U N TER SU C H U N G EN ÜBER A N W EN D BA RK EIT
DER STA TISTIC H E N M ETH ODEN IN DER BO D EN SY STEM A TIK
Lehrstuhl der Bodenkunde, U niversität Copernicus, Toruń und Lehrstuhl der Biom etrie, L andw irtschaftliche Hochschule, Poznań
EINLEITUNG
J e d e b o d ensystem atisch e A rb e it e rfo rd e rt:
1. S chätzu n g des W esen tlichk eitsg rad es der k en n zeichn en den M erk m ale d e r u ste rsu c h te n B öden un d W ahl d er diagnostisch w ich tig sten K e n n
zeichen.
2. N o rm alisierung d e r a u sg ew ä h lten diagnostischen K ennzeichen. 3. O rd n en der u n te rs u c h te n B o denindividuen nach dem P rin zip der g rö ssten Ä hnlich k eitsg rad es m it B erü cksichtig un g a lle r a u sg ew ä h lten diagnostischen K ennzeichen.
4. E ing lied erun g der g e o rd n eten In d iv iduensam m lung in hom ogene G ru p p e n (Klassen), w elche die ä h n lic h ste n Ind iv id u en vereinigen.
Die o b e n e rw äh n te n A ufgaben w a re n in bish erig en boden taxo no m i- schen A rb e ite n fast ausschliesslich su b ie k tiv gelöst. Die su b iek tiv en Mo m en te k a n n m an jedoch d u rch A nw en d ung e n tsp re ch e n d e r sta tistisc h e r M ethoden e n tw e d er ganz au ssch alten , o der m in d esten s seh r begrenzen. D ie vorliegen de A rb e it e n th ä lt die E rgebnisse von d u rc h g e fü h rte n U n te r
su ch un gen ü b e r A n w e n d b ark e it der sta tistisc h e n M ethoden au f dem G ebiete der B odentaxonom ie.
UNTERSUCHUNGSMATERIAL
D ie U n te rsu c h u n g e n w u rd e n an 20 W aldbod enp ro filen des B iałow ieża N atio n alp ark es (V olksrepublik Polen) d u rch g e fü h rt. Aus den c h a ra k teristisc h e n H orizonten a lle r B odenprofile w u rd e n P ro b e n en tn om m en u n d v ielseitigen L ab o ran aly sen unterzogen. B esondere A u fm erk sam k e it w u rd e dabei den H u m u sp ro b en aus den o b e rste n B odenhorizonten gew idm ent. Es ist n ähm lich anzunehm en, dass der H um us das m eist spezi fische P ro d u k t der Pedogenese (gem einsam sowohl fü r M ineralböden, w ie auch fü r o rganische T orfböden) d a rste llt. Eben desw egen sind die o rg a n isch en B oden su bstanzen z u r D u rc h fü h ru n g B odensy stem atischer A rb ei te n nach den sta tistisc h e n V e rfa h re n besonders g u t geeignet.
286 Z. Prusinkiew icz, T. Caliński
Je d e H um u sp robe w u rd e d u rch folgende 13 an aly tisch e D a te n und K ennzeichen c h a ra k te risie rt:
— P ro z e n tg e h a lt von G esam t-K o h lensto ff un d -S tick sto ff sowie Bi- tu m in en , H u m in sä u re n u nd H y m a to m e la n sä u re n in d er org an ischen Bo d en substanz.
— P ro z e n tg e h a lt von K ohlenstoff, Stickstoff, W asserstoff u nd S a u e rsto ff in den aus den u n te rs u c h te n B odenproben e x tra h ie rte n H u m in säu ren .
— С : N -V erh ältn is in der o rg an isch en B odensubstanz. — С : N-, С : H - und С : O -V erh ältn is in H u m in säu ren .
Die E rgebnisse der d u rc h g e fü h rte n A n aly sen sind in Tab. 1 d a r gestellt. D ie e rh a lte n e W erte w u rd e n sta tistisc h e r B earb eitu n g u n te r zogen.
