Кравченко М.С., Царенко О.М., Міщенко Ю.Г. та ін. Практикум із землеробства

Подождите немного. Документ загружается.

За ред. академіків Академії вищої школи України,

докторів с.-г. наук, професорів

М.С. Кравченка і З.М. Томашівського

Допущено

Міністерством аграрної політики України

як навчальний посібник

для підготовки бакалаврів за íàïðÿìом “Àãðîíîì³ÿ”

в аграрних вищих навчальних закладах

ІІ – IV рівнів акредитації

Київ

“Мета”

2003

УДК 631.153.3(075.8)

ББК 41.4я73

П69

Автори: М. С. Кравченко, О. М. Царенко, Ю. Г. Міщенко,

З. М. Томашівський, М. Я. Бомба, Г. Т. Періг

Рецензенти: О. Г. Жатов, д-р с.-г. наук, проф., зав. кафедри

рослинництва Сумського національного аграрного університету;

М. Д. Волощук, д-р с.-г. наук, проф., провідний наук. співробітник

Інституту землеробства і тваринництва західного регіону УААН; А. С.

Якименко, д-р с.-г. наук, проф., зав. кафедри заг. землеробства

Подільської державної агротехнічної академії

Редактор З. А. Городиська

Практикум із землеробства: Навч. посібник / М.С. Кравчен-

ко, О.М. Царенко, Ю.Г. Міщенко та ін.; За ред. М.С. Кравченка

і З.М. Томашівського. — К.: Мета, 2003. — 320 с., іл.

ISBN 966-7947-09-2

Розглянуто різні методи визначення агрофізичних властивостей

ґрунту та розрахунку втрат мілкозему внаслідок водної та вітрової

ерозії, основні види бур’янів та заходи боротьби з ними, основні

методи вивчення кореневих систем рослин, їх решток на полі,

проектування сівозмін, контроль якості польових робіт, а також

основи розробки систем землеробства.

Для підготовки бакалаврів за напрямом “Агрономія” в аграрних

вищих навчальних закладах ІІ – IV рівнів акредитації.

ББК 41.4я73

ISBN 966-7947-09-2 © Кравченко М.С., Царенко О.М.,

Міщенко Ю.Г., Томашівський З.М.,

Бомба М.Я., Періг Г.Т., 2003

Гриф надано Міністерством агра

ної

політики України (лист № 18-2-1/345

від 27.03.02 р.)

П69

Передмова

Землеробство — давній вид практичної діяльності людини —

формувалося впродовж тисячоліть. Сучасне землеробство

набуло чималого досвіду використання різних систем обробки

землі та застосування сучасних ґрунтообробних знарядь і машин.

Воно спрямоване на раціональне та екологічно безпечне

використання землі, відтворення її родючості та захист від ерозії,

створення оптимальних умов для формування максимальних

урожаїв сільськогосподарських культур. Водночас у галузі

виникли нові складні проблеми у зв’язку з впровадженням

інтенсивних технологій, енергетичною та економічною кризами,

реформуванням аграрного сектору України. В цьому контексті

змінилися функціональні обов’язки агрономічної служби. Вона

стала консультативно-дорадницькою з вираженою зональністю

та широким використанням наукового та практичного досвіду.

Тому формування майбутніх фахівців має ґрунтуватися на нових

наукових досягненнях у ґрунтознавстві, рослинництві,

механізації, агроекології, комп’ютерних технологіях та інших

науках.

У пропонованому виданні подано основні методи визначення

фізичних, фізико-механічних властивостей ґрунту, запасів ґрун-

тової вологи та стійкості ґрунту проти ерозійних процесів, біоло-

гічних властивостей бур’янів та їх насіння, обліку кореневих і

післяжнивних решток, якості польових робіт, а також проек-

тування систем землеробства, тобто включені основні питання

програми навчальної дисципліни “Загальне землеробство” для

підготовки фахівців в аграрних вищих навчальних закладах II – IV

рівнів акредитації за напрямом 1301 “Агрономія”.

Практикум є невід’ємною частиною курсу “Землеробство”.

Вивчення його дасть змогу майбутнім фахівцям набути глибоких

теоретичних знань, які вони зможуть успішно використати при

побудові моделей сучасних систем землеробства.

