Спосіб визначення величини врожаю розсадних томатів при краплинному зрошенні за елементами технології вирощування

Реферат: Спосіб визначення величини врожаю розсадних томатів при краплинному зрошенні за елементами технології вирощування включає розрахунок величини врожаю за нормою внесених добрив. Величину врожаю визначають за сумою факторів за допомогою лінійного рівняння, які складаються: Y  33,083X1  0,146X2  0,124X3  7,478 , де: Y - урожайність плодів розсадних томатів, т/га; X1 - спосіб основного обробітку ґрунту (від 0,798 до 1,208), ГДж/га витрат сукупної енергії; X 2 - глибина основного обробітку ґрунту (від 20 до 47), см; X3 - норма мінеральних добрив (від 0 до 560), кг/га діючої речовини. UA 74240 U (54) СПОСІБ ВИЗНАЧЕННЯ ВЕЛИЧИНИ ВРОЖАЮ РОЗСАДНИХ ТОМАТІВ ПРИ КРАПЛИННОМУ ЗРОШЕННІ ЗА ЕЛЕМЕНТАМИ ТЕХНОЛОГІЇ ВИРОЩУВАННЯ UA 74240 U UA 74240 U 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 Корисна модель належить до галузі сільського господарства, зокрема до технологій вирощування сільськогосподарських культур. Відомий спосіб прогнозування рівня врожаю розсадних томатів на визначений період, який включає розрахунок величини врожаю за кількістю внесених добрив [1]. Недоліком способу є те, що гарантовано отримати заплановані високі врожаї розсадних томатів за допомогою математичного прогнозування важко, через неможливість врахувати всі, без винятку, фактори, що впливають на врожай. Задача корисної моделі - визначення оптимального поєднання агротехнічних прийомів вирощування культури та можливості прогнозування врожаю. Поставлена задача вирішується тим, що впровадження моделі прогнозування росту та розвитку рослин, забезпечує можливість врахувати фактори, що впливають на врожай в оптимальній кількості: Х1 - спосіб основного обробітку ґрунту, ГДж/га; Х 2 - глибина обробітку ґрунту, см; Х3 - норма мінеральних добрив, кг/га діючої речовини. Наглядний матеріал представлений на кресленнях: Фіг. 1. Частка досліджуваних факторів у формуванні врожаю плодів розсадного томата, %: 1 - спосіб основного обробітку ґрунту, ГДж/га; 2 - глибина обробітку ґрунту, см; 3 - норма мінеральних добрив, кг/га діючої речовини; 4 - залишок; Фіг. 2. Експериментальні та прогнозовані криві врожаю плодів розсадних томатів: —— Експериментальний Y; ------- Прогнозований Y; ------Поліноміальний тренд. Дослідження з вивчення впливу агротехнічних заходів вирощування на продуктивність розсадних томатів проводилися протягом 2009-2011 pp. на зрошуваних землях фермерського господарства "Інтегровані агросистеми" Голопристанського району Херсонської області. У польових дослідах вивчалися такі фактори та їх варіанти: Спосіб (фактор А) та глибина (фактор В) основного обробітку ґрунту: полицевий обробіток на глибину 20-22 та 28-30 см; щілювання на глибину 35-37 та 45-47 см; чизелювання на глибину 20-22 та 28-30 см. Фактор С фон живлення, розрахований балансовим методом на запланований врожай: без добрив; 80 т/га; 100 т/га; 120 т/га. Повторність досліду - чотириразова. Розташування варіантів здійснювалося методом 2 розщеплених ділянок. Посівна площа ділянок третього порядку - 180 м . У дослідах використовували гібрид томату Астерікс F1, який придатний для механізованого збирання, транспортування, переробки і реалізації у свіжому вигляді. У дослідах використовували загальноприйняту технологію вирощування томатів розсадних для зрошуваних умов півдня України за виключенням елементів технології, які досліджувалися. Для визначення напряму та тісноти зв'язку впливу факторів на динаміку врожаю розсадного томата був використаний метод кореляційно-регресійного аналізу з виведенням лінійного рівняння. Кореляційні зв'язки необхідно враховувати при визначенні оптимальної морфо-фізіологічної моделі агротехнічного комплексу вирощування розсадних томатів, для конкретного технологічного забезпечення, у конкретній ґрунтово-кліматичній зоні. Коефіцієнт кореляції вказує на напрямок, ступінь зв'язку та мінливості ознак, але не дозволяє кількісно визначити зміну результативної ознаки при зміні факторіальної на одиницю виміру, що важливо в практичних