SCHÄTZUNG DER WESENTLICHKEITSGRADES DER KENNZEICHNENDEN MERKMALE UND WAHL DER DIAGNOSTISCH WICHTIGSTEN KENNZEICHEN
Jed es “n a tü rlic h e ” S ystem m uss au f “w esen tlich en ” , d.h. der N a tu r der u n te rs u c h te n O b jek te e n tsp re ch e n d e n K rite rie n a u fg e b a u t w erden. Es ist zu betonen, dass die “w ese n tlich e n ” B odenkennzeichen gleichzeitig g u t u n te re in a n d e r k o rre lie rt sind. U n w esentliche (zufällige) M erkm ale dagegen w eisen in der Regel n u r niedriege K o rrela tio n sw e rte auf.
Um den W esentH chkeitsgrad der in Tab. 1 h e ra n g e fü h rte n M erkm ale zu bestim m en, w u rd e n z u e rst die sog en an n ten sp e a rm a n ’schen R ang k o rrelatio n sk o effizien ten [4] fü r jedes M erk m alp aar b erech n et. D ieser K oeffizient s te llt eine d ire k te A n n äh u n g des gew öhnlichen K o rrela tio n s k o effizien ten dar.
D er sp e a rm a n ’sche K oeffizient k a n n als M asszahl fü r die Ü b erein stim m u n g zwei, in Bezug auf 2 v ersch iedene M erkm ale d u rch g e fü h rte n , O rd n u n g en d er gegebenen In d iv id u en sam m lu n g dienen.
Die B erechnugsw eise dieses K oeffizienten ist folgende: Es seien jedem O b jek t d e r u n te rsu c h te n In d iv id u en sam m lu n g zwei Z ah len beigeschrie ben: die erste — ist die R angzahl des O b jektes in dieser S am m lung im Bezug au f ein M erkm al; die zw eite Z ahl dagegen ste llt eine solche R ang zahl d esselben O bjek tes im Bezug a u f ein zw eites M erkm al dar. Es sei
öf der U n tersch ied zw ischen diesen Z ahlen fü r In d iv id u u m “i” . D an n
e rh a lte n w ir d en sp e a rm a n ’schen R a n g k o rrelatio n sk o effizien ten nach der G leichung
Labor--Nr Horizont T iefe cm С t o ta l .N to ta l C:N Bituminen Huminsäuren Hymetomelan-säuren
Chemische Zusammenzetzung der Huminsäuren^aschefrei)
С N H 0 С : N C:H C:0 % % 1 A1 0-5 29,13 2,410 12,10 1,63 36,39 11,74 54,11 3,48 3,14 29,28 15,53 17,26 1,38 9 AoP 4-0 7 Д 1 0,476 15,00 4 ,60 21,22 0,46 52,10 4,47 5,96 37,47 11,66 8,74 1,39 10 Ai 3-8 6,97 0,486 14,31 4,67 33,60 3,19 51,84 5,44 1,99 40,73 9,53 26,08 1,27 12 Ai 2-5 2,36 0,112 21,07 7,66 23,45 4,80 55,29 4,07 3,27 37,38 13,60 16,91 1,48 22 h 0-5 44,14 2,595 17,01 3,2 9 61,69 6,26 56,64 4,00 3,96 35,40 14,16 14,50 i,6 o 24 4 0-5 40,94 1,648 24,84 4,70 10,41 0,11 55,26 4,07 3,57 37,10 13,58 15,46 1,49 25 AoF+H 10-5 43,02 1,022 38,35 7,01 18,95 3,68 54,21 2,52 2,41 41,06 21,43 22,39 1,32 27 T1 10-15 46,53 1,680 27,70 9,14 35,45 2,44 57,45 3,37 4 ,28 34,90 17,05 13,44 1,65 36 T1 5-10 39,04 2,170 17,97 4 ,80 57,69 12,46 53,18 4,00 3,38 39,45 13,29 15,76 1,35 37 h 3-5 2,14 0,142 15,07 6,79 36,09 0,43 59,09 3,62 2,19 35,10 16,31 27,02 1,68 41 h 0-5 3,14 