WWW.SELUK.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

 

Pages:     | 1 |   ...   | 4 | 5 ||

«Е. С. У ланова, В. Н. Забелин М ЕТОДЫ КОРРЕЛЯЦИОННОГО И РЕГРЕССИОННОГО А Н А Л И ЗА В АГРОМ ...»

-- [ Страница 6 ] --

И спользование статистики — расстоян и я К ука позволяет в ы я в ­ л ять скры ты е от и сследователя и не всегда вы раж ен н ы е в боль­ ших р азн остях выбросы, которы е могут быть следствием имею ­ щ ихся ош ибок и «засорения» к а к независимы х, т а к и зависим ы х переменны х. Н априм ер, нередко при прогнозировании у р о ж ая с определенной заблаговрем енностью ан ом альн ы е погодные у сл о ­ вия неучиты ваем ого отрезка вегетационного периода могут сильно изменить состояние посевов сельскохозяйственны х культур. В оз­ никает несоответствие м еж д у урож аем и теми агром етеорологи­ ческими условиями, которы е наблю дали сь до мом ента Составле­ ния прогноза. В озм ож ны и так и е случаи, когда, несм отря на не­ больш ую ош ибку п ри прогнозе методом наименьш их квад ратов, метеорологические условия соответствую щ его года имею т очень м алую вероятность появления, и их вопреки незначительности ош ибки прогноза необходимо т а к ж е считать ненрин адлеж ащ и м и р ассм атриваем ой статистической совокупности.

П о явл яется возм ож ность в дополнение к робастной регрессии, ориентированной на отклонения от приняты х гипотез в зависим ой переменной, исклю чить грубы е несоответствия некоторы х н аборов данны х построенной, регрессионной модели. П ри этом соВсем не­ об язательн о, чтобы исклю ченный набор сод ер ж ал больш ие ош ибки и «засорение».

' П ри обычно принятой м етодике построения агром етеорологи­ ческих регрессионны х уравнений считается, что м еханизм, гене­ рирую щ ий связь м еж д у зависим ой и независим ой переменными,, м ож ет быть описан одним уравнением. Это, естественно, грубое упрощ ение, что п о дтверж дается наличием резко выделяю щ ихся;

значений статистики К ука.

П осле у д ал ен и я данны х, которы е плохо у кл ад ы ваю тся в по­ строенную модель и вследствие этого о к азы ваю т сильное в л и я н и е на коэф ф ициенты уравн ен ия, мож но получить модель с лучщими:

прогностическими свойствами.

С тати сти ка К ука в больш ой степени зави си т от вы бора под­ м нож ества предикторов, при изменении которы х м еняется и сам а статистика. П одм нож ество предикторов, составленное из таких:

п оказател ей, к а к количество д екадн ы х осадков и тем п ература воздуха, при построении регрессионны х уравнений д ает ббльшие зн ачен ия статистики, чем подм нож ества, вклю чаю щ ие, тр ан сф о р ­ мированны е суммы осадков со специально уменьш енной диспер­ сией и ограниченной вариацией. Т аким образом D i зави си т от изм енения м асш таба переменных.

Н и ж е приведены данны е, п оказы ваю щ и е уменьш ение средней:

квадрати ческой ош ибки прогноза регрессионного уравн ен ия, по­ строенного после уд ал ен и я выбросов по критерию К ука, в сравн е­ нии с уравнением, использую щ им все данны е:

Уменьш-ение Д л и н а проверочной вы борки составл яет от 13 до 21 случая;

д л я разн ы х районов.

В четы рех из пяти районов ош ибка ум еньш илась на пять и бо­ лее процентов. Д л я двух прогностических регрессионны х у р ав н е­ ний урож айн ости всех зерновы х культур, построенных соответст­ венно по данны м У ральской и А ктю бинской областей и К а р а г а н ­ динской, П авл о д ар ской и Тургайской областей, улучш ение про­ гностических возм ож ностей о к азал о сь очень больш им (42,9 и:

49,6 % ). В первом н аборе было удален о всего д в а случая, во вто­ ром — семь.

И з (12.2) видно, что статистика К ука зави си т м ул ьти п л и ка­ тивно от двух ф акторов: 1) от ош ибки прогноза по i-и точке,, когда она яв л яется независим ой и уравн ен ие построено по остав­ ш имся данны м, 2) от величины отклонений условий, описы ваемы х независим ы м и переменны ми, от средних. В больш инстве случаев^ при использовании трансф орм ирован н ы х переменны х зн ачен ия Di, к а к у ж е упоминалось, не т а к велики, к а к при использовании:

обычных данны х об о сад к ах и тем п ературе воздуха;

« си л ь н о в л и я -' ющ им» данны м соответствую т зн ачен ия D i (при обычно принятых;

у р о вн ях зн ачим ости ), не являю щ иеся вы бросам и из общ ей сово­ купности статистик Di.

В качестве предикторов в м оделях были использованы п ере­ менные, отобранны е после всестороннего ан ал и за с и сп ользова­ нием критерия М эллоуса (С р).

