ANNALES
UNI VERSITATIS MARIAE C U R I E - S К Ł O D O W S К A LUBLIN —POLONIA
VOL. I, 10 SECTIO H 1967
Z Katedry Statystyki Wydziału Ekonomicznego UMCS Kierownik: vacat
Władysław KWIECIEŃ
Metodyka ustalania i weryfikacji rejonów produkcji rolniczej
1. CEL I CHARAKTER OPRACOWANIA
W niniejszym opracowaniu podejmuję próbę delimitacji województwa rzeszowskiego na rejony produkcji rolniczej. Podstawowym celem pracy jest przedstawienie metodyki rejonizacji systemów rolniczych oraz ich weryfikacji w oparciu o niektóre metody ilościowe. Znaczną więc część opracowania, które prezentuję, poświęcam merytoryczno-formalnej ocenie poprawności wydzielonych rejonów produkcji rolniczej oraz ich przyrod- niczo-ekonomicznej charakterystyce. Stąd też niniejsza praca, obok aspektu metodycznego, posiada wyraźnie zaznaczony aspekt monogra
ficzny.
Badaniami objąłem całość gospodarki rolnej (tj. wszystkie formy wła
dania środkami produkcji) woj. rzeszowskiego według stanu zarejestro
wanego spisem rolnym z dnia 5 VI 1964 r. Podstawowy materiał źródłowy, którym rozporządzałem przy opracowywaniu niniejszego tematu, stano
wiły dane statystyczne Wydziału Statystyki Wojewódzkiej Rady Naro
dowej w Rzeszowie oraz Wojewódzkiej Komisji Planowania Gospodar
czego w Rzeszowie. W znacznym stopniu wykorzystałem również ma
teriał liczbowy Wojewódzkiego Inspektoratu Państwowej Inspekcji Plo
nów w Rzeszowie, Głównego Urzędu Statystycznego w Warszawie oraz Instytutu Ekonomiki Rolnej w Warszawie.
2. ISTOTA REJONIZACJI ROLNICZEJ
Rejonizacja polega na czynności podziału pewnego terytorium na części, wykazujące duży stopień podobieństwa pod względem wyróżnio
nych cech. W sensie statystycznym rejonizacja jest podziałem populacji
188 Władysław Kwiecień
niejednorodnej na części, z których każda jest podobniejsza w sobie, aniżeli między sobą.
Zgodnie z powyższym, wyodrębnianie jednorodnych układów prze
strzennych polega na typizacji takich układów, które charakteryzują się wewnętrzną zwartością. Rejonizacja rolnicza jest więc klasyfikacją jed
nostek przestrzennych pewnej populacji ze względu na określoną zasadę podziału (principium divisionis), która polega na łączeniu elementów większej zbiorowości w grupy, charakteryzujące się możliwie najwięk
szym podobieństwem w porównaniu z innymi elementami.
Jednorodne układy przestrzenne wyodrębniane są zatem w oparciu o zasadę podobieństwa określonych cech, którymi charakteryzują się elementy danej zbiorowości, a które uznane zostały za istotne cechy podziałowe, tzw. cechy typologiczne lub cechy diagnostyczne. O tym zaś, które cechy tworzą zespół cech podziałowych, decyduje analiza meryto
ryczna.1
Istota delimitacji układów przestrzennych polega więc na przyjęciu pewnego zespołu cech diagnostycznych i określeniu ich natężenia w po
szczególnych elementach zbiorowości, a następnie łączeniu ich ze sobą w oparciu o kryterium największego podobieństwa. Przy tym przez elementy najbardziej podobne rozumieć należy takie elementy, między którymi występują najmniejsze różnice wartości wyróżnionej cechy, wy
rażone odpowiednim wskaźnikiem natężenia.
Rejony produkcji rolniczej tworzą zatem układy przestrzenne, wyka
zujące — z jednej strony — możliwie najwięcej cech wspólnych, a — z drugiej strony — posiadające możliwie dużo różnic w porównaniu z pozostałymi obszarami.