0,242 13,00 5 ,19 28,48 5,37 45,30 4,48 3,74 46,48 10,11 12,10 0,97 42 h 0-15 41,34 2 ,5QC 16,02 3,85 70,06 4,82 54,97 4 ,10 3,37 37,55 13,40 16,29 1,46 47 Ai 15-20 2,40 0,142 16,90 3,15 9,08 0,53 50,11 4,98 4,93 39,98 10, об 10,17 1,25 48 Ai 0-3 14,23 0,856 16,62 4 ,97 33,60 3,86 53,33 4,48 2,27 39,92 11,90 23,50 1,34 49 Ai 15-20 18,58 1,194 15,57 3 ,0 0 62,31 5,64 53,95 4,07 2,51 39,46 13,25 21,46 1,37 52 AoF 5-0 44,97 1,126 39,94 7,05 40,95 5,25 59,64 2,35 3,95 34,06 25,41 15,11 1,75 55 h 2-4 1,67 0,105 16,00 24,59 53,79 4,07 55,78 3,62 2,81 37,79 15,41 19,82 1,48 59 h 4 0-3 4 ,01 0,267 15,02 6,30 25,11 2,06 55,92 4,64 2,67 36,78 12,05 20,97 1,52 64 h 0-3 8,04 0,333 24,14 7,33 32,67 2,99 59,27 3,66 3,53 33,53 16,80 16,77 1,77 68 Ti 5-15 33,62 1,260 26,68 4 ,08 5,18 0,38 55,53 3,33 4 ,7 1 36,42 16,66 11,78 1,52 Mer kinals Nr: 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 S ta tis tis c h e M et h o d en in de r B o d e n sy st e m a ti k 287
288 Z. Prusinkiew icz, T. Caliński
Da der sp e arm an ’sche K oeffizien t die W erte von — 1 bis + 1 an n e h m e n k a n n w ird e r g en au so wie d er gew öhnliche K orrelatio n sk o effizien t in te rp re tie rt.
Die b e re c h n e te W erte des sp e a rm a n ’schen K o effizien ten f ü r jedes P a a r der 13 a n a ly sie rte n M erkm ale sind in Tab. 2 zu sam m en g e ste llt- w orden.
A ls M asszahl f ü r d en W esen tlich k eitsg rad d er u n te rs u c h te n M erk m ale d ie n t die folgende F orm el:
2 \ , \ ■ 100
---7 К - 1 in u nserem F alle К = 13.
D er in solcher W eise b e re c h n e te W esen tlich k eitsg rad k a n n th eo re tisch W erte von 0 bis 100 ann eh m en. Ein solches K ennzeichen, dessen W esen tlich k e itsg ra d n ich t w eit von 100 abw eicht, w ü rd e die S y stem a tisie ru n g d er B odenindividuen ohne R ücksicht au f an d ere M erkm ale erm öglichen.
Es w u rd e em pirisch festg estellt, dass M erkm ale d e re n W esen tlich keitsg rad J u n te r 30 h e ra b sin k t
J < 30
keine diagnostische B ed eu tun g besitzen. Diese M erkm ale m üssen aus w e ite ren O p eratio n en au sg esch altet w erden . Bei d ieser V oraussetzung w u rd e n 9 von 13 in dieser A rb e it u n te rs u c h te n M erkm alen als boden sy stem atisch w esentlich e K enn zeich en a n e rk a n n t. Die v ier w e ite ren M erkm ale die in Tab. 1 m it den N u m m ern 5, 6, 9 u nd 12 bezeichn et w o rden sind, w u rd e n bei w e ite re n B erech n u n g en n ich t m eh r b erü ck sich tig t.
NORMALISIERUNG DER KENNZEICHEN
Um die säm tlich en an aly tisc h e n D a te n — die gew öhnlich in v e rsch ie denen M asseinheiten au sg ed rü c k t w e rd e n — zu einem ein h eitlich en Mass zu brin g en, w ird in d er Regel eine N o rm alisierung nötig.