Н а рис. 12.9 представлен ы зн ачен ия статистики К ука, расстоя л и я М ах алан об и са и абсолю тны е ощ ибки уравнений д л я данны х, Рис. 12.9. Значения статистик: расстояние К ука (Di), расстояние М ахала нобиса (Мг), регрессионные остатки (si) уравнения для прогноза у р о ж ай ­ ности зерновых культур в Центральном К азахстане (конец июля).

используем ы х при построении м одели прогноза в конце ию ля в районе, вклю чаю щ ем Ц елиноградскую, К устанайскую, П а в л о ­ дарскую и Тургайскую области. Д в а м акси м альн ы х зн ачен ия к а к видно из рисунка, не совп адаю т с м аксим альны м и значениям и и Mi.

И з рисунков следует, что н еобязательн о больш ая- ош ибка прогноза соответствует сильно отличаю щ им ся от среднего усл о­ виям вегетационного периода (мерой чему в многомерном случае сл у ж и т расстоян и е М ах а л а н о б и са). Н априм ер, м аксим альном у т ак о м у значению, содерж ащ ем уся в п редставленной в ы б о р к е,— 14, 45 — соответствует ош ибка п рогноза в единицах дисперсии п р ед и к тан та 0,63. И, напротив, случаям, л еж ащ и м близко к ц ен ­ тру ф акторного п ростран ства, часто хоответствует б ольш ая о ш и б ка п рогноза (например, М = 1,6 2, е, = — 1,03). П оэтом у так и е просты е и распространенны е приемы, к а к отбрасы ван ие ан о м ал ь ­ ных по агрометеорологическим условиям вегетационного периода л ет, содерж ащ и хся в вы борке, не всегда оправданы.

П ервы й из удален н ы х наборов соответствует 1962 г. в Ц ели н о­ гр ад ск о й области. О сновная причина несоответствия этих данны х •общему регрессионном у уравнению, состоит в том, что имеет ме-.

то м аловероятное, не наш едш ее адекватного отраж ен и я в ста тистическои регрессионной м одели сочетание агром етеорологиче­ ских условий разн ы х частей вегетационного периода. Т ак, количе­ ство осадков з а холодны й период п ревы ш ало в этот год норм у на 13 %, что обеспечило хорош ие зап асы вл аги в метровом слое почвы на весну. Во врем я массового сева — третьей д ек а д ы м ая — пахотны й слой был отлично у в л аж н ен обильны ми осадк ам и — 32 мм, что со ставл яет почти три нормы. В первой д ек а д е ию ня осадков было немного — 8 мм (норма 12 мм) на фоне повы 11111111111111111 111111' 11111111111111111—111111111111 J j— Mi 11Л 1111111111111111111111111111111111.Ш.

Рис. 12.10. Значение статистик: расстояние К ука (Di), расстояние М ахалан о­ биса (Mi), регрессионные остатки (В{) уравнения для прогноза урожайности зерновых культур в Ц ентральном К азахстане (конец июня).

шенной тем пературы воздуха. Во второй д ек а д е прош ли об и ль­ ные дож ди (три нормы ) при благоприятном пониж енном уровне тем пературы (1 7 °С ). В третьей д ек а д е осадки не были зн ач и ­ т е л ь н ы — 9 мм, но и тем пературны й фон о ставал ся ниж е нормы — 17,5 °С, что со зд ав ал о б лагоприятны е условия д л я разви ти я всех зерновы х культур. Р е зк а я см ена м етеорологических условий про­ изош ла в июле. Н аступ ила поздн яя л етн яя засуха. З а весь м е­ сяц вы пало всего 20 мм осадков (при норме 57 м м ). Во вторук д ек а д у ию ля дож дей почти не бы ло (всего 2 мм о сад к о в). Т ем ­ пературны й фон был высоким и в течение всех д ек а д п ревы ш ал норму на 1,8 °С и более. К олош ение и цветение пш еницы и ячм еня проходило в кр ай н е н еблагоприятны х условиях. Больш ое зн ач ен и е имел и тот ф акт, что после очень хорош его периода влагообесп е­ ченности растен ия попали в н еблагопри ятны е м етеорологические условия и не смогли ад ап ти роваться к быстрой смене типа по­ годы. Е сли бы кон траст погоды не был столь вели к и растен и я р азви вал и сь при. средних м етеорологических условиях в первую' п олови н у вегетаци он ного-периода, то они смогли бы с больш им успехом противостоять засуш ливы м явлен и ям ию ля.