3. TAKSONOMICZNA METODA DELIMITACJI PRODUKCJI ROLNICZEJ Należy stwierdzić, że o ile powszechnie uznana została już potrzeba rejonizacji rolniczej oraz jej walory poznawcze i przydatność praktyczna, o tyle nie zdołano jeszcze — jak dotychczas — wypracować uniwersalnej metody poprawnego wyodrębniania rejonów produkcji rolniczej. Każda z dotychczasowych metod posiada bowiem zarówno dodatnie, jak
1 Problem jednorodności przy podziale zbiorów elementów niejednolitych na zespoły wewnętrznie jednolite należy do zagadnień o znaczeniu podstawowym.
Przy czym chodzi tu o jednorodność zbiorowości tylko pod względem pewnego zespołu cech. Ten sam zatem zbiór może być jednorodny pod względem jednego zespołu cech, podczas gdy przy innym zespole cech może się okazać niejedno rodnym. Por. J. F ieric h : Próba zastosowania metod taksonomicznych do rejo nizacji systemów rolniczych w województwie krakowskim, „Myśl Gospodarcza”, 1957, nr 1,s. 74.
Metodyka ustalania i weryfikacji rejonów produkcji rolniczej 189 i ujemne strony, stąd też ich zakres stosówalności jest mniej lub więcej ograniczony.2
W moim przekonaniu, spośród stosowanych metod rejonizacji, szcze
gólnie przydatnfe okazały się metody taksonomiczne, zwłaszcza zaś metoda diagraficzna J. Czekanowskiego, tzw. taksonomiczna metoda różnic prze
ciętnych.3 Do głównych zalet taksonomicznej metody różnic przeciętnych zaliczyć przede wszystkim należy to, że opiera się ona na konkretnych faktach, wymiernych ilościowo, jest prosta i intuicyjnie zrozumiała, zezwala na przeprowadzanie porównań, eksponuje związki i podobieństwa różnych stopni oraz daje możność przeprowadzenia badań w czasie i prze
strzeni.
Metoda J. Czekanowskiego została przystosowana i wykorzystana do celów rejonizacji rolniczej dopiero w 1957 r. Jako pierwszy dokonał tej adaptacji J. Fierich, opracowując przy jej pomocy rejonizację systemów rolniczych w województwie krakowskim.4
Punktem wyjścia taksonomicznej metody różnic przeciętnych jest za
łożenie, że w zespole przyjętych cech typologicznych elementy tworzące dany układ przestrzenny wykazują między sobą mniejsze różnice, niż pomiędzy elementami innych układów.
W konkretnych więc zastosowaniach taksonomicznej metody różnic przeciętnych należy w pierwszym rzędzie ustalić zespół cech diagno
stycznych, które mają służyć za podstawę do wyodrębniania rejonów.
Cechy diagnostyczne stanowią bowiem kryterium klasyfikacyjne i przy ich braku nie może być mowy o jakiejkolwiek rejonizacji. Przy niewłaści
wym zaś ich doborze rejonizacja będzie błędna i nieprawidłowa. Zagad
nienie to posiada zasadnicze i podstawowe znaczenie w całej taksonomii, bo w pierwszej linii decyduje o jej wynikach.
Nie ulega więc wątpliwości fakt, że wybór cech diagnostycznych musi być poparty dobrą znajomością danej dziedziny wiedzy, praw i zależności, jakim podlegają zjawiska i przedmioty, które mają być poddane porząd
kowaniu i rejonizacji. Z tego też względu prawidłowego wyboru cech 2 Systematyczny przegląd metod rejonizacji podał B. Kopeć w swej pracy pt.: Rejony intensywności i kierunki produkcji rolnej w województwie wrocław
skim, Wrocław 1958.
3 Twórcą metody taksonomicznej — metody przeciętnych różnic — jest sławny polski antropolog J. Czekanowski. Metodę tę zastosował J. Czekanowski do wyod
rębnienia typów antropologicznych z populacji ludności pigmejskiej. Por. J. Cze
kanowski: Zarys metod statystycznych w zastosowaniu do antropologii, „Prace Towarzystwa Naukowego Warszawskiego”, 1913, nr 5.