W enn m an d u rch x }j den W e rt des K ennzeichens “j ” (wie gesagt, 9 w esentliche K ennzeich en sind in B e tra c h t genom m en) im B odenindivi duu m “i” bezeichnet, dan n e rh ä lt m an den n o rm a lisie rte n W ert:
wobei
Xj — das a rith m e tisc h e M ittel,
Sj — die S tan d ard ab w eich u n g bezeichnet.
Es b e ste h t die M öglichkeit auch an d e re F o rm e ln zu r K en n zeich en n o r m alisieru n g anzuw enden.
o c z n ik i G le b o z n a w c z e T a b e l l e 2
Spearmanschè IC orrelationskoeff iz ie n te n zwischen untersuchten Lierkmalen der humosen Bodenproben
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 W esentlich k eitsg ra d 1 0,868 0,577 -0 ,1 5 0 •0,233 0,217 0,242 ■ -0 ,4 7 0 ü,293 -0 ,2 5 7 0,459 -0 ,2 5 6 0,238 36 2 0,227 -0,489 0,369 0,346 0,068 -0 ,2 8 3 0,198 -0,134 0,231 -0 ,1 8 9 0,106 30 7 0,392 -0 ,1 9 4 -0 ,1 7 0 0,469 -0 ,5 7 4 0,320 -0 ,4 2 7 0,641 -0 ,2 3 8 0,423 39 4 -0,089 -0 ,1 6 2 0,487 -0 ,3 2 3 -0 ,1 4 6 -0 ,3 2 8 0,424 0,188 0,391 30 5 0,712 0,213 -0 ,1 4 4 -0 ,2 8 1 -0 ,0 9 1 0,082 0,288 0,148 24 6 -0,153 -0 ,0 9 1 -0 ,1 6 1 0,283 -0,033 0,113 -0 ,2 5 2 22 7 0,620 0,007 -0 ,8 9 9 0,755 0,096 0,956 41 8 -0 ,1 1 1 0,474 -0 ,9 5 2 0,032 -0 ,5 3 0 38 9 -0 ,3 2 6 0,050 -0 ,9 8 5 0,201 27 10 -0 ,5 7 9 0,195 -0 ,9 8 1 41 11 0,053 0,650 41 12 -0 ,0 6 7 23 13 •41 S ta ti st is c h e M et h od en in de r B o d e n sy st e m a ti k
290 Z. Prusinkiew icz, T. Caliński
ORDNEN DER SAMMLUNG
Das O rd n e n der S am m lu ng den B o denindividuen im Bezug auf 9 n o rm a lisie rte diagnostische K en nzeich en w u rd e nach der M ethode d e r sog. W rocław — Taxonom ie d u rc h g e fü h rt [3, 5]. Z u diesem Zw eck w u rd e fü r jedes B o d en in dividu en p aar sein geg enseitiger “A b sta n d ” aus d e r folgenden F o rm el b erech n et:
к
I I tty - ttiV I
a u' — ;
к
fü r In d iv id u en p aar i, i’; к = 9. Die R e su lta te w u rd e n in Tab. 3 zusam m en g e stellt (die sog. “A b sta n d sta b e lle ” nach C z e k a n o w s k i [1]).
