Підвищення екологічної стійкості агроландшафтів північної частини Луганської області

Таблиця 3.3 Лісистість Луганської області за адміністративними районами станом на 01.01.2010 р.

Отже, територія північної частини Луганської області (Троїцький, Сватівський, Білокуракінський, Старобільський, Новопсковський, Марківський, Міловський, Біловодський райони) за співвідношенням ріллі до екологостабільних угідь знаходиться в незадовільному агроекологічному стані, має високий відсоток освоєності і розораності земель, недостатню лісистість території тощо. Тобто земельні ресурси зазначених районів мають високий рівень антропогенного навантаження, що зумовлює зниження стійкості агроландшафтів і продуктивності сільськогосподарських угідь, деградацію ґрунтового покриву.

На районному рівні агроекологічний стан досліджували на прикладі Марківського району, який за співвідношенням Р:ЕСУ, ступінню сільськогосподарської освоєності, розораності, лісистості території є типовим для півночі області.

Територія Марківського району адміністративно поділена на вісім сільських рад та одну селищну раду. Території рад зайняті аграрними підприємствами різної форми власності. Оцінювали ступінь порушення екологічної рівноваги згідно даних Марківського районного управління земельних ресурсів станом на 01.01.2010 р.

За результатами оцінки екологічного стану визначено, що переважна більшість (88,9 %) агроландшафтів Марківського району мають незадовільний агроекологічний стан, ІІІ екотип території; решта (22,2 %) - задовільний, ІІ екотип території (табл. 3.4).

Таблиця 3.4 Агроекологічний стан земель Марківського району за співвідношенням Р:ЕСУ станом на 01.01.2010 р.

Незадовільним агроекологічним станом характеризується території таких сільських як Бондарівська, Герасківська, Кабичівська, Краснопільська, Кризька, Ліснополянська та Марківська селищна рада. Задовільний агроекологічний стан має території Просянської та Сичанської сільських рад.

Освоєність і розораність території як в цілому по Марківському району так і в розрізі сільських рад висока (табл. 3.5). Середні районні значення освоєності становлять 85%, розораності - 56 . По сільським радам освоєність коливається в межах 77-89 %, розораність - 48-66 %.

Таблиця 3.5. Сільськогосподарська освоєність і розораність земель Марківського району станом на 01.01.2010 р.

Оптимальна лісистість для Луганської області становить 16 %, полезахисна лісистість для чорноземів звичайних - 3,8-6,2 % [Стадник, Фурдичко]. З табл. 3.6 очевидно, що лісистість території всіх без винятку сільських рад не відповідає оптимальним значенням. Загальна та полезахисна лісистість території району в розрізі всіх сільських рад менша за оптимальну відповідно на 33,8-71,3 % та 16,1-42,1 %). Найбільшу лісистість має територія Просянської сільської ради - 11,4 %, найменшу - 5,4 % - територія Краснопільської сільської ради. Полезахисна лісистість району коливається в незначних межах - 1,1-1,6 %.

Вважаючи на високу освоєність і розораність території, недостатню загальну та полезахисну лісистість, незадовільний агроекологічний стан території всіх без винятку сільських рад Марківського району та подібність ґрунтового-кліматичних умов регіону подальші дослідження були проведені на локальному рівні на репрезентативному для цього регіону аграрному підприємстві СТОВ «Оріон».

Таблиця 3.6. Загальна та полезахисна лісистість Марківського району за сільськими радами станом на 01.01.2010 р.

Вважаючи на високу освоєність і розораність території, недостатню загальну та полезахисну лісистість, незадовільний агроекологічний стан території всіх без винятку сільських рад Марківського району та подібність ґрунтового-кліматичних умов регіону подальші дослідження були проведені на локальному рівні на репрезентативному для цього регіону аграрному підприємстві СТОВ «Оріон».

За співвідношенням Р:ЕСУ агроландшафти СТОВ «Оріон» перебувають у незадовільному агроекологічному стані, оскільки співвідношення становить 59,8 % (4708 га) : 40,2 % (3162,8 га).

Незважаючи на впроваджені лісомеліоративні заходи, лісистість території незначна. Так, загальна лісистість території становить близько 7,1 %, а полезахисна лісистість - 1,6 %. Згідно розрахованої мінімально необхідної кількості лісових смуг у степу їхня частка, відповідно, становить 16 % і 3,8-6,2 % [202]. Тобто у господарстві ці показники зменшені більш ніж удвічі. Крім того велика середня відстань між полезахисними лісовими смугами - близько 800 м.

