агроклиматическим показателям регионах умеренного пояса
м, рис. 2.0.
‘Особснностью временных радов второго типа жвляется замет-
нсе возрастание. 
уд АУ в врсмени, н это в основном ха-
рактерно для районов 
и широкого нспользо-
Noания высокопродуктнаных сортов, 
Увсличение амплитуд межго-
дичных отклонсний урожаев Объяснимо повмшенной отзывчиво-
стыю высокопродуктивных сортов к условням агротехннки. Отсю-
за в благоприятные в сельскохозяйственном отношенни. годы они.
могут давать высокие урожам, в то время как в 
призтные —
ловольно. низкие, в 
если нс обсспечен достаточный.
комплехс агротехнических мероприятий протиостоянию засухе,
суховсю, вымероанию, полеганию или другим отрицательным 03-.
ействичы, висешней. срелы.
`Для сравнительного аналнза характера межгодичных флукту-
аций урожайности. под Действисм ПОГОно-климатических словий
эногда. предпочтительное оперировать безразмерными. величимами,
которые могут быть получены вли. путем ахлнесения. аномалий
АУ к средней хозайственной урожайности рассматриваемого пе-
рнга -— АУ/У нли, при наличий проявления связн между времей-
ным возрастанием амплитуд АУ и величинами трендовой урожай-.
ности у из соотношения к трендовому значенню — АУ/у
113, 33, %0, 107). Улобство такого приема заключается в известном
нии от кОНкротных Проявлений СОЙСТВ Тех КЛИ ИНЫХ.
сортов 
и вместе с тем позволяет скуществлять сопоставление дина-
махи отклонений. как во временном, так и пространственном 
`раз-
резе. Отвосительные всличним © учетом энака входящих 
в них эна-
Чений АУ можно также выразить в видс процента прироста или.
тотерь, наблюдаемых 
по гозам. в динамике фактической у
‚сти. на фоне достигнутых хозяйственных показателей.
'Так, например, в работе [83)анализируется. длительная _ ди-
номика’ отклонений У/ 
() главных продовольствснных куль-
тур в СССР и США. При исключении влияния агротехнологии!
учтены временные измснения доз вносимых МИНСральнЫх удоб-
Реннй за пернод © 1920 по 1980 г. В целях проведения сравни-
тельного анализа динамики отклонений урожась в двух крупных
зернопронзводящих зонах севсрного полушария оценсны коофефи-
циенты корреляции г между тклонениями урожайности 
выбран-
ных культур внутри каждой зернопроизволящей зоны. Указаниые
оценки. сведены в табл. З.
Как вкдно из таблицы, в большинстве случаев прослеживается
статистически значимая на 95 %-ном доверительном. митервале
(стмечена*) 
корреляция между 
отклонсинями урожаев культиви-
‚руемых клебных злаков. 
Нанболее высокне значения парных ко-
ы
ебс» 
с
са [ я
Эо 
| 
е | 3 | ва | овю 
ою- 
к
оее | ае | аа, | оо | оауа | на | оу | ое | пожь | ах
т 
еа 
1 
60 от лт од
Щ 
оо 
183 ои ое
л 
к 
8
ее 
в 
оао оь 
1° 
о
Рожь 
3 
[онень. 
л
"Онения 7 сттистически эначиные на ургиме а = 0.
“ффициснтов корреляции хорактерны для культур, воЗдслывае-
‘одных агроклиматических условиях? например, дда жес
верной части. Зернопронзводещей территорни ( = О,75); 
ли ала
мер, для ОЗИМОЙ пшеницы 
и озимой 
ржи в 
Р 
о- 
00)
Выесто © том иезмчительная корролеций провыо осс 
уть о оаду
о 
акр КИар ® о жанодит орожсние & ваоенй
® 
ССбР 2 
ОЛ ‘пройрадающе ознный "ратоеонщааеницы
‘яровых форы ячменя в США ( = 0.1;)‘ 
и 
елеенооя
"Практически 
полное опсутстине
ке 
коруеляции. 
отклонени
АУ може также ноблюдатася и ляя Коетичани Споронений
кУдуры, но мделыасной » условнах зерасорожаолей
ОЩ аоыр д пооннцы оте коивнотажоннста СС
65