Е щ е больш ее значение имеет статистика К ука за этот год в уравнении, построенном по метеорологическим условиям веге Рис. 12.11. Зависимость урож айности (у) семян под­ солнечника от количества осадков (R) в июле (а) и коэффициент корреляции (гг) меж ду данными 'тационного периода на конец июня без учета n o r o ^ i ию ля, что видно из рис. 12.10. По прогнозу этого уравн ен ия урож ай о ж и ­ д а л с я предельно высоким. В действительности он о к а зал ся ниж е нормы. В уравнении, в котором погода ию ля учиты вается, про­ гноз урож айности п род ол ж ает оставаться вы ш е нормы. Хотя и не такой больш ой, к а к в первом прогнозе. И м евш ая место очень Г р е зк а я см ена агром етеорологических условий в середине вегета­ ционного периода плохо ук л ад ы вается в построенное регрессион­ ное уравнение. П одобное собы тие нетипично д л я этого географ и ­ ческого района, им еет м алую вероятность осущ ествления, по­ этом у у д ал ен и е этого н аб ора дан ны х из статистической совокуп­ ности п озволяет получить коэф ф ициенты регрессионной модели,, близкие к истинным значениям.

Д л я ан ал и за сильно влияю щ их дан ны х мож но использовать, п арны й коэф ф ициент корреляции, при расчете которого т а к ж е по­ очередно о тб р асы вается одна точка данны х. Если имеем п п а р наблю дений {Хг, Уг), то рассчиты ваем п коэф ф ициентов парной;

корреляц ии Гг. Теперь м ож но легко оценить, к а к а я п ар а данных, сильнее в л и яет на п о казател ь корреляции.

Н а рис. 12.11 п о к аза н а гр аф и ч еск ая связь урож айн ости семян, подсолнечника в К ировоградской об ласти с суммой осадков з а июль. И з рисунка видно, что отм еченная «точка» л еж и т очень д а ­ леко от построенной прям ой линии, аппроксим ирую щ ей эту з а ­ висимость. Д а ж е не строя граф и к, наличие такой аномальной;

точки м ож но определить по зн ачен иям п : 0,52, 0,46, 0,48, 0,52,.

0,48, 0,49, 0,49, 0,51, 0,57, 0,51, 0,51, 0,51, 0,51, 0,51, 0,52, 0,ЙГ, 0,52, 0,51, 0,51, 0,51, 0,49, 051, 0,49, 0,51, 0,47, 0,53, 0,52.

Н етрудно рассчитать такой полезный п о к азател ь и в с л у ч ае многоф акторной регрессионной связи.

С овм естное прим енение статистик, помогаю щ их исследователю гл у б ж е понять структуру данны х, н ар яд у с новыми м етодам и р е- • грессионного ан ал и за, ориентированны м и на учет их специф иче­ ских свойств, позволит р а зр а б а ты в ать модели с лучш им и прогно­ стическими х арактери сти кам и.

1. А ф и ф и А., Э й з е н С. Статистический анализ. П одход с использо­ ванием ЭВМ. 2.: Мир, 1982. 486 с.

2. Г р у 3 а Г. В., Р а н ь к о в а Э. Я.,. Вероятностные метеорологические прогнозы. Л.: Гидрометеоиздат, 1983. 271 с.

3. Д е н и с о в П. П. М етодика оценки тенденций в ходе речного сто к а//.Метеорология и гидрология. 1975. № 4. С. 101—^104.

4. Д ж е ф ф е р с Д ж. Введение в системный анализ: применение в эко­ логии. М.: Мир, 1981. 252 с.

5. Д р е й п е р Н., С м и т Г. П рикладной регрессионный анализ. Кн. 1, 2.

М.: Финансы и статистика, 1986.

6. Ж е л т а я Н. Н. М етодическое пособие по составлению долгосрочных агрометеорологических прогнозов средней областной урож айности ярового ячменя в северных и западны х областях К азахстана. М.: Гидрометцентр СССР, 1978.

/. З а б е л и н В. Н. Определение динамики урож айности зерновых куль­ тур при агрометеорологическом прогнозировании//М етеорология и гидрология.

1982. № 10. С. 103-^109.

8. З а б е л и н В. Н. Прогнозирование урож аев по взаимнокоррелирован­ ным метеорологическим ф акторам методом гребневой регрессии//М етеорология я гидрология. 1983. № 8. С. 104— 107.

9. З а к с Л. Статистическое оценивание. М.: Статистика, 1976.776 с.

т и е решений на основе самоорганизации. М.: Советское радио, 1976. 280 с.

11. К и р и л и ч е в а К. В. М етодическое пособие по составлению агроме­ теорологического прогноза средней областной урож айности яровой пшеницы в основной зоне ее возделывания. М.: Гидрометцентр СССР, 1980. 25 с.

J980. 389 с.

13. Л и к е ш И., Л и г а И. Основные таблицы математической статистики.

М.: Финансы и статистика, 1985. 356 с.

14. Л у б н и н М. Г. Влияние агрометеорологических условий на работу сельскохозяйственных машин и орудий. Л.: Гидрометеоиздат, 1983.' 117 с.

15. Л у к о м с к и й Я. И. Теория корреляции и ее применение к анализу производства. М.: Госстатиздат, 1961. 273 с.

16. М а с л о в с к а я А. Д, М етод долгосрочного агрометеорологического прогноза среднереспубликанского у р о ж ая озимой пшеницы в К азахстан е// Тр. К азН И ГМ И. 1974. Вып. 47. С. 117— 130.