Аналізуючи розташування лісових смуг нами визначено, що їхня більшість - це прибалочні та протияружні насадження. Система полезахисних лісових смуг представлена слабо, їхнє розташування відносно горизонталей не співпадає з науково обґрунтованим контурно-меліоративним розміщенням за горизонталями.

Приймаючи до уваги значну кількість ярів, балок на території господарства, нами була розрахована розчленованість території балковою мережею. Визначено, що цей показник становить 1,01 км/км².

Зважаючи на те, що деградаційні ерозійні процеси починають діяти на схилах більше 1 (на території господарства такі площі становлять 99,4 %), недостатню полезахисну лісистість, велику відстань між полезахисними лісовими смугами, значну розчленованість території балково-яружною мережею, ерозія ґрунту активується, спричиняючи й розвиток інших деградаційніних процесів, що позначається на родючості ґрунту, стійкості агроекосистем.

3.2 Аналіз кліматичних особливостей і біологічної продуктивності агроландшафтів за 36-річний період

Кількість та якість продукції рослинницької галузі агропромислового комплексу залежить від природних факторів (рельєф місцевості, клімат, тип ґрунту і т.д.) і технології вирощування (застосування ґрунтозахисних сівозмін, обробітку, внесення органічних і мінеральних добрив, видів сортів тощо). Сільськогосподарське виробництво більшою мірою, ніж інші промислові комплекси, залежить від природних чинників. Досліджуване аграрне підприємство «Оріон» знаходиться в північному теплому засушливому агрокліматичному районі. Для регіону характерне недостатнє і нестійке зволоження атмосферними опадами; часте чергування відлиг із сильними морозами взимку; високі температури влітку і опади зливового характеру. Показники врожайності сільськогосподарських культур варіюють і знаходяться в прямій залежності від кліматичних умов. У даному розділі розглянуто динаміку метеорологічних факторів, проаналізовано показники врожайності сільськогосподарських культур та вивчено залежність біологічної продуктивності агроланшафтів від метеорологічних факторів.

3.2.1 Кліматичні умови зони дослідження

Гідрометеорологічні дані були взяті по Біловодській гідрометеорологічній станції, яка є найближчою до господарства, за період з 1971 р. до 2006 р.

За досліджуваний період середня температура січня складала -5,8°С, липня - 21,1°С, річний температурний показник становив 7,8°С. Найнижча температура в січні -15,4°С була в 1972 р., найвища температура липня - 24,8°С - у 2001 та 2002 рр. Сума додатних середньомісячних температур коливалась в межах 92°С (1987 р.) - 129,2°С (1972 р.).

Середня річна сума опадів за роки досліджень становила 504,63 мм. Найбільша кількість опадів - 798,5 мм - випала в 2004 р., найменша - 350,9 мм - у 1975 р. Розподіл опадів по місяцях року нерівномірний, максимальна середньомісячна кількість опадів - 61,9 мм приходиться на липень, а мінімальна - 30 мм на березень. У посушливі роки недостатня кількість опадів спостерігалася в травні, що негативно впливає на сходи рослин. Середня кількість опадів, що випали за вегетаційний період становить 234,9 мм. За вегетаційний період у 1977 р. випала найбільша кількість опадів - 381,4 мм, найменша в 1975 р. - 141 мм. Середнє значення гідротермічного коефіцієнту за досліджуваний період становило 0,9. Максимальне значення ГТК - 1,5 - було в 1976 р., мінімальне - 0,5 - в 1979 р.

Для зимового періоду характерне коливання температур та висоти снігового покриву. Досить часто зимові опади випадають у вигляді дощу, що призводить до утворення льодяної кірки й негативно впливає на озимі культури.

В цілому кліматичні умови господарства за кількістю тепла, світла, вологи сприятливі для вирощування основних сільськогосподарських культур.

3.2.2 Аналіз біологічної продуктивності агроландшафтів

За роки досліджень урожайність озимої пшениці коливалась від 11 до 41,3 ц/га; озимого жита - від 8,4 до 42,3 ц/га; ячменю - від 5,4 до 44,3 ц/га; вівса - від 6 до 33,1 ц/га; проса - від 7,1 до 64,5 ц/га; гречки - від 0,45 до 37,2 ц/га; кукурудзи - від 9,2 до 54 ц/га; соняшнику - від 9,1 до 27,8 ц/га.