цілях. У подібних випадках використовують регресійний аналіз. Проаналізовані фактори були представлені наступними перемінними: Х1 - спосіб основного обробітку ґрунту (від 0,798 до 1,208), ГДж/га витрат сукупної енергії; Х2 - глибина основного обробітку ґрунту (від 20 до 47), см; Х3 - норма мінеральних добрив (від 0 до 560), кг/га діючої речовини. На основі експериментальних даних, отриманих у багатофакторному досліді, було вивчено вплив способу і глибини основного обробітку ґрунту та фонів мінерального живлення на зміну врожаю плодів томата. Отримані результати свідчать про взаємозв'язок урожаю з досліджуваними факторами. Обробка отриманих даних, за допомогою статистичних методів, дозволяє наочно відобразити об'єктивно існуючу закономірність. Сила кореляційного зв'язку Х1 - спосіб основного обробітку ґрунту та Х 2 - глибина обробітку ґрунту слабка (0,139 і 0,034); Х3 - норма внесення мінеральних добрив - сильна (0,986). Напрям у всіх визначальних факторів є прямий, окрім глибини обробітку ґрунту, де напрям - зворотній (табл. 1). 1 UA 74240 U Таблиця 1 Показники кореляційного і регресійного аналізів даних урожаю плодів розсадних томатів залежно від досліджуваних факторів Середнє за 2009-2011 pp. R - множинний і ri парні коефіцієнти кореляції 0,997 D - загальний і di часткові коефіцієнти детермінації 0,994 b0 і bi коефіцієнти регресії -7,478 X1 0,139 0,019 33,083 7,739 X2 -0,034 0,001 0,146 2,302 X3 0,986 0,972 0,124 54,036 До якого Х1 належать дані X1X 2 X3 t - критерій фактичний 0,05 2,06 Примітки: Х1 - спосіб основного обробітку ґрунту, ГДж/га витрат сукупної енергії; Х 2 - глибина обробітку ґрунту, см; Х3 - норма мінеральних добрив, кг/га діючої речовини. 5 Множинний коефіцієнт кореляції всіх визначаючих факторів свідчить про сильний, майже повний, взаємозв'язок урожаю плодів розсадних томатів з досліджуваними факторами, який склав 0,997. Для достовірності взаємозв'язків досліджуваних факторів з урожаєм урожаю плодів розсадних томатів провели також кореляційний аналіз парних зв'язків. Таблиця 2 Показники кореляційного аналізу даних урожаю плодів розсадних томатів залежно від досліджуваних факторів Середнє за 2009-2011 pp. До якого Xi відносяться дані (X1X2) (X1X3) (X2X3) R - множинний і ri - парні коефіцієнти кореляції 0,145 0,996 0,987 D - загальний і di - часткові коефіцієнти детермінації 0,021 0,992 0,974 Примітки: Х1 - спосіб основного обробітку ґрунту, ГДж/га витрат сукупної енергії; Х2 - глибина обробітку ґрунту, см; Х3 - норма мінеральних добрив, кг/га діючої речовини. 10 15 20 Як видно з таблиці 2 парна взаємодія факторів мала найбільш сильний зв'язок визначаючих перемінних на кінцевий результат досліджень. Так взаємодія способу основного обробітку ґрунту і норми мінеральних добрив (X1X3) та глибини обробітку та норми мінеральних добрив (X2X3) мали дуже сильний зв'язок, які становили 0,996 та 0,987 відповідно. Спосіб основного обробітку ґрунту та глибина обробітку ґрунту напроти, мали слабкий зв'язок (0,145). Як видно з вище вказаних таблиць, найбільш тісні кореляційні зв'язки отримані при аналізі парних та множинних зв'язків визначаючих факторів з урожаєм, що свідчить про можливе їх використання в виробництві. Коефіцієнт регресії показує, що збільшення витрат енергії на спосіб основного обробітку ґрунту на 1 ГДж/га збільшує врожай плодів розсадного томата на 139 кг/га; зменшення глибини обробітку ґрунту на 1 см - 3,4 ц/га; збільшення норми мінеральних добрив на 1 кг/га діючої речовини - 986 ц/га. Аналізуючи отримані дані можна стверджувати, що 97,2 % варіації залежної перемінної Y обумовлюється дією фактора X3, 1,9 % - Х1, 0,1 % - X2. Загальна частка участі досліджуваних факторів у зміні врожаю висока і складає 99,2 %. 2 UA 74240 U Якщо врожай культури представити у вигляді залежної перемінної (Y) від факторів моделі (X), то рівняння лінійної множинної регресії можна представити формулою: Y  b0  b1X1  b2 X2  b3 X3    bn Xn , 5 10 де: Y - залежна перемінна; b0 - вільний член моделі; bi - коефіцієнти моделі; Xi - фактори моделі. Коефіцієнти моделі bi показують ступінь середньої зміни залежної перемінної Y при умові зміни фактора X на одиницю, якщо інші фактори включені в модель залишаються постійними. На підставі коефіцієнтів регресії та вільного члена була складена математична модель урожаю плодів розсадного томата: Y  33,083X1  0,146X2  0,124X3  7,478 . 