Розділ 1

ОСНОВИ НАУКОВОГО МЕТОДУ

ДОСЛІДЖЕНЬ У ЗЕМЛЕРОБСТВІ

1.1

ВИБІРКОВИЙ МЕТОД ДОСЛІДЖЕНЬ

У ЗЕМЛЕРОБСТВІ

Вибірковим

називається метод досліджень, коли за результата-

ми вивчення невеликої групи об’єктів (зразків ґрунту, площі зон

для обліку бур’янів, рослин тощо) роблять висновок про всю дослі-

джувану сукупність. Він є основою всіх експериментальних робіт у

землеробстві — дослідів, польових та лабораторних спостережень,

обліків.

Репрезентативність

(представництво)

вибірки

досягається

випадковістю відбору, достатнім обсягом вибірки і правильним ви-

значенням меж досліджуваної сукупності.

Показником репрезентативності вибірки

є співвідношення

між вибірковою середньою

та істинною середньою, виражене у

відсотках. Чим більше це співвідношення наближається до

100 %, тим репрезентативнішою є вибірка. Межами доброї ре-

презентативності вважається ± 5 %, тобто від 95 до 105 %, задові-

льної — ± 10 %, тобто від 90 до 110 %. Відбір, репрезентативність

якого виходить за межі 10 %, вважається недостатньо репрезен-

тативним, і оцінка середньої сукупності в цьому разі буде сильно

викривлена.

Планування вибіркового дослідження треба починати з

ви-

значення обсягу досліджуваної сукупності

. Такою сукупністю

можуть бути, наприклад, усі поля господарства, сівозміни, окре-

ме поле або його частина, варіанти польового чи вегетативного

досліду тощо. У всіх випадках треба чітко визначити межі, обсяг

і структуру сукупності.

Далі важливо забезпечити

репрезентативність

показників,

які підбираються для характеристики даної сукупності. Дослід-

ник має забезпечити однакову ймовірність відбору усіх об’єктів у

вибірку, а не підбирати “типові”, за його уявою, зразки.

Отже, слід застерегти від такої поширеної помилки, коли для

спостережень та обліків виділяють “типові” “середні” місця (май-

данчики) досліджуваного поля або ділянки.

Систематичний відбір

— це відбір ділянок для спостережень і

обліків через рівні відстані одна від одної. Він може мати серйо-

зні вади, тому що така система відбору може збігатись з більш-

менш вираженою періодичністю розподілу ознак, що визнача-

ються, і у вибірці переважатимуть одиниці, які не становлять

більшості в сукупності, тобто структура вибірки не відповідатиме

структурі сукупності.

Рендомізований відбір

, який не допускає зміщених оцінок,

значно поліпшує якість інформації про досліджуваний об’єкт,

оскільки дає змогу застосувати суворі статистичні методи для

оцінювання добутих даних.

У цьому виборі між похибкою репрезентативності

(

)

S і об-

сягом вибірки (

) існує залежність

S/,

Sn=

де

— стандартне відхилення, яке характеризує мінливість до-

сліджуваних об’єктів.

Прийнявши відхилення, яке характеризує мінливість досліджу-

ваних об’єктів,

за одиницю (

= 1), можна легко показати, що при

збільшенні

з 1 до 4 похибка репрезентативності зменшується

вдвічі, з 1 до 16 — в 4 рази, з 1 до 100 — в 10 разів проти вихід-

ного значення. Особливо різко знижується похибка при збіль-

шенні вибірки з 1 до 10 і потім з 10 до 30 одиниць спостережень.

Дальше збільшення кількості одиниць вибірки не зумовлює по-

мітного зниження похибки і, крім того, стає високовитратним.

1.1.1

Орãанізація вибірêових спостережень

на виробничих полях

Перед дослідженням виробничі поля поділяють на ділянки

площею не більше 5 га кожна, а при значній мінливості — 1 – 2 і

0,5 га. У межах цих окремих сукупностей відбирають індивідуа-

льні або змішані зразки та виділяють пробні ділянки для облі-

ків. Якщо статистична обробка даних не планується, а дослі-

дження проводяться тільки для того, щоб дати загальну харак-

теристику агротехнічних умов, то кількість спостережень (проб,

майданчиків, рослин) на ділянці 1 – 5 га становить 5, на полі

площею 5 – 50 гектарів — 5 – 10 одиниць, а на полі 50 – 100 гек-

тарів — 10 – 30 одиниць. У дослідженнях (хімічного і механічно-

го складу, структури ґрунту тощо), де можна використати зміша-

ні зразки, їх відбирають з виділених у межах поля ділянок і

об’єднують в один зразок, після старанного перемішування якого

відбирають

середній зразок

, котрий використовують для аналі-

зів. Маса зразка залежить від характеру аналізу та кількості па-

ралельних визначень.