Середня врожайність за 36-ти річний період озимої пшениці становила 25,7 ц/га, озимого жита - 24,6 ц/га; ячменю - 21 ц/га; вівса - 20,9 ц/га; проса -20,3 ц/га; гречки - 10,5 ц/га; кукурудзи - 26,4 ц/га; соняшнику - 16,4 ц/га (додаток А).

Високі показники врожайності усіх культур були в 1988, 1990, 1992, 1993, 1995, 2001, 2005 роках. Найгіршими за показниками врожайності виявились 1972, 1975, 1998, 2006 роки. В 1972 р. у січні та лютому випала найменша кількість опадів (1,7 мм та 0,5 мм відповідно) та спостерігалася найнижча температура січня (-15,4°С).

В цьому році показники врожайності озимих найнижчі. Найнижча річна сума опадів (350,9 мм), сума опадів за вегетаційний період (141,9мм), найвища річна температура (9,1°С), температура квітня (14,3°С), червня (24,2°С) у 1975 р. негативно вплинули на врожай усіх культур. Найбільший урожай озимої пшениці отримано в 1989 р., озимого жита в 2002 р., ячменю в 1992 р., вівса в 1985 р., проса та гречки в 2001 р., соняшнику в 1973 р., кукурудзи в 2005 р. Найменші показники врожайності озимої пшениці і гречки за 1972 р., озимого жита за 1981 р., ячменю та вівса за 1998 р., проса за 1983 р., кукурудзи за 1999 р., соняшнику за 2004 р.

Порівняльний аналіз урожайності сільськогосподарських культур проводився за значеннями врожайності озимої пшениці, ячменя, гречки, соняшнику, кукурудзи за 20-ти річний період - з 1981 р. по 2000 р. за даними досліджуваного господарства та Луганського обласного управління сільського господарства (додаток Б).

3.2.3 Математико-статистичний аналіз показників урожайності сільськогосподарських культур та метеорологічних даних

Для аналізу і використання вихідних даних вибіркових сукупностей показників опадів, температури повітря, врожайності сільськогосподарських культур була проведена їхня математико-статистична обробка.

Перевірка однорідності статистичних рядів врожайності сільськогосподарських культур (табл. 3.7) показала, що значення для більше (0,369) для показників урожайності проса та гречки.

Таблиця 3.7 Результат розрахунків критерію врожайності сільськогосподарських культур в СТОВ «Оріон»

Максимальні значення цих культур виходять за рамки випадкових коливань і є підстави виключити їх з подальшої обробки. При більш строгому 1 %-му рівні підстав для виключення сумнівних варіант не має, оскільки за врожайністю всіх досліджуваних культур (0,283).

Після вилучення максимальних сумнівних варіант урожайності проса та гречки розрахунки було повторено. За цими результатами значення врожайності гречки відповідають необхідній умові, тобто після вилучення значення врожаю = 37,2 і повторених розрахунків підстав для виключення сумнівних варіант не має. Значення для більше має показник урожайності проса, який було вилучено з обробки, і розрахунки знову повторено. Після вилучення з обробки двох максимальних значень урожаю проса, отримані фактичні значення критерію ( становить 0,03; - 0,17), при яких умова виконується. Таким чином, значення врожайності культури = 64,5 та = 48,3 виходять за рамки випадкових коливань і є підстави для їхнього вилучення.

Вибіркові сукупності врожайності сільськогосподарських культур було перевірено на відповідність закону нормального розподілу (табл. 3.8). За коефіцієнтом варіації показники не відповідають нормальному закону розподілу. Але такі висновки не кінцеві, вони є попередніми і потребують подальшого аналізу. За показниками асиметрії та ексцесу встановлено, що вибіркові сукупності врожайності всіх культур відповідають закону нормального розподілу (, ).

Таблиця 3.8. Статистичні параметри врожайності основних сільськогосподарських культур СТОВ «Оріон» Марківського району

Однією з властивостей нормального розподілу є те, що середнє значення, модальне значення і медіана приблизно збігаються () 219. Перераховані значення для врожайності сільськогосподарських культур наведені в табл. 3.9. Всі три значення приблизно збігаються для показників озимого жита, ячменю, вівса, кукурудзи, гречки. Показники врожайності озимого жита виявилися двомодальними, а ячменю - чотиримодальними. Відрізняються значення врожайності озимої пшениці, проса та соняшнику.