17. М а т е м а т и ч е с к и е методы в агрометеорологии//Тр. ИЭМ. 1973.

экономической и погодной составляющ их изменений урож айности зерновых ;

культур//Тр. ГГИ. 1983. Вып. 280. С: 111— 119.

19. М и т р о п о л ь с к и й А. К. Техника статистических вычислений. М.:

Физматгиз, 1961. 479 с.

.М.: Финансы и статистика, 1982. 316 с.

21. Н е м ч и н о в В. С. Сельскохозяйственная статистика с основами общей теории. М.: Сельхозгиз, 1946. 345 с.

22. О б у х о в В. М. Урожайность и метеорологические факторы. М.: Гос, планиздат, 1949. 316 с.

23. П р о г р а м м н о е обеспечение ЭВМ. Минск: Ин-т математики АН Б С С Р, 1983. Вып. 35. 130 с.

и меры по ее реализации. М атериалы майского пленума Ц К КПСС 1982. М.;

П олитиздат, 1982. 111 с.

25. С е б е р Д ж. Линейный регрессионный анализ. М.: Мир, 1980. 456 с.

26. С и р о т е н к о О. Д. Компонентный анализ в прогностических зад ач ах агрометеорологии. Методическое письмо. М.: Гидрометеоиздат, 1971. 52 с.

анализ полей сумм осадков к ак зад ача квадратического програм мирования//Тр.

ИЭМ. 1973. Вып. 3(40). С. 90— 102.

28. Т ь ю к и Д ж. А нализ результатов наблюдений. М.: Мир, 1981. 693 с.

29. У л а н о в а Е, С. Применение математической статистики в агрометео­ рологии для нахож дения уравнений связей. М.: Гидрометеоиздат, 1964. 112 с.

в агрометеорологии. Л.: Гидрометеоиздат, 1968. 198 с.

'31. У л а н о в а Е. С. Агрометеорологические условия и урож айность ози­ мой пшеницы. Л.;

Гидрометеоиздат, 1975. 302 с.

32. Ф и ш е р Р. А. Статистические методы д л я исследователей. М.: Госстат издат, 1958. 248 с.

33. Ф р е н к е л ь А. А. М атематические методы анализа динамики и произ­ водительности труда. М.: Экономика, 1972. 145 с. ' 34. Х и м м е л ь б л а у Д. А нализ процессов статистическими методами. M.L Мир. 1973. 973 с.

35. Х ь ю б е р П. Робастность в статистике. М.: Мир, 1984. 303 с.

36. B e r n o u l l i D. The m ost probable choice betw een several discrepant and' the form ation of the m ost likely in d u ctio n //In C. G. A llen (1961) Biom etrica. 196L V. 48. P. 3— 13.

37. B o x G. E. P. N on-norm ality and te s t on variances//B iom etrica. 1954. V. 10_ P. 318—335, sion//B iom etrica. 1962. V, 49. P. 93— M С 0 о к R. D. D etection of inf lu en tal o bservation in linear reg re ssio n // Technom etrics, 1977. V. 19. P. 15— 18.

40. D a n i e l C., ' W o o d F. S. F ittin g equations to d ata;

com puter an aly sis o f m u ltifactor. N.Y.;

W iley, 1980, 458 p.

sis// Technom etrics. 1977. V. 19, P. 1— 13.

42. F u r n e v a l G. M. R egression by leaps and bounds//T echnom etrics. V. 16. P. 499—511.

43. H a u n J. R. M atem atical m odels in agrom eteorology. 1983. WMO. CA gM rep. 14.

44. H a w k i n s D. T. Id en tificatio n of outliers. L ondon, 1980, 401 p, 45. H e m m e r l e W. J, An explicit so lu tio n for generalized rid g e regression//' Technom etrics, 1975, V. 17. P. 309—314, 46. H u b e r P, J. R obust estim atio n of a Jo c a tio n param eter//A nn. M ath, S ta ­ tist. 1964. V. 35, P. 73— 101.

47. H u b e r P. J. R o b u st-statistics: a reviev//A nn. M ath. S ta tist. 1972. V. 43.

P, 1041— 1067.

48. H u b e r P. J. R obust regression: asym ptotics conjectures and M onte-C arlo// Ann. M ath. S ta tist. 1973. V. 1. p. 799—821.

49. M a r q u a r d t D. W. G eneralized inverses, rid g e regression, biased lin e a r estim ation and non-linear estim ation//T echnom etrics V. 12. P. 591—612.

50. W a 11 s R. E., W e e к s D. L, A n o te on v arian ce of a predicted response:

in regressio n//T he Amer, S tatist. 1969, V. 23. P. 24—26.

А нали з регрессионных выбросов 187 Н улевая гипотеза 108.