4 Por. Fierich: op. cit., ss. 73—100.
190 Władysław Kwiecień
diagnostycznych dokonać potrafi tylko dobry fachowiec z danej dziedziny badań.5 *
Nie wymaga chyba głębszych uzasadnień teza, że o merytorycznym aspekcie delimitacji systemów rolniczych w głównej mierze decyduje racjonalnie umotywowany cel, któremu ma służyć rejonizacja. Cel bo
wiem determinuje nie tylko kryteria rejonizacji, ale i poprawność wy
dzielonych cech podziałowych.
W moich rozważaniach za kryterium rejonizacji przyjąłem typ wa
runków produkcji rolniczej, wychodząc z założenia, że daje on wystar
czająco pełną charakterystykę podstawowych i względnie trwale działa
jących warunków przyrodniczo-ekonomicznych środowiska, w którym przebiega produkcja rolnicza. Typ warunków produkcji rolniczej pre- dystynuje system i kierunek produkcyjny gospodarstwa rolnego. Pojęcie więc typu produkcyjnego jest pojęciem, które par excellence łączy się z rejonizacją produkcji rolniczej.
„Typ produkcyjny — jak stwierdza S. Schmidt — ma reprezentować model o tym kierunku produkcji, który dla określonego rejonu najlepiej czyni zadość postulatowi predyspozycji”.8
W świetle powyższych rozważań uznałem, że poniżej podany zespół cech diagnostycznych najlepiej czyni zadość przyjętemu kryterium rejo
nizacji, ponieważ w dostatecznym stopniu uwzględnia obiektywne wa
runki przyrodniczo-ekonomiczne siedliska i w pełni respektuje naturalne proporcje, istotne dla kierunku produkcji rolniczej.7
5 O tym, że ustalenie poprawnego zespołu cech diagnostycznych do rejonizacji jest rzeczą trudną świadczy fakt, żewnauce biologii, z której przecież wywodzą się metodytaksonomiczne, do dziś naukowcy nie są jednomyślni co do tego, które cechy przyjmować za typologiczne. Mimo długich lat sporu w naukach biologicznych na temat przyjmowania cech diagnostycznych w dalszym ciągu przyjmuje się za nie cechy kraniologiczne, choć w dalszym ciągu są one przedmiotem dyskusji. Por.
F i e r i c h : op. cit., s. 82.
8 S. Schmidt: Dyskusja na temat terminologii ekonomiczno-rolniczej,
„Zagadnienia Ekonomiki Rolnej”, 1961, nr 5, s. 100.
7 Nie ulega wątpliwości, że istnienie określonych proporcji w produkcji rol niczej jest faktem obiektywnym. Gdyby bowiem nie istniały w tym zakresie określone prawidłowości i występowała dowolność w ich kształtowaniu się, to nie miałoby racji bytu szereg kategorii ekonomicznych, ogólnie przyjętych w ekono mice rolnictwa, takich choćby jak: typ produkcyjny, system gospodarczy iwszystkie pochodne od niego kategorie. Przyjęcie poglądu, że w zakresie produkcji rolniczej nie ■ występują naturalne proporcje, czyniłoby problematycznym dotychczasowy dorobek w zakresie badań ekonomiczno-rolniczych i stawiałoby pod znakiem zapy tania nie tylko poprawność stosowania metody przeciętnych różnic, ale w ogóle przeprowadzenie rejonizacji jakimkolwiek sposobem. Por. J. Steczkowski:
Próba ustalenia zasad i metod rejonizacji produkcji rolniczej (maszynopis powie
lony), Kraków, 1963, s. 248.