Для показників урожайності сільськогосподарських культур було розраховано емпіричні та теоретичні частоти для визначення їхньої відповідності нормальному розподілу. На прикладі статистичного ряду врожайності озимого жита на рис. 3.1 наведені гістограма і полігон емпіричних частот, які отримані в ході розрахунків.

Таблиця 3.9. Середнє значення, модальне значення та медіана врожайності сільськогосподарських культур по СТОВ «Оріон»

Рис. 3.1. Гістограма і полігон емпіричних частот нормального розподілу врожайності озимого жита

Для вибіркових сукупностей розрахунки теоретичних частот у даній роботі проводили при використанні значень щільності ймовірності нормованого нормального закону. Хоча математичні розрахунки виконано за вихідними показниками врожайності всіх культур, у роботі вони наведені на прикладі врожайності озимого жита в СТОВ «Оріон» (табл. 3.10).

За емпіричними та теоретичними частотами було побудовано полігон (рис. 3.2), з якого видно, що теоретичні інтервальні частоти є близькими до частот емпіричного розподілу.

На основі емпіричних і теоретичних частот за допомогою критерію Пірсона перевірено гіпотезу про відповідність емпіричного розподілу нормальному закону.

Таблиця 3.10 Розрахунки теоретичних частот нормального розподілу на основі емпіричного розподілу врожайності озимого жита

Рис.3.2. Полігони емпіричних і теоретичних частот нормального розподілу врожайності озимого жита

На прикладі емпіричних () та теоретичних () частот статистичного ряду врожайності озимого жита в табл. 3.11 наведено результат розрахунків вказаного критерію.

Гіпотеза про відповідність емпіричного розподілу врожайності озимого жита нормальному закону не відкидається, оскільки ( - 5,99). Аналогічні розрахунки було проведено й за всіма іншими статистичними рядами врожайності досліджуваних культур. Їхнім результатом є розрахунок критерію Пірсона (табл. 3.12).

Таблиця 3.11 Результат розрахунків критерію на основі статистичних ряду врожайності озимого жита (Оріон, 1971-2006 рр.)

Таблиця 3.12 Результат розрахунків критерію на основі статистичних рядів врожайності сільськогосподарських культур (Оріон, 1971-2006рр.)

* - число ступенів волі дорівнює 1;

** - число ступенів волі дорівнює 2;

⁰ - число ступенів волі дорівнює 0.

Гіпотеза про відповідність емпіричного розподілу нормальному закону підтверджується для всіх статистичних рядів врожайності сільськогосподарських культур ( - 3,84, - 5,99).

Аналогічно до статистичної обробки вибіркових сукупностей врожайності сільськогосподарських культур, її було проведено й за статистичними рядами середньомісячних і річних показників температури повітря та кількості опадів за період з 1971 р. до 2006 р. Результати проведеної математико-статистичної обробки даних наведені в додатках В, Г.

Визначено, що всі статистичні ряди температури повітря та кількості опадів відповідають нормальному закону розподілу. Гіпотеза про відповідність емпіричного розподілу нормальному закону не відкидається для емпіричних частот температури лютого-червня та липня-жовтня. Значення інших статистичних рядів не відповідають необхідний умові, тобто вони є наближеними до нормального закону розподілу. Для третини місячних показників опадів фактичні значення критерію мають менше значення ніж теоретичне, тобто гіпотеза про відповідність емпіричного розподілу не відкидається. Це показники січня-червня, жовтня, грудня та середньорічна кількість опадів. Показники опадів серпня, вересня та листопада є наближеними до нормального закону розподілу. Наявність тренда за даними врожайності сільськогосподарських культур, показниками середньомісячної температури повітря і середньомісячної кількості опадів за період з 1971 р. до 2006 р. визначалась за допомогою критерію Аббе (). Результати статистичних даних, одержані в ході математичних розрахунків, наведені в табл. 3.13, 3.14.

Таблиця 3.13 Результат розрахунків критерію врожайності сільськогосподарських культур по СТОВ «Оріон»

Таблиця 3.14 Результат розрахунків критерію показників кількості опадів та температури повітря

Порівнюючи фактичні результати з теоретичними, можна говорити про наявність позитивного тренда за показниками врожайності озимої пшениці, озимого жита, проса і ячменю. Позитивний тренд за досліджуваний період присутній за показниками опадів у червні, серпні і жовтні місяці; за температурою травня, листопада та грудня.