------- остатков.Аргумент Г лавн ы е компоненты.Детерминант, (определитель)..Дисперсия.'Кластеризация 151 ^ Корреляционная таблица 12 " Корреляционное отношение Корреляционные сдязи ------, нелинейные ^Коэффициент корреляции множест­ Связь гиперболическая венный -Линейное регрессионное уравнение 33 P R E S S -критерий.М атрица невы рожденная — обратная.Метод наименьших квадратов JVi-оценки 165,

СО ДЕРЖ А Н И Е

ЧАСТЬ I

ОСНОВЫ К ОРРЕЛЯЦ ИО НН ОГО И РЕ ГР Е С С И О Н Н О Г О А Н А ЛИ ЗА

Глава 1. Различные типы связей между переменными величинами 1.1. Функциональные и статистические связи. Аргумент и функция. ' З а д ач и теории корреляции

1.2. Основные виды линейных и нелинейных корреляционных связей и их уравнения

Глава 2. Линейная корреляция двух переменных величин 2.1. Корреляционное поле. Корреляционная таблица. Эмпирические линии р е г р е с с и и

2.6. Уравнение линейной связи меж ду двум я переменными величи- ' нами

2.7. С редняя и вероятная ошибки коэффициента корреляции. С ред­ н я я ошибка уравнения регрессии

2.8. Пример расчета уравнения линейной связи меж ду двумя' пере- менными величинами по сгруппированным данным (связь меж ду запа 2.9. Пример расчета уравнения линейной связи м еж ду двум я пере­ менными величинами по несгруппированным данны м (зависимость уро­ Глава 3. Множественная линейная корреляция трех переменных величин 3.1. П арны е и общий коэффициенты множест1зенной корреляции. У ра­ 3.2. Пример расчета уравнения линейной связи ^ е ж д у тремя пере­ менными величинами (зависимость запасов влаги в почве от количества осадков в разные периоды)

4.1. Уравнение связи меж ду четырьмя переменными величинами. П а р ­ 4.2. Пример расчета, уравнения линейной корреляции четырех пере­ менных величин (зависимость запасов влаги в почве от количества 4.3. Зависимость коэффициента корреляции от объем а выборки и Глава 5. Нахождение параметров уравнений линейных связей между переменными величинами методом наименьших квадратов 5.1. Н ахож дение параметров уравнений линейной связи меж ду двумя 5.2. Н ахож дение параметров уравнений линейной связи меж ду тр е­ 5.3. Н ахождение параметров уравнений линейной связи меж ду че­ тырьмя переменными величинами. Пример расчета уравнения зависи­ мости урож айности яровой пшеницы от количества осадков в разные периоды вегетации и и с п а р е н и я

6.2. Корреляционное отношение — мера тесноты связи д л я нелиней- * 'ных з а в и с и м о с т е й

6.3. Пример расчета корреляционного отношения и уравнения п ар а­ болической связи меж ду урожайностью озимой пшеницы и весенними запасами влаги в п о ч в е

6.4. Нахождение параметров уравнений корреляционных связей ме­ ж д у переменными величинами гиперболических, степенных и показатель­ ных к р и в ы х

6.5. Пример расчета параметров уравнения степенных кривых (за­ висимость продолжительности периода всходы—кущение озимой ржи от температуры воздуха)..

ЧАСТЬ П

Н ЕК О ТО РЫ Е АСПЕКТЫ С О В РЕМ ЕН Н Ы Х М ЕТОДОВ

РЕ ГРЕ С С И О Н Н О Г О М О Д Е Л И РО В А Н И Я

8.1. Линейные у р а в н е н и я

9.2. Последствия недостатка и избытка переменных в регрессионной модели

10i,2, П роцедура отбора п р е д и к т о р о в

10.2.1. М етод исключения.. '

10.2.2. М етод в к л ю ч е н и я

10.2.4. М етод псевдоперебора

Глава И. Альтернативные регрессионные модели 11.1. М одель гребневой р е г р е с с и и

11.2. Робастн ая р е г р е с с и я

11.3. М одель гребнево-робастной р е г р е с с и и

11.4. М етод главных к о м п о н е н т

Глава 12. Анализ регрессионных остатков и выбросов 12.1. Анализ регрессионных остатков

12.2. Анализ в ы б р о с о в

Список л и т е р а т у р ы.................

П редметный у к а з а т е л ь

Евгения Станиславовна Уланова, Владимир Н иколаевич Забелин М етоды корреляционного и регрессионного ан ализа в агрометеорологии Технический редактор Н. И. Перлович. Корректор Л. Б. Емельянова.

С дано в набор 17.10.89. П одписано в печать 22.02.90. М-19521. Формат 60X90‘/i6, бумага, книжная. Гарнитура литературная. Печать высокая. Печ. л. 13. Кр.-отт. 13. Уч.-изд. л. 13,21.

Тираж 1770 экз. И ндекс П РЛ-60. З а к а з № 255. Ц ена 2 руб. 30 коп. Г идрометеоиздат. 199226.

Л енинградская типография № 4 ордена Трудового Красного Знамени Л енинградского объединения «Техническая книга» им. Евгении Соколовой Государственного комитета СССР по печати. 190000. Л енинград, Прачечный переулок, 6.