Metodyka ustalania i weryfikacji rejonów produkcji rolniczej 191
Tab.1.Powierzchniarośliniliczbazwierzątgospodarskichna100haużytkówrolnychwgpowiatówwoj.rzeszowskiego (stanna5VI1964) Trzoda chlewna 42,54 58,27 43,57 59,44 48,09 39,30 47,88 51,75 25,40 37,33 65,07 64,70 47,42 72,20 29,79 75,22 63,92 24,93 59,02 55,71 7,9
Bydło 82,01 66,93 71,80 73,91 62,16 67,06 76,19 62,10 50,80 52,48 88,58 67,72 62,59 86,91 65,12 78,73 82,09 54,71 83,94 60,70 30,42
Buraki cukrowe 4,10 3,80 2,91 3,86 6,23 2,17 3,70 2,66 1,20 2,63 6,13 3,48 1,80 13,03 5,82, 3,77 4,99 2,92 5,09 2,90 0,62
Ziemnia ki 13,88 17,27 11,01 13,96 10,95 14,88 12,35 13,60 5,73 8,71 13,35 15,21 13,96 13,37 8,86 15,69 14,31 6,69 13,30 15,57 2,47
O
14,88 19,86 7,66 12,83 13,18 23,92 8,93 23,15 2,86 10,92 18,87 20,58 23,85 15,12 8,83 17,88 18,64 5,57 15,64 17,90 0,78
Pszenica 17,88 15,94 14,96 19,31 13,93 4,60 14,20 9,70 5,88 10,18 15,63 15,47 6,27 20,52 15,97 16,90 18,73 8,84 21,27 6,18 1,87
Koniczy na Lucerna Esparce ta 12,95 6,86 11,53 10,49 6,13 2,32 10,77 2,90 6,57 3,14 8,98 7,02 1,52 10,44 7,96 8,47 9,29 6,81 11,84 2,87 2,58
Pastwi ska 7,99 11,62 21,71 13,85 15,57 13,11 21,72 11,37 42,12 21,47 8,56 8,19 14,80 5,14 25,95 12,19 9,79 32,32 8,57 14,95 58,68
Łąki 8,10 7,09 10,12 7,24 13,74 17,97 10,12 15,63 9,61 17,73 10,43 6,78 24,47 9,21 7,29 9,42 9,00 9,80 4,94 22,88 8,63
Wyszczególnienie
Ф a
§ §
> ь> Д4 o w
. >Q & W (D > N
■о я S се и o ° o ° b >> >o 'S -°
O ’S Tl ,2 О & сб Р •—i дг ф ф У О N -Р Jh’TÏ И -О 'С Фи N N Д 5-< ч->
Źródło:obliczeniaautorawoparciuodanePrezydiumWRNwRzeszowie,pochodzącezespisurolnegozdnia5VI1964
192 Władysław Kwiecień Do zespołu cech diagnostycznych zaliczone cechy:
więc zostały następujące 1) areał łąk,
2) areał pastwisk, 3) areał motylkowych, 4) areał pszenicy, 5) areał żyta,
6) areał ziemniaków,
7) areał buraków cukrowych, 8) pogłowie bydła,
9) pogłowie trzody chlewnej.
W tabeli 1 zamieszczone są dane liczbowe, charakteryzujące wiel
kości każdej z dziewięciu wyróżnionych cech wg 21 powiatów woj.
rzeszowskiego (z pominięciem miast wydzielonych).
Należy zaznaczyć, że powyższy zespół cech diagnostycznych oprócz wzmiankowanych już właściwości merytorycznych charakteryzuje się również ważną właściwością formalno-statystyczną, mianowicie czyni on zadość postulatowi maksymalnej dyspersji przestrzennej.8 W tabeli 2 zamieszczone są wartości współczynników dyspersji przestrzennej, obli
czone dla poszczególnych cech typologicznych.9
Tab. 2. Współczynniki dyspersji przestrzennej poszczególnych cech diagnostycznych
Wyszczególnienie V Wyszczególnienie V
1 Łąki 45,9 5 Ziemniaki 29,0
2 Pastwiska 70,0 6 Buraki cukrowe 66,9
3 Koniczyna 47,9 7 Bydło 21,6
4 Pszenica 46,6 8 Trzoda chlewna 34,3
Źródło: Obliczenia autora w oparciu o dane Prezydium WRN w Rzeszowie.