A uf G ru n d d ieser T abelle w u rd e dann der k ü rze ste D e n d rit k on s tr u ie r t (Abb. 1). D ieser D e n d rit s te llt eine graph ische sy ste m atisie ru n g
25, 52 — Eisenhumusgleypodsole, 27, 68, 24 — Hochmoortorfböden, 22. 42, 36 — Niederm oortorfböden, 1 — Anmoor, 49 — „Schwarze W alderde”, 48, 10 — Pseudogley, 9 — Braunerde, 47, 41 — Parabraunerden, 59 — Podsolbrauerde, 37, 64, 12, 55 —
Die "Abstünde" zwischen den untersuchten Bodenindiwiduen ^auf Grund der 9 diagnostischen Kennzeichen berechnet) T a b e l l e 3 9 10 12 22 24 25 27 36 37 41 42 47 48 49 52 эЬ 59 64 68 1 0,845 1,001 1,046 0,529 0,636 1,079 0,939 0,426 1,042 1,267 0,404 1,017 0,729 0,462 1,402 1,605 1,014 1,147 0,612 9 0,246 0,439 0,910 0,670 1,000 1,078 0,650 0,598 0,537 0,731 0,362 0,224 0,406 1,462 1,169 0,267 0,720 0,757 10 0,678 1,152 0,907 1,250 1,413 0,796 0,837 0,518 0,971 0,284 0,344 0,565 1,699 1,396 0,469 0,946 1,000 12 0,978 0,647 1,048 0,911 0,823 0,364 0,805 0,859 0,598 0,540 0,615 1,246 0,840 0,275 0,421 0,741 22 0,412 1,124 0,665 0,387 0,961 0,446 0,182 1,126 0,832 0,611 1,128 1,678 0,921 1,017 0,585 24 0,773 C,506 0,301 0,917 1,198 0,306 0,992 0,584 0,478 0,959 1,487 0,726 0,824 0,308 2b 0,735 0,851 1,160 1,489 1,032 1,364 0,945 0,913 0,461 1,713 1,201 1,062 0,653 27 0,775 0,826 1,665 0,797 1,499 1,069 0,984 0,651 1,450 1,050 0,695 0,469 36 1,029 1,079 0,248 0,881 0,471 0,407 1,238 1,569 0,842 1,064 0,572 37 0,964 1,038 0,795 0,731 0,785 1,031 0,916 0,367 0,242 0,771 41 1,265 0,481 0,615 0,859 1,951 1,523 0,650 1,149 1,294 42 1,008 0,663 0,481 1,260 1,587 0,834 1,115 0,564 47 0,436 0,555 1,784 1,335 0,488 0,982 1,038 48 0,266 1,354 1,271 0,398 0,795 0,680 49 1,292 1,334 0,581 0,871 0,523 32 1,906 1,336 0,853 0,790 55 0,988 1,090 1,411 59 0,534 0,785 64 0,691 68 S ta ti st is c h e M et h od en in de r B o d e n sy st e m a ti k
292 Z. Prusinkiew icz, T. Caliński
der 20 B odenindividuen dar, m it gleichzeitiger B erücksichtig un g a lle r 9 a n a ly sie rte n d iagnostischen K ennzeichen.
Die K o n stru k tio n des D e n d rits b e ru h t au f dem k o n seq u en ten V e rb in d en jedes In div iduu m s m it einem A n d eren, das ihm am ä h n lic h ste n ist. Die Lage jedes B odenindividuum s im D e n d rit ist ein d eutig b estim m t un d u n v e rä n d e rlich o h n e R ücksicht au f den A n fa n g sp u n k t von w elchem w ir die K o n stru k tio n des D en d rits beginnen.
GLIEDERUNG DER GEORDNETEN BODENINDIVIDUENSAMMLUNG IN HOMOGENE GRUPPEN (KLASSEN)
Bei der W ahl der K rite rie n fü r die E in teilu n g des D e n d rits in hom o gene K lassen m ü sste m an sich nach zwei G ru n d sä tz e n rich ten , die schon frü h e r F a l i ń s k i [2] fü r die Pflanzensoziologische S y stem a tik v o r geschlagen h at:
(a) ein er K lasse g eh ö ren n u r solche Ind iv id u en an, bei w elchen der A b stan d jedes b eliebigen P a a re s einen, als H o m o g e n itä tsk rite riu m ange nom m enen G re n z w e rt n ic h t ü b e rsc h re ite t;
(b) in A n leh n u n g an G ru n d satz (a) w ird die In d iv iduen sam m lu n g so gegliedert, dass jede G ru pp e die m öglichst höchste Individuen zah l en th ä lt.
Die A nw endung von H o m o g e n itä tsk rite rie n der I-, II- und h ö h e re n O rdn un g lässt eine h ierarch isch e K lassifik atio n schaffen, die aus tax o - nom ischen E in h e iten I-, II- usw. O rd n un g a u fg e b a u t w ird.