Pages:     | 1 |   ...   | 4 | 5 ||
 




Похожие материалы:

«V bt J, / ' • r лАвНбЕ У П РА В Л Е Н И Е Г И Д Р О М Е Т Е О Р О Л О Г И Ч Е С К О Й С ЛУ Ж БЫ П Р И СОВЕТЕ М И Н И С ТРО В СССР Ц Е Н Т Р А Л Ь Н Ы Й И Н С Т И Т У Т П РО Г Н О З О В с. У Л А Н О В А Е. Применение математической статистики в агрометеорологии для нахождения уравнений связей сч БИБЛИОТЕК А Ленинградского Г идрометеоролог.ческого Ии^с,титута_ Г И Д РО М Е Т Е О РО Л О Г И Ч Е С К О Е И ЗД А Т Е Л Ь С Т В О (О Т Д Е Л Е Н И Е ) М осква — УДК 630:551.509. АННОТАЦИЯ В книге в ...»

«ФЕДЕРАЛЬНАЯ СЛУЖБА РОССИИ ПО ГИДРОМЕТЕОРОЛОГИИ И МОНИТОРИНГУ ОКРУЖАЮЩЕЙ СРЕДЫ ГЛАВНАЯ ГЕОФИЗИЧЕСКАЯ ОБСЕРВАТОРИЯ им. А. И. ВОЕЙКОВА Е. Н. Романова, Е. О. Гобарова, Е. Л. Жильцова МЕТОДЫ МЕЗО- И МИКРОКЛИМАТИЧЕСКОГО РАЙОНИРОВАНИЯ ДЛЯ ЦЕЛЕЙ ОПТИМИЗАЦИИ РАЗМЕЩЕНИЯ СЕЛЬСКОХОЗЯЙСТВЕННЫХ КУЛЬТУР С ПРИМЕНЕНИЕМ ТЕХНОЛОГИИ АВТОМАТИЗИРОВАННОГО РАСЧЕТА Санкт -Петербург ГИДРОМЕТЕОИЗДАТ 2003 УДК 551.58 Данная книга посвящена методам мезо- и микроклиматического райониро вания на основе новых ...»

«В. Г. Бешенцев В. И. Завершинский Ю. Я. Козлов В. Г. Семенов А. В. Шалагин Именной справочник казаков Оренбургского казачьего войска, награжденных государственными наградами Российской империи Первый военный отдел Челябинск, 2012 Именной справочник казаков ОКВ, награжденных государственными наградами Российской империи. Первый отдел УДК 63.3 (2)-28-8Я2 ББК 94(47) (035) И51 На полях колхозных, после вспашки, На отвалах дёрна и земли, Мы частенько находили шашки И покорно в кузницу несли… Был ...»

«С.Н. ЛЯПУСТИН П.В. ФОМЕНКО А.Л. ВАЙСМАН Незаконный оборот видов диких животных и дикорастущих растений на Дальнем Востоке России Информационно-аналитический обзор Владивосток 2005 ББК 67.628.111.1(255) Л68 Оглавление Предисловие 5 Ляпустин С.Н., Фоменко П.В., Вайсман А.Л. Незаконный оборот животных и растений, попадающих под требова Л98 Незаконный оборот видов диких животных и дикорастущих расте- ния Международной конвенции по торговле видами фауны и флоры, ний на Дальнем Востоке России. ...»

«НАУЧНО-ПОПУЛЯРНАЯ ЛИТЕРАТУРА Серия Из истории мировой культуры Л. С. Ильинская ЛЕГЕНДЫ И АРХЕОЛОГИЯ Древнейшее Средиземноморье Ответственный редактор доктор исторических наук И. С. СВЕНЦИЦКАЯ МОСКВА НАУКА 1988 доктор исторических наук Л. П. МАРИНОВИЧ кандидат исторических наук Г. Т. ЗАЛЮБОВИНА Ильинская Л. С. И 46 Легенды и археология. Древнейшее Средиземно­ морье / М., 1988. 176 с. с пл. Серия Из истории мировой культуры. ISBN 5 -0 2 -0 0 8 9 9 1 -5 В книге рассказано не только о подвигах, ...»

«ЭКОЛОГИЧЕСКАЯ ЭТИКА Федеральное агентство по образованию Государственное образовательное учреждение высшего профессионального образования ГОРНО-АЛТАЙСКИЙ ГОСУДАРСТВЕННЫЙ УНИВЕРСИТЕТ Кафедра геоэкологии и природопользования И. А. Ильиных Экологическая этика Учебное пособие Горно-Алтайск, 2009 2 Печатается по решению методического совета Горно-Алтайского госуниверситета ББК – 20.1+87.75 Авторский знак – И 46 Ильиных И.А. Экологическая этика : учебное пособие. – Горно-Алтайск : РИО ГАГУ, 2009. – ...»