У дослідженнях, які потребують статистичної оцінки, кожен

індивідуальний або середній зразок, відібраний з ділянки, виді-

леної у середині поля, аналізують окремо. У цьому разі можна

визначити

довірчі інтервали

для середньої сукупності. Нагадає-

мо, що 95 %-ні довірчі інтервали для середньої сукупності визна-

чають за формулою

=2/ ,

Sn±

де

X — вибіркова середня;

—стандартне відхилення;

— об-

сяг вибірки (кількість проаналізованих зразків, ділянок тощо); 2

— значення критерію

для 95 %-го рівня ймовірності.

За ймовірності 95 % ризик припуститися похибки становить

5 %, або 1/20, а за ймовірності 99 % (

= 3) — 1 %, або 1/100.

Для визначення величини вибірки потрібно знати, хоча б

приблизно, стандартне відхилення

, тобто мінливість ознаки,

яку визначаємо. Прийнявши, що допустимою середньою похиб-

кою вибіркового середнього

S , величину вибірки для 95 %-

го рівня ймовірності визначають із співвідношення







де S і

можуть бути виражені як в абсолютних одиницях, так

і у відсотках.

Приêлад 1

Попередньою вибіркою встановлено, що стандартне відхилення маси

бур’янів при обліку на ділянках 1 м

становило 20 г/м

. Планується провес-

ти облік так, щоб визначити фактичну забур’яненість ділянки з похибкою ±

10 г при 5 %-му ризику помилкового висновку.

Користуючись формулою







, отримаємо

(

)

220,0

⋅

== (майданчиків).

Якщо точність обліку збільшити удвічі, то за граничної похибки ± 5 г

(

)

220,0

⋅

== (майданчики).

Часто в агрономічних дослідженнях використовують метод, за

яким передбачається дві стадії відбору. На першій стадії беруть

вибірку одиниць спостережень першого порядку (ґрунтових або

рослинних зразків), а на другій – з кожної одиниці першого по-

рядку виділяють субвибірку одиниць другого порядку (невеликі

наважки для паралельних аналізів). Щоб визначити кількість

одиниць першого і другого порядків, потрібно знати похибку від-

бору зразків

і похибку аналізу

За законом додавання похибок дисперсія середнього при дво-

стадійному відборі дорівнює:

112

nnn

=+ , звідки

112

nnn

де

S — дисперсія проб;

S — дисперсія паралельних аналізів;

n − кількість проаналізованих проб;

−

кількість паралель-

них аналізів кожної проби.

Приêлад 2

У дослідженнях отримали значення дисперсії вмісту гумусу для проб

0, 060S = , а для паралельних аналізів

0,004S = . Оскільки

S дуже

мале порівняно з

, то при заданій кількості аналізів, наприклад 10,

найточнішим буде план вибірки, який передбачає максимально можливу

величину

10n = і мінімальне значення

Дійсно, за комбінації

= 10 · 1 = 10 значення похибки буде мінімаль-

ним:

0, 060 0, 004

0, 080 %,

10 10 1

S =+=

⋅

тоді як за

= 5 · 2 = 10 воно збільшиться:

0,060 0,004

0, 111 %,

552

S =+=

⋅

а за комбінації

= 1 · 10 = 10 буде найбільшим:

0, 060 0, 004

0,244%.

1110

S =+=

⋅

1.1.2

Орãанізація вибірêових спостережень

ó польових дослідженнях

Спостереження та аналіз, що проводяться в польових дослі-

дах, відносять переважно до дво- і тристадійних. Елементарною

одиницею першого порядку спостереження є ділянка. Для кож-

ного варіанта досліду кількість ділянок, тобто одиниць спосте-

реження першого порядку

n , завжди обмежена кількістю по-

вторень (блоків) польового досліду.

За суцільного обліку будь-якого показника, наприклад вро-

жаю, такий поділянковий облік має похибку, яка характеризу-

ється стандартним відхиленням

S (похибка ділянки), а похибку

середньої в цьому випадку визначають за формулою

SSn=

Отже, для польового досліду єдиним способом зменшення по-

хибки середньої результативної ознаки за суцільного поділянко-

вого обліку є збільшення кількості однойменних ділянок (повто-

рень).

У разі виділення майданчиків для спостережень або відбору

зразків для аналізів — це вже двостадійне вибіркове спостере-

ження, в якому проби або майданчики належать до одиниць дру-

гого порядку

n з відповідною для них похибкою відбору проб

S .

Формула для розрахунку похибки середнього має вигляд

112

nnn