Da die M enge der z u r Z eit zu V erfü g u n g ste h e n d e n A n a ly sen d a ten fü r eine ein w an d freie G lied eru n g des D e n d rite s noch u n zu reich en d w ar, h a t m an au f solche B earb eitu n g des U n te rsu c h u n g sm a terials v o rläu fig noch v erzich tet. E n tsp rech en d e U n te rsu c h u n g e n sind im Gange.
DISK USION UND SCHLUSSFOLGERUNGEN
A lle B odenprofile, die in dieser A rb e it d u rch H u m u sp ro b en aus d en alle ro b e rste n B o denhorizonten re p rä s e n tie rt sind, w u rd e n b e re its frü h e r allseitig en m orphologischen, chem ischen u n d p h y sik alisch en U n te rsu chun g en u n tergezogen [6]. Das erm ö g lich t je tz t die m erito risch e B ew er tu n g der e rh a lte n e n R esu ltate. In dieser H insicht w u rd e festg estellt, dass •die an g e w a n d te n sta tistisc h e n M ethoden eine k o n seq uente u n d ü b e r
zeugende S y stem atisieru n g d er u n te rsu c h te n Böden g ew ährleisten .
Es k o n n te w e ite r die B eobachtung gem acht w erden, dass die nach s ta tistisc h e n M ethoden e rh a lte n e B od ensystem atik die n a tü rlic h e n Bo d e n v e rh ä ltn isse im B iałow ieża N a tio n a lp ark seh r g u t w ied ersp iegelt. S e h r befriedig en d fiel auch d er V ersuch der B ew ertu n g des W esen tlich
keitsg rad es der k en n zeich n en d en M erkm ale, au f G ru n d der sp e a r m a n ’schen R an g k o rrelatio n sk o effizien ten aus.
M an m uss dabei h erv o rh eb en , dass einzeln genom m en, kein K enn zei ch en eine gu te G ru nd lag e fü r den A u fb au ein er befried ig en d en B oden sy ste m atik g e w äh ren k an n . Die W ahl der H o m o g e n itä tsk rite rie n w elche die A rt d er G liederun g des D en d rits in hom ogene K lassen b estim m en, v e rla n g t noch w e ite re r U n tersu ch u n g en .
Z usam m enfassen d m uss m an feststellen , dass die a n g ew an d ten sta tistisc h en M ethoden eine w eitg eh en d e O b jek tiv isieru n g d e r A rb eit auf dem G ebiete d e r B o d en sy stem atik erm öglichen, w eil sie eine gleichzeitige B erü ck sich tig u n g v ieler diagnostischen M erkm ale erlau b en . Jed es V e r m e h re n der Z ahl diagnostisch w e sen tlich er K ennzeichen w ird uns dem
Ziele n ä h e rn , w elches fü r jed en B o d en sy stem atik er der A u fbau eines n a tü rlic h e n B odensystem s ist.
SCHRIFTTUM
[1] C z e k a n o w s k i J.: Zur D ifferentialdiagnose der Neandertalgruppe. Korres pondenzblatt der D eutschen G esellschaft für Anthropologie, XL, S. 44—47, 1909. [2] F a l i ń s k i J.: Zastosow anie Taksonom ii W rocławskiej do fitosocjologii. Acta
Soc. Botanic. Poloniae, v. X X IX , I960, 333—361.
[3] F l o r e k K., Ł u k a s z e w i c z J., P e r k a l J., S t e i n h a u s H., Z u b r z y c k i S.: Taksonomia W rocławska. Przegląd Antropolog. XVII, Poznań 1952, 193—211.
[4] K e n d a l l M. G.: Rank Correlation Methods. London 1955.
[5] P r u s i n k i e w i c z Z., C a l i ń s k i T.: Badania nad m ożliwością system a tyzow ania gleb w oparciu o w ielocechow ą “Taksonomię W rocławską” (im Druck).
[6] P r u s i n k i e w i c z Z., K o w a l k o w s k i A.: Studia gleboznawcze w B ia łow ieskim Parku Narodowym (im Druck).