3.2.4 Порівняльний аналіз біологічної продуктивності сільськогосподарських культур у СТОВ «Оріон» і Луганської області

Для визначення відмінностей між показниками врожайності в межах однієї агрокліматичної зони було оброблено статистичні ряди врожайності досліджуваного аграрного підприємства «Оріон» та середні дані врожайності по Луганській області за 20-ти річний період між 1981 та 2000 рр. 166. Зазначені вибіркові сукупності врожайності було перевірено на їхню однорідність та відповідність нормальному закону розподілу (додаток Д).

Визначено, що крайні сумнівні варіанти показників урожайності всіх культур і належать до вибіркової сукупності, тобто підстав для їхнього вилучення немає ні за 1 %-ним, ні за 5 %-ним рівнями значущості. За результатами розрахунків на відповідність нормальному закону розподілу визначено, що показником коефіцієнту варіації відповідають нормальному закону дані врожаю соняшнику, озимої пшениці й ячменю по Луганській області та соняшнику по «Оріону». Значення врожаю всіх інших культур вимагають подальшої обробки та перевірки. За показниками асиметрії й ексцесу вибіркові сукупності урожайності всіх досліджуваних культур відповідають нормальному закону розподілу. По досліджуваному господарству середні показники врожайності всіх досліджуваних культур вищі, ніж в цілому по Луганській області (рис. 3.3). Так, урожайність озимої пшениці вища на 0,83 ц/га, ячменя - на 0,51 ц/га, кукурудзи - на 7,24 ц/га, гречки - на 0,30 ц/га, соняшнику - на 3,76 ц/га. Перевірка статистичної гіпотези про однорідність двох нормально розподілених рядів урожайності основних сільськогосподарських культур досліджуваного агропідприємства та середніх даних по Луганській області за період з 1981 р. до 2000 р. здійснювалась за допомогою критеріїв Фішера-Снедекора та Стьюдента ().

Рис. 3.3. Порівняльна гістограма середніх показників врожайності сільськогосподарських культур СТОВ «Оріон» і Луганської області

Виходячи з таблиці 3.15 умова (=20-1=19 - 2,11) не виконується для врожайності ячменю, тобто гіпотеза відхиляється. Приймається альтернативна гіпотеза про те, що оцінки дисперсій рядів і розрізняються значуще. Для середніх значень врожайності озимої пшениці, кукурудзи, гречки та соняшнику гіпотеза не відхиляється. Це означає, що розбіжності між оцінками є випадковими, тому необхідно перевірити гіпотезу .

Таблиця 3.15 Результати перевірки однорідності статистичних рядів показників врожайності сільськогосподарських СТОВ «Оріон» і Луганської області

Перевірка гіпотези проводилася за допомогою критерію Стьюдента (). Для цього теоретичні показники порівнювалися з теоретичними значеннями цього критерію.

При рівні значущості і ступенях волі =20+20-2=38, =20+20-2=38 теоретичне значення дорівнює 2,02. Виходячи з таблиці, умова виконується для середніх значень урожайності озимої пшениці та гречки, тобто для даних показників гіпотеза про статистичну незначущість розбіжностей між оцінками середніх значень ( та ) не відхиляється. Для середніх значень урожайності ячменю зазначена умова також виконується, але для даного показника відхиляється гіпотеза та як наслідок відхиляється й основна гіпотеза . Для середніх значень врожайності кукурудзи та соняшнику , відповідно, гіпотеза відхиляється та приймається гіпотеза про статистичну значущість розбіжностей між середніми значеннями врожайності вищезазначених культур.

Таким чином, за врожайністю сільськогосподарських культур по СТОВ «Оріон» і Луганській області за період з 1981р. до 2000 р. відхиляється основна гіпотеза про однорідність рядів середніх значень урожайності ячменю, кукурудзи та соняшнику.

Ряди середніх значень врожайності озимої пшениці та гречки розрізняються незначуще, оскільки основна гіпотеза не відхиляється.

3.2.5 Математико-статистичні моделі залежності біологічної продуктивності від метеорологічних факторів

У результаті досліджень встановлено багатофакторні кореляційні залежності врожайності озимої пшениці, озимого жита, проса, вівса, ячменю, соняшнику, кукурудзи, гречки по СТОВ «Оріон» від метеорологічних факторів за період з 1971 до 2006 рр. (табл. 3.16) 64.

