3. Размещение точек опробования (повторностей), относящихся к одному сроку, внутри годичной площадки также может быть оптимизировано. Это возможно даже в том случае, когда топогра- фия внутрипедонных фаз неоднородности нам неизвестна. В этом случае может быть найдено оптимальное расстояние между по- вторностями, которое равно полупериоду педона *. 4. Рациональное размещение годичных площадок преследует цель достижения представительности годичных площадок относи- тельно наблюдательного участка. Наличие низкочастотной неоднородности на наблюдательном участке означает, что единичная годичная площадка в общем слу- чае не может считаться представительной для него. Для дости- жения представительности в этом случае необходима некоторая выборка годичных площадок. При этом во избежание непомерного увеличения объема работы следует использовать все возможно- сти, чтобы ограничить число годичных площадок действительно необходимым минимумом. Таким минимумом являются три пло- щадки. Дальнейшее уменьшение числа годичных площадок нежела- тельно из-за соображений предосторожности. При трехкратной повторности еще возможна выбраковка сомнительных — данных по одной из площадок в случае непредвиденного попадания ее в неудачное место (например, нарушенность почвенного про- филя посторонними причинами, не зафиксированная при пер- вичном изучении участка). При двукратной повторности такая выбраковка в значительной степени обесценивает материал, полу- ченный по оставшейся единственной площадке, поскольку он лишается контроля. В случае значительной выраженности низкочастотной со- ставляющей пространственного варьирования трехкратная пов- торность может быть достаточной только при условии неслучайно- го расположения площадок. Их следует располагать на типичных (широко представленных) и в то же время достаточно конт- растных фазах. Такое расположение дает возможность проводить вычисление средних по участку величин как средневзвешенных, 1 Эта рекомендация вытекает из теории случайных функций, но может быть пояснена в рамках обычной статистики, как требование обеспечить Ввозмож- но более тесную отрицательную корреляцию между любыми парами сосед- них точек-повторностей. Из статистики известно, что при объединении двух коррелированных выборок оценка среднеквадратичного отклонения объединенной совокуп- ности определяется формулой бобщ — ]/0'1—1—— С» - 2гО)бС,, где 0) и , — оценки среднеквадратичного отклонения каждого слагаемого, г — коэф- фициент корреляции между ними. Следовательно, при максимальной отрицательной корреляции величина боруд достигает минимума. Из тео- рии случайных функций вытекает, что при наличии периодической состав- ляющей в анализируемом ряду максимальная отрицательная корреляция имеет место для одинаково ориентированных пар точек, отстоящих одна от другой на расстоянии полупериода названной составляющей. 83