Z . P R U S I N K I E W I C Z , T . C A L I Ń S K I
AN ATTEMPT AT APLICATION OF STATISTICAL METHODS TO SOLVING OF PROBLEMS IN SOIL SYSTEMATICS
D e p a r t m e n t o f S o i l S c i e n c e , C o p e r n i c u s U n i v e r s i t y , T o r u ń D e p a r t m e n t o f B i o m e t r y , C o l l e g e o f A g r i c u l t u r e , P o z n a ń
S u m m a r y
A set of statistical m ethods is applied to solving soil system atics problems. A dendritic (nonlinear) arrangem ent of soils based on the best correlated ("most sign ifican t”) features is described. An exam ple on 20 soils from Białow ieża National Park (Poland) is given.
The arrangem ent of the soils in a dendritic system, based on chem ical humus analysis, reflects satisfactorily the natural conditions ot the investigated terrain.
294 Z. Prusinkiew icz, T. Caliński
Z . P R U S I N K I E W I C Z , T . C A L I N S K I
UN ESSAI D ’APPLICATION DE MÉTHODES STATISTIQUES POUR LA SOLUTION DES PROBLÈMES
DE LA SYSTÉMATIQUE DE SOLS
L a c h a i r e d e P é d o l o g i e d e l ’U n i v e r s i t é d e K o p e r n i k à T o r u ń e t aa c h a i r e d e B i o m e t r i e d ’E c o l e S u p é r i e u r e d ’A g r i c u l t u r e à P o z n a ń
R é s u m é
Des m éthodes statistiques ont été appliquées pour la solution du problèm e de la systém atique de sols. La façon d’arrangem ent “dendritique” des sols, basée sur les caractères corrélant le m ieu x entre eux (les plus considérables) est décrite. On procéda à titre d’exem ple à l’étude c?e 2P sols du Parc N ational de B iałow ieża (Pologne). On constate, que l’arrangem ent de ces sols dans une composition “den dritique”, basée sur les résultats des analyses chim iques de l’humus, correspond bien aux conditions naturelles du terrain exploré.
Z . P R U S I N K I E W I C Z , T . C A L I N S K I
PRÓBA ZASTOSOWANIA METOD STATYSTYCZNYCH DO ROZWIĄZYWANIA ZAGADNIEŃ
TAKSONOMII GLEBOZNAWCZEJ
K a t e d r a G l e b o z n a w s t w a U n i w e r s y t e t u im . M . K o p e r n i k a , T o r u ń i K a t e d r a B i o m e t r i i W S R , P o z n a ń
S t r e s z c z e n i e
Zastosowano zestaw metod statystycznych ćo rozwiązywania zagadnień takso nom ii gleboznawczej. Opisano sposób dendrytowego (nieliniowego) porządkowania gleb w oparciu o cechy najlepiej w zajem nie skorelowane (najbardziej istotne). Dla przykładu opracowano system atycznie 20 gleb Białow ieskiego Parku Narodowego.
Stwierdzono, że uporządkowanie tych gleb w układzie dendrytowym na pod staw ie w yników chem icznych analiz próchnicy glebowej dobrze odzw ierciedla stosunki przyrodnicze Parku Narodowego.
3 . П Р У С И Н К Е В И Ч , Т . Ц А Л И Н Б С К И ОПЫТ ПРИМЕНЕНИЯ СТАТИСТИЧЕСКИХ МЕТОДОВ К РЕШЕНИЮ ПРОБЛЕМОВ ПОЧВЕННОЙ СИСТЕМАТИКИ К а ф е д р а П о ч в о в е д е н и я У н и в е р с и т е т а и м . К о п е р н и к а , Т о р у н ь и К а ф е д р а Б и о м е т р и и П о з н а н с к о й с е л ь с к о х о з я й с т в е н н о й А к а д е м и и Р е з ю м е Авторами разработан и проверен состав статистических методов пригодных к решению основных проблемов почвенной систематики. В качестве диагности ческих признаков были применены хорошо взаимо коррелированные (= сущ е ственные) особенности исследованных почв. Расстановка почвенных индивидуов получалась ,,дендритная” (нелинейная). Проверка предлагаемых методов на 20 образцах взятых из почв Беловежского народного заповедника (Польша) по казала, что систематика почв получена статистическим путём хорошо отражает естественные условия заповедника.