Виявлено, що на врожайність культур більшою мірою впливають опади, ніж температура. Для більшості досліджуваних культур найвпливовішим кліматичним фактором є кількість опадів червня.

На врожайність озимої пшениці впливали кількість опадів червня, кількість опадів вересня, кількість опадів травня.

Врожайність озимого жита залежала від кількості опадів червня, кількості опадів вересня, температури квітня. Врожайність ячменю залежала від кількості опадів травня, кількості опадів червня, температури червня.

На врожайність вівса вливали опади червня, опади травня, сума опадів з жовтня до березня. Врожайність проса залежала від кількості опадів червня, кількості опадів квітня, суми опадів з жовтня по березень.

Таблиця 3.16. Результати визначення кореляційної залежності врожайності сільськогосподарських культур від метеорологічних факторів

Для врожайності кукурудзи визначальними факторами є опади червня, липня і серпня. Для гречки це кількість опадів червня, кількість опадів травня, гідротермічний коефіцієнт. Для врожайності соняшнику впливовими метеорологічними факторами є кількість опадів травня, гідротермічний коефіцієнт, температура червня. Математична модель залежності врожайності культури від метеорологічних факторів у загальному виді має вигляд:

Параметри рівнянь окремих функцій математичної моделі по факторах, які впливають на врожайність озимої пшениці наведені в табл. 3.17.

Для озимої пшениці метеорологічними факторами, які впливають на її врожайність, є кількість опадів червня, вересня та травня.

Таблиця 3.17 Багатофакторна математико-статистична модель врожайності озимої пшениці

За визначеними математичними моделями кореляційної залежності врожайності культури від метеорологічних показників побудовані графіки функцій. Графік математичної моделі кореляційної залежності від першого визначеного фактора ілюструє розрахункову залежність урожайності культури від опадів червня, двох інших - коефіцієнт впливу кількості опадів вересня та травня на врожайність озимої пшениці.

Згідно з графіком (рис. 3.4.а) збільшення кількості опадів червня веде до підвищення врожайності озимої пшениці.

Максимальна врожайність культури (близько 31 ц/га) прогнозується при показниках опадів червня 114,9 мм. Аналізуючи врожайність озимої пшениці в СТОВ «Оріон», визначено, що кількість опадів вище середнього значення по кліматичній зоні за роки дослідження (53 мм) веде до підвищення врожайності культури.

Високий врожай 34,2 ц/га був у 1978 р., кількість опадів червня у цьому році становила 81,3 мм, у 1987 р. - 28,8 ц/га при 80,7 мм опадів, у 1990 р. - 36,5 ц/га при 81,7 мм, у 1993 р. - 35,6 ц/га при 81,7 мм, у 2004 р. - 29,1 ц/га при 99,6 мм. В разі незначної кількості опадів (9,1 мм) у 1975 р. отримано невисокий врожай - 17,1 ц/га, в 1979 р. при 12 мм - 15,5 ц/га. На рис. 3.4.б-в наведені графіки залежності врожайності озимої пшениці від кількості опадів вересня та травня. З графіків видно, що при збільшенні кількості опадів урожайність культури підвищується. Коефіцієнт дорівнює одиниці при кількості опадів вересня 50 мм, при кількості опадів травня 36 мм.

Рис. 3.4. Розрахункова залежність врожайності озимої пшениці від опадів червня (а), зв'язок врожайності з опадами вересня (б) та травня (в) у коефіцієнтному вигляді

Відомо, що протягом вегетації озима пшениця поглинає вологу нерівномірно. Найбільше вона необхідна рослинам у період трубкування, коли рослина інтенсивно росте і в неї формуються колоски, квітки. Нестача вологи в цей час зумовлює значне зниження врожаю внаслідок меншої кількості зерен у колосі та меншої маси 1000 зерен. Крім того про високу потребу озимої пшениці у волозі свідчать витрати нею води при формуванні врожаю. Тривалість періоду від колосіння до повної стиглості зерна становить близько 40 днів [61]. Цей строк у досліджуваній кліматичній зоні припадає на травень-червень, а саме опади в червні, травні визначені нами як фактори, які найбільше впливають на врожайність озимої пшениці.