15 20 25 30 35 Формула добре описує процес формування урожаю плодів розсадного томата, про що свідчить близька збіжність кривих експериментальних та розрахункових величин. Середній відсоток відхилення абсолютних величин врожаю розсадного томата одержаного в дослідах та розрахункових по рокам досліджень складала 2,92 %. Використання моделі формування врожаю до близьких за агрометеорологічними умовами проведення досліду регіонів та при виконанні усіх агротехнічних заходів і наявності необхідних виробничих ресурсів дозволяє з високою точністю програмувати врожай плодів розсадного томата на краплинному зрошенні. Розвиток часового формування врожаю розсадних томатів описаний за допомогою тренду це узагальнений вираз дії комплексу факторів. За цих умов, на відміну від рівняння лінійної множинної регресії, самі чинники тут не показуються і вплив кожного з них не виділяється. За єдиний чинник приймається час. Для аналізу була використана модель поліноміального тренду, яка має наступний вигляд: Y  a  bt  ct 2 , де: Y - рівень показника, що вирівнюється за прямою і вільний від коливань; a - початковий рівень тренду в момент або за період, що приймається за початок відліку часу t; b - швидкість змінення за одиницю часу або константа тренду; t - вимір часу (динамічного ряду); c - це константа параболічного тренду, його квадратичний параметр, що дорівнює половині прискорення процесу (c0 - прискорений розвиток, c0 - сповільнений розвиток). Для часового прогнозування врожайності плодів розсадного томата була апроксимована модель, яка має вигляд Y  34,217  0,0014X 4  0,096X3  2,1283X2  16,889X . 40 Формування рівня продуктивності культури - це складний процес, тому використання сучасних підходів до прогнозування рівня врожаю вимагає створення нових нелінійних підходів оцінювання, які найкраще описують експериментальні дані отримані в дослідах. Найкращими з цих методів, на нашу думку, є: потрійне адитивне експоненціальне згладжування (метод Вінтерса) та ситуаційне кусково-лінійне багаторегресійне. Метод Вінтерса (метод потрійного адитивного експоненціального згладжування) використовується для прогнозування емпіричних даних з врахуванням періодичної (сезонної) складової:  45 50    Yt   1     L t 1  Tt 1 L t  S t s   T    L t  L t 1  1    Tt 1 Y t Y  S t    t  1     L t s  Lt  Yt p  L t  pTt   S t p    , де: Y - залежна перемінна; Lt - прогноз на наступний період часу; Yt - фактичне значення в момент часу t; L(t-1) - попередній прогноз на момент часу t; T - трендова складова; S - циклічна складова;  - постійне згладжування (01);  - оцінка тренду (01);  - оцінка сезонної складової (01). Перше рівняння описує згладжений ряд загального рівня, дріб в цьому рівнянні служить для виключення сезонності з Yt . За допомогою другого рівняння оцінюється тренд. Третє рівняння 3 UA 74240 U 5 оцінює періодичну (сезонну) складову. Четверте рівняння визначає прогноз на р-періодів часу вперед. Метод Вінтерса використовується для коротко- і середньострокового прогнозування за умови присутності у часовому ряду періодичної (сезонною) складової. На першому етапі за допомогою одномірного спектрального аналізу Фур'є була визначена сезонна складова формування врожаю розсадних томатів, яка склала 4 періоди. Далі із застосуванням метода Вінтерса була створена модель часового формування врожаю розсадних томатів з періодичною складовою:  0,8  Yt   1  0,8   L t 1  Tt 1 L t  S t 4   T  0,1 L t  L t 1  1  0,1  Tt 1 Y t Y  S t  0,1 t  1  0,1  L t  4  Lt  Yt p  L t  pTt   S t p   10   . Достовірність складеної моделі склала 87,52 %. Результати аналізу похибки моделі представлені в таблиці 3. Таблиця 3 Оцінка похибки трипараметричної адитивної експонентної моделі Критерії Середня помилка, т/га Середня абсолютна похибка, т/га Сума квадратів Середній квадрат