«ЗАПОВЕДНИК ЯГОРЛЫК ПЛАН РЕКОНСТРУКЦИИ И УПРАВЛЕНИЯ КАК ПУТЬ СОХРАНЕНИЯ БИОЛОГИЧЕСКОГО РАЗНООБРАЗИЯ Eco-TIRAS Дубоссары – 2011 ЗАПОВЕДНИК ЯГОРЛЫК ПЛАН РЕКОНСТРУКЦИИ И УПРАВЛЕНИЯ КАК ПУТЬ СОХРАНЕНИЯ БИОЛОГИЧЕСКОГО РАЗНООБРАЗИЯ Eco-TIRAS Дубоссары – 2011 CZU: 502.7 З 33 Descrierea CIP a Camerei Naionale a Crii Заповедник Ягорлык. План реконструкции и управления как путь сохранения биологического разнообразия / Международная экол. ассоциация хранителей реки „Eco-TIRAS”. ; науч. ред. Г. А. Шабановa. ...»

«РОССИЙСКАЯ АКАДЕМИЯ НАУК УФИМСКИЙ НАУЧНЫЙ ЦЕНТР Институт геологии Башкирский государственный аграрный университет Р.Ф. Абдрахманов ГИДРОГЕОЭКОЛОГИЯ БАШКОРТОСТАНА Уфа — 2005 УДК 556.3 (470.57) АБДРАХМАНОВ Р.Ф. ГИДРОГЕОЭКОЛОГИЯ БАШКОРТОСТАНА. Уфа: Информреклама, 2005. 344 с. ISBN В монографии анализируются результаты эколого гидрогеологичес ких исследований, ориентированных на охрану и рациональное ис пользование подземных вод в районах деятельности нефтедобывающих, горнодобывающих, ...»

«Дуглас Адамс Путеводитель вольного путешественника по Галактике Книга V. В основном безобидны пер. Степан М. Печкин, 2008 Издание Трансперсонального Института Человека Печкина Mostly Harmless, © 1992 by Serious Productions Translation © Stepan M. Pechkin, 2008 (p) Pechkin Production Initiatives, 1998-2008 Редакция 4 дата печати 14.6.2010 (p) 1996 by Wings Books, a division of Random House Value Publishing, Inc., 201 East 50th St., by arrangement with Harmony Books, a division of Crown ...»

«Министерство образования и науки Российской Федерации Костромской государственный технологический университет Костромское научное общество по изучению местного края В.В. Шутов, К.А. Миронов, М.М. Лапшин ГРИБЫ РУССКОГО ЛЕСА Кострома КГТУ 2011 2 УДК 630.28:631.82 Рецензенты: Филиал ФГУ ВНИИЛМ Центрально-Европейская лесная опытная станция; С.А. Бородий – доктор сельскохозяйственных наук, профессор, декан факультета агробизнеса Костромской государственной сельскохозяйственной академии Рекомендовано ...»

«РОССИЙСКАЯ АКАДЕМИЯ НАУК КОЛЬСКИЙ НАУЧНЫЙ ЦЕНТР Полярно-альпийский ботанический сад-институт им. Н. А. Аврорина О.Б. Гонтарь, В.К. Жиров, Л.А. Казаков, Е.А. Святковская, Н.Н. Тростенюк ЗЕЛЕНОЕ СТРОИТЕЛЬСТВО В ГОРОДАХ МУРМАНСКОЙ ОБЛАСТИ АПАТИТЫ 2010 RUSSION ACADEMY OF SCIENCES KOLA SCIENCE CENTRE N.A. Avrorin’s Polar Alpine Botanical Garden and Institute O.B. Gontar, V.K. Zhirov, L.A. Kazakov, E. A. Svyatkovskaya, N.N. Trostenyuk GREEN BUILDING IN MURMANSK REGION Apatity Печатается по ...»

«РОССИЙСКАЯ АКАДЕМИЯ НАУК ОТДЕЛЕНИЕ БИОЛОГИЧЕСКИХ НАУК ГОРНЫЙ БОТАНИЧЕСКИЙ САД РОЛЬ БОТАНИЧЕСКИХ САДОВ В ИЗУЧЕНИИ И СОХРАНЕНИИ ГЕНЕТИЧЕСКИХ РЕСУРСОВ ПРИРОДНОЙ И КУЛЬТУРНОЙ ФЛОРЫ Материалы Всероссийской научной конференции 1-5 октября 2013 г. Махачкала 2013 1 Материалы Всероссийской научной конференции УДК 58.006 Ответственный редактор: Садыкова Г.А. Материалы Всероссийской научной конференции Роль ботанических садов в изучении и сохранении генетических ресурсов природной и куль турной флоры, ...»

«Зоны, свободные от ГМО Экологический клуб Эремурус Альянс СНГ За биобезопасность Москва, 2007 Главный редактор: В.Б. Копейкина Авторы: В.Б. Копейкина (глава 1, 3, 4) А.Л. Кочинева (глава 1, 2, 4) Т.Ю. Саксина (глава 4) Перевод материалов: А.Л. Кочинева, Е.М. Крупеня, В.Б. Тихонов, Корректор: Т.Ю. Саксина Верстка и дизайн: Д.Н. Копейкин Фотографии: С. Чубаров, Yvonne Baskin Зоны, свободные от ГМО/Под ред. В.Б. Копейкиной. М. ГЕОС. 2007 – 106 с. В книге рассматриваются вопросы истории, ...»