Велике значення має вологість посівного шару на час сівби пшениці. Значні запаси її у ґрунті необхідні з самого початку бубнявіння та проростання насіння. При достатньому забезпеченні рослин водою вони нормально кущаться, формують добре розвинену вторинну кореневу систему, стають більш зимо- та морозостійкими [60]. Сівба озимих проходить у вересні, тобто опади вересня, які визначені нами одним з головних факторів, що впливають на врожайність озимої пшениці мають велике значення в формуванні майбутнього врожаю.

За даними врожайності озимої пшениці було побудовано емпіричну криву забезпеченості (рис. 3.5), згідно з якою в 97 % усіх випадків урожайність культури перевищуватиме 11 ц/га, в 50 %- 21 ц/га, у 10 % -37 ц/га.

Рис. 3.5. Емпірична крива забезпеченості врожайності озимої пшениці

При дослідженні залежності врожайності озимого жита від метеорологічних факторів визначені математико-статистичні моделі, які наведені в табл. 3.18. Як і для озимої пшениці, найвпливовішими факторам на врожайність озимого жита є опади червня, вересня, а також - температура квітня.

Графіки залежностей врожайності озимого жита від визначених метеорологічних факторів наведено на рис. 3.6.

Зростання врожайності культури спостерігається при збільшенні кількості опадів червня (рис. 3.6.а). Максимальна врожайність (27,1 ц/га) прогнозується при сумі опадів червня 114,9 мм. Озиме жито досить негативно реагує на ґрунтову й повітряну посуху. Особливо шкодить житу ґрунтова посуха в період трубкування рослин, коли формуються генеративні органи. Суха погода і спека в період цвітіння негативно впливають на запилення квіток, що викликає череззерницю [61].

Таблиця 3.18 Багатофакторна математико-статистична модель врожайності озимого жита

Рис. 3.6. Розрахункова залежність врожайності озимого жита від опадів червня (а), зв'язок врожайності з опадами вересня (б) та температурою квітня (в) у коефіцієнтному вигляді

Встановлена закономірність залежності врожайності озимого жита від опадів червня в досліджуваному господарстві простежується. Низький врожай отримано при найменшій кількості опадів за 36-ти річний період досліджень (9,1 мм) - 13, 2 ц/га в 1975 р.; при незначній кількості опадів (12,2 мм) у 1981 р. врожайність культури була найнижчою - 8,4 ц/га. Висока врожайність озимої пшениці в досліджуваному господарстві при кількості опадів червня 80,7 мм у 1987 р. була 31,7 ц/га, при 91,5 мм у 2003 р. - 26,6 ц/га, при 81,7 мм у 1993 р. - 41,2 ц/га.

Другим метеорологічним фактором, який впливає на врожайність озимого жита є кількість опадів вересня, третім - температура квітня. З графіка, який представлено на рис. 3.6.б видно, що зі збільшенням кількості опадів вересня врожайність озимого жита підвищується. Коефіцієнт впливу елементу дорівнює одиниці при значенні кількості опадів 47 мм. При недостатній кількості вологи восени сходи озимого жита бувають досить зрідженими і рослини погано кущаться [61]. З підвищенням температури квітня (рис. 3.6.в) жито активніше відростає, врожайність культури збільшується. Коефіцієнт впливу елементу дорівнює одиниці при значенні температури квітня 10,4 °С.

За даними врожайності озимого жита було побудовано емпіричну криву забезпеченості (рис. 3.7). Врожайність культури перевищуватиме 38 ц/га в 10 % усіх випадків, в половині випадків - 24 ц/га, в 97 % випадках врожайність - 8 ц/га.

Рис. 3.7. Емпірична крива забезпеченості врожайності озимого жита

Математико-статистичні моделі залежності врожайності ячменя від визначених найбільш впливових факторів - кількості опадів травня, кількості опадів червня, температури квітня наведено в табл. 3.19.

Відомо, що ячмінь дуже чутливий до недостатньої кількості вологи на початку вегетації, рослини погано витримують весняну посуху [60]. Це спричинює недостатній розвиток кореневої системи, тому весняні опади дуже важливі для майбутнього врожаю культури. На рис. 3.8.а наведено графік залежності врожайності ячменю від опадів травня. З графіка видно, що існує пряма залежність між кількістю опадів травня та врожайністю - зі збільшенням кількості опадів спостерігається зростання врожайності. Максимальна прогнозована врожайність ячменю 32,7 ц/га можлива при кількості опадів травня 116,7 мм.

Таблиця 3.19 Багатофакторна математико-статистична модель врожайності ячменя

Установлена залежність урожайності ячменю від опадів травн...