Середня абсолютна відносна похибка, % 15 20 Похибка моделі 0,15 5,01 4196,01 58,28 12,48 Кусково-лінійні моделі регресії характеризуються тим, що вид залежності між результативною змінною і факторними змінними може бути неоднаковий в різних областях значень факторних змінних. Цю функцію зазвичай задають на кожному з інтервалів окремою формулою:  k 0  b 0 , X  X1  k X  b1, X1  X  X 2 Y 1    k n X  bn , Xn  X  , де bi - загальний вільний член; ki - кутовий коефіцієнт; Хі - фактори моделі. При аналізі отриманих експериментальних даних врожайності плодів розсадного томата та показників, які його визначали, рівняння приймає наступний вигляд: 24,72  X1  0,10  X2  0,09  X3  4,69, якщо 0  Y  80; R  0,92  ,  2110  X1  0,17  X2  0,10  X3  23,78, якщо Y  80; R  0,92 Y 27,81 X1  0,11 X2  0,11 X3  0,94, якщо 0  Y  100; R  0,96   37,93  X1  0,18  X2  0,14  X3  1157, якщо Y  100; R  0,96. ,  25 30 35 Перше рівняння характеризує параметри зміни врожаю плодів томата за умови отримання запланованої врожайності менше або на рівні 80 т/га, а друге - більше 80 т/га. Ймовірність даних моделей складає 84,6 %. Третє характеризує параметри зміни врожаю плодів томата за умови отримання запланованої врожайності менше 100 т/га, а четверте - більше 100 т/га. Ймовірність даних моделей складає 92,2 %. Запропоновані нові методи та створені моделі прогнозування врожаю плодів розсадного томата можна використовувати у господарствах різних форм господарювання та за різних умов планування господарської діяльності при вирощуванні запланованої кількості продукції. Їх високу достовірність та практичну доцільність використання підтверджують дані кривих експериментальних даних в дослідах та розрахованих величин. Джерела інформації: 4 UA 74240 U 1. Ушкаренко В.А. Технологии выращивания овощей с использованием капельного орошения / Ушкаренко В.А., Морозов В.В., Алба В.Д. - Херсон: Изд-во ХГУ, 2006.-148 с. ФОРМУЛА КОРИСНОЇ МОДЕЛІ 5 10 1. Спосіб визначення величини врожаю розсадних томатів при краплинному зрошенні за елементами технології вирощування, який включає розрахунок величини врожаю за нормою внесених добрив, який відрізняється тим, що величину врожаю визначають за сумою факторів за допомогою лінійного рівняння, які складаються: Y  33,083X1  0,146X2  0,124X3  7,478 , де: Y - урожайність плодів розсадних томатів, т/га; X1 - спосіб основного обробітку ґрунту (від 0,798 до 1,208), ГДж/га витрат сукупної енергії; X 2 - глибина основного обробітку ґрунту (від 20 до 47), см; 15 20 X3 - норма мінеральних добрив (від 0 до 560), кг/га діючої речовини. 2. Спосіб за п. 1, який відрізняється тим, що розвиток часового формування урожаю томатів визначають за допомогою поліноміального тренду: Y  34,217  0,0014X4  0,096X3  2,1283X2  16,889X , де: Y - урожайність плодів розсадних томатів, т/га; X - фактор часу. 3. Спосіб за п. 1, який відрізняється тим, що для прогнозування емпіричних даних з врахуванням періодичної (сезонної) складової визначають за допомогою потрійного адитивного експоненціального згладжування:   0,8  Yt   1  0,8   L t 1  Tt 1 L t  S t 4   T  0,1  L t  L t 1  1  0,1  Tt 1 , Y t Y  S t  0,1  t  1  0,1  L t  4  Lt  Yt p  L t  pTt   S t p   25  де: Y - урожайність плодів розсадних томатів, т/га; Lt - прогноз на наступний період часу; Yt - фактичний врожай в момент часу t ; L t 1 - попередній врожай на момент часу t ; T - трендова складова; 30 S - циклічна складова;  - постійне згладжування (0,8);  - оцінка тренду (0,1);  - оцінка сезонної складової (0,1). 35 4. Спосіб за п. 1, який відрізняється тим, що величину врожаю визначають за сумою факторів за допомогою кусково-лінійної моделі: 24,72  X1  0,10  X 2  0,09  X 3  4,69, якщо 0  Y  80  ,  2110  X1  0,17  X 2  0,10  X 3  23,78, якщо Y  80 Y 27,81 X1  0,11 X 2  0,11 X 3  0,94, якщо 0  Y  100   37,93  X1  0,18  X 2  0,14  X 3  1157, якщо Y  100. ,  5 UA 74240 U Комп’ютерна верстка Л.Литвиненко Державна служба інтелектуальної власності України, вул. Урицького, 45, м. Київ, МСП, 03680, Україна ДП ―Український інститут промислової власності‖, вул. Глазунова, 1, м. Київ – 42, 01601 6