«Министерство образования и науки Российской Федерации ГОУ ВПО Тамбовский государственный технический университет В.П. КАПУСТИН, Ю.Е. ГЛАЗКОВ СЕЛЬСКОХОЗЯЙСТВЕННЫЕ МАШИНЫ НАСТРОЙКА И РЕГУЛИРОВКА Рекомендовано Учебно-методическим объединением вузов Российской Федерации по агроинженерному образованию в качестве учебного пособия для студентов высших учебных заведений, обучающихся по направлению Агроинженерия Тамбов Издательство ТГТУ 2010 УДК 631.3.(075.8) ББК ПО 72-082я73-1 К207 Рецензенты: Доктор ...»

«Н.Ф. ГЛАДЫШЕВ, Т.В. ГЛАДЫШЕВА, Д.Г. ЛЕМЕШЕВА, Б.В. ПУТИН, С.Б. ПУТИН, С.И. ДВОРЕЦКИЙ ПЕРОКСИДНЫЕ СОЕДИНЕНИЯ КАЛЬЦИЯ СИНТЕЗ • СВОЙСТВА • ПРИМЕНЕНИЕ Москва, 2013 1 УДК 546.41-39 ББК Г243 П27 Рецензенты: Доктор технических наук, профессор, заместитель директора по научной работе ИХФ РАН А.В. Рощин Доктор химических наук, профессор, заведующий кафедрой общей и неорганической химии ФГБОУ ВПО Воронежский государственный университет В.Н. Семенов Гладышев Н.Ф., Гладышева Т.В., Лемешева Д.Г., Путин ...»

«Министерство образования и науки Российской Федерации Федеральное агентство по образованию Тихоокеанский государственный университет Дальневосточный государственный университет О. М. Морина, А.М. Дербенцева, В.А. Морин НАУКИ О ГЕОСФЕРАХ Учебное пособие Владивосток Издательство Дальневосточного университета 2008 2 УДК 551 (075) ББК 26 М 79 Научный редактор Л.Т. Крупская, д.б.н., профессор Рецензенты А.С. Федоровский, д.г.н., профессор В.И. Голов, д.б.н., гл. науч. сотрудник М 79 Морина О.М., ...»

«ГРАНТ БРФФИ БЕЛОРУССКИЙ ГОСУДАРСТВЕННЫЙ УНИВЕРСИТЕТ ГЕОГРАФИЧЕСКИЙ ФАКУЛЬТЕТ ОО БЕЛОРУССКОЕ ГЕОГРАФИЧЕСКОЕ ОБЩЕСТВО БЕЛОРУССКИЙ РЕСПУБЛИКАНСКИЙ ФОНД ФУНДАМЕНТАЛЬНЫХ ИССЛЕДОВАНИЙ СОВРЕМЕННЫЕ ПРОБЛЕМЫ ЛАНДШАФТОВЕДЕНИЯ И ГЕОЭКОЛОГИИ (к 100-летию со дня рождения профессора В.А. Дементьева) МАТЕРИАЛЫ IV Международной научной конференции 14 – 17 октября 2008 г. Минск 2008 УДК 504 ББК 20.1 Т338 Редакционная коллегия: доктор географических наук, профессор И.И. Пирожник доктор географических наук, ...»

«Санкт-Петербургский государственный университет Биолого-почвенный факультет Кафедра геоботаники и экологии растений РАЗВИТИЕ ГЕОБОТАНИКИ: ИСТОРИЯ И СОВРЕМЕННОСТЬ Материалы Всероссийской конференции, посвященной 80-летию кафедры геоботаники и экологии растений Санкт-Петербургского (Ленинградского) государственного университета и юбилейным датам ее преподавателей (Санкт-Петербург, 31 января – 2 февраля 2011 г.) Санкт-Петербург 2011 УДК 58.009 Развитие геоботаники: история и современность: сборник ...»

«ФЮ. ГЕАЬЦЕР СИМТО СИМБИОЗ С МИКРООРГАНИЗМАМИ- С МИКРООРГАНИЗМАМИ ОСНОВА ЖИЗНИ РАСТЕНИЙ РАСТЕНИЙ ИЗДАТЕЛЬСТВО МСХА ИЗДАТЕЛЬСТВО МСХА МОСКВА 1990 МОСКВА 1990 Ф. Ю. ГЕЛЬЦЕР СИМБИОЗ С МИКРООРГАНИЗМАМИ — ОСНОВА Ж И З Н И Р А С Т Е Н И И ИЗДАТЕЛЬСТВО МСХА МОСКВА 1990 Б Б К 28.081.3 Г 32 УДК 581.557 : 631.8 : 632.938.2 Гельцер Ф. Ю. Симбиоз с микроорганизмами — основа жизни рас­ тении.—М.: Изд-во МСХА, 1990, с. 134. 15В\Ы 5—7230—0037—3 Рассмотрены история изучения симбиотрофного существования рас­ ...»






 
© 2013 www.seluk.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.