний словник сучасноТ украТнськоТ мови / Уклад, i головний редактор В.Т. Бусел. - К.- 1рпЫь: ВТФ "Перун", 2003. - 1440с.
7. Евдокимов М.Г, Юсов B.C. Сравнительный анализ методов оценки яровой твердой пшеницы на адаптивность. // Селекция и семеноводство. - 2004. - №2. - С. 31-33.
8. Жученко А.А. Адаптивная система селекции растений
[эколого-генетические основы); В 2-х т. / РАСХН. - М.: Изд-во Рос. Ун-га Дружбы народов: ООО "Из-во Агрогус", 2001. - Т1. - С. 1-781; Т.2. -С. 782-1489.
9. Лакин Г.Ф. Биометрия: Учебное пособие для биол. спец. вузов. - М.: Высшая школа, 1980. - 293 с.
10. Шашко Д.И. Агроклиматические ресурсы СССР. - Л.: Гидрометеоцентр, 1985. - 247 с.
11. Чичасов ПН. Технологии долгосрочных прогнозов погоды. -СПб: Гидрометеоцентр, 1991. - 304 с.
12. Жоль К.К. Методы научного познания и логика. - К.: Атика, 2001. - 288 с.
13. Доспехов Б.А. Методика полевого опыта: (С основами статистической обработки результатов исследований). - Изд. 4-е, перераб. и доп. - М.: Колос, 1979. - 416 с.
14. Теория статистики. Учебник для вузов./ Под ред. проф. Г.Л. Громыко. - М.: Инфра, 2000. - 413 с.
15. Цизь О.М. Пщбф високопродуктивних штамiв i субстра^в для вирощування печериц двоспорово'Т в умовах Укра'Тни. // Дисер. ... канд. с.-г. наук. - К., 1999. - 20 с.
16. Кравченко П.А., Клейман А.С., Усенко Т.А. Обработка результатов наблюдений, погрешности которых распределяются по законам, отличающихся от нормального.// Вюник Харювського державного техшчного уыверситету стьського господарства iм. П. Василенка, - Харюв, 2004.- Вип.27., - Т. 1 - С. 215 - 220.
17. Клейман А.С. Методические аспекты обработки результатов наблюдений при аттестации стандартных образцов// Материалы Всесоюзной научно-технической конференции "Стандартные образцы в практической деятельности государственных и ведомственных метрологических служб." - Свердловск, 1986.
18. Башина О.Э., Иванова Н.Ю. Многомерные статистические группировки: Учебное пособие. - М.: МГУ комерции, 2001. - 23 с.
19. Мiрошниченко М.М. Стмкють фунту як основа педоеколопчного нормування забруднення.// Автор. ... доктор бюл. наук - 1н-т фунтознавства та агрожмп iм. О.Н. Соколовського УААН, 5005. - 37 с.
20. Байдала В.В. Концепця цЫово'Т еластичностк теорiя i практика застосування в стьському господарствк - Суми: Сумський державний аграрний уыверситет, 2001. - 44 с.
21. Манзюк В.Т., Логвиненко Ю.В., Логвиненко В.А. Добiр за продуктивною i адаптившстю в селекцп ярого ячменю. // Селекця i наанництво. - 1996. - Вип. 77. - С. 31-36.
22. Варава В.В., Сич З.Д. Тенденцп розвитку баштанництва у Дыпропетровсьюй областк // Овочiвництво i баштанництво. - 1993. -
Вип. 38. - С. 42-45.
23. Сыч З.Д., Коваленко В.Д. Влияние диссиметрии Солнца на суммы активных температур вегетационных периодов. // Материалы Международной конференции "Традиционная этническая культура и народные знания", Москва, 21-24 марта 1994. - М., 1994. -С. 118-119.
24. Сич З.Д. Роль ктматичних факторiв у формуванн врожайност баштанних культур. // Овочiвництво i баштанництво. - 1995.- Вип. 40. -С. 62-64.
25. Сич З.Д. Синхроыза^я дослщжень з ритмами абютичних ^матичних факторiв. // Овочiвництво i баштанництво. - 2001. - Вип. 45.-С. 317-320.
УДК 631.527: 635.1.8
Сич З.Д. Властивост коефрентв стабтьносл ознак в дина1шчних рядах pi3HOï тривалосп // Сортовивчення та охорона прав на сорти рослин. - 2005. - № 2. - С. 5-21.
На основi 30^чних аржвних матерiалiв мiнливостi урожайност овочевих культур вивченi властивостi коефренпв стабiльностi динамiчних рядах рiзноï тривалосп. Встановлено, що збiльшення тривалостi дослщжень призводить до зростання абсолютних значень коефрентв стабiльностi Левiса. Аргументована можлив^ь оцiнки стабiльностi сорту в дуже коротких (2-3 рiчних) дослiдженнях.
Ключовi слова: сортовипробування, урожайнiсть, стабiльнiсть еластичысть, динамiчнi ряди, овочевi культури
УДК: 631.527: 635.1.8
Сыч З.Д. Свойства коэффициентов стабильности признаков в динамических рядах различной продолжительности // Сортовивчення та охорона прав на сорти рослин. - 2005. - № 2 . - 5-21.
Изучены свойства коэффициентов стабильности Левиса в очень коротких динамических рядах. Доказана возможность оценки стабильности сорта даже в двухлетних опытах. С возрастанием продолжительности опытов возрастают абсолютные значением коэффициентов Левиса. Оценка сорта требует для полной характеристики три статистических показателя - среднее значение коэффициент стабильности и эластичности.
УДК: 631.527: 635.1/8
Sych Z. Characteristics of the coefficients stability signs in the dynamical series with different duration. // Сортовивчення та охорона прав на сорти рослин. - 2005. - № 2. - С. 5-21.
There has been studied the Levis coefficients stability in very short dynamical series. It has been established that we can study the ecological stability of variety even in two years test. There has been pointed the growth absolutly coefficients in long test. Estimation of variety to demand three statistical characteristics - mean, coefficients of stability and elasticity.