8 Należy zaznaczyć, że cechy podziałowe muszą się charakteryzować określo nymi właściwościami nie tylko natury merytorycznej, ale i formalno-statystycznej.
Tak więc np. cechy diagnostyczne powinny być możliwie najbardziej stabilne w czasie i niełatwo ulegać zmianom i wpływom środowiska. Następnie, winny one charakteryzować się dużą zmiennością pomiędzy rejonami i być mało zmienne w ramach wyodrębnionych rejonów. W miarę możności cechy diagnostyczne po
winny być najbardziej od siebieniezależne. Natomiast z cechami niediagnostycznymi powinny one być możliwie silnie skorelowane.
9 Współczynniki dyspersji przestrzennej obliczałem w oparciu o znany wzór roboczy:
Vx Mx
/yf(x-Mx)2 gdzie: 0=1/ Z-j______ _
V N
У f x M-=±i—
x N
Metodyka ustalania i weryfikacji rejonów produkcji rolniczej 193
Tab.3.Sumyprzeciętnychróżniccechdiagnostycznychpowiatówwoj.rzeszowskiegowgstanuna5VI1964
эщоа
i^äzj;s£1 192,7 192,7 155,3 162,0 193,3 163,2 165,0 69,3 172,0 123,5 221,9 201,4 172,7 129,7 239,0 217,3 214,4 92,8 217,1 170,2 Sazrq
-oujBX 80,9 49,1 72,1 39,4 58,9 163,2 123,7 108,1 29,0 53,7 81,3 60,0 25,1 87,3 100,6 74,1 78,7 90,4 82,0 170,2
mozäzj;s 28,0 42,8 64,8 67,5 26,0 93,1 54,6 149,8 74,7 111,8 29,2 42,9 96,2 88,8 34,7 43,2 21,3 126,7 80,2 217,1
102,3 99,3 72,5 75,4 102,9 84,7 72,7 24,5 88,4 43,1 129,3 110,4 196,9 39,3 147,4 134,2 123,2 126,7 90,4 92,8
Mozsazy 33,5 35,1 65,7 64,2 27,5 81,1 54,1 146,3 64,6 108,3 26,3 27,8 101,4 88,9 33,4 23,3 123,2 21,3 78,7 214,4
aoÄzodOH 52,0 37,8 69,4 68,7 35,6 85,9 57,8 148,4 69,7 110,4 32,2 39,0 88,8 95,0 38,3 23,3 134,2 43,2 74,1 217,3
qSJOMSZJj 53,3 68,5 87,7 86,0 49,9 114,6 76,1 170,5 96,1 132,5 30,4 69,0 117,7 111,4 38,3 33,4 147,4 34,7 100,6 239,0
I^Äuiazjd 68,0 67,2 38,4 48,7 67,6 76,7 46,6 62,4 82,5 51,0 95,6 76,7 88,6 111,4 95,0 88,9 39,3 88,8 87,3 129,7
81,9 57,0 73,7 43,1 77,4 24,7 71,4 111,4 22,5 58,0 90,8 68,5 88,6 117,7 88,8 101,4 196,9 96,2 25,1 172,7
aaptpj 52,9 15,9 63,9 54,4 33,1 75,8 61,5 133,5 47,8 95,5 32,5 68,5 76,7 69,0 39,0 27,8 110,4 42,9 60,0 201,4
jnousq 43,8 44,6 71,6 66,7 43,2 87,7 60,0 152,6 69,3 113,0 32,5 90,8 95,6 30,4 32,2 26,3 129,3 29,2 81,3 221,9
MOZDEqnq 87,4 85,4 52,6 46,5 87,2 51,3 60,8 61,2 65,4 113,0 95,5 58,0 51,0 132,5 110,4 108,3 43,1 111,8 53,7 123,5
^stezai 64,5 39,9 67,3 34,6 59,9 28,4 64,3 110,1 65,4 69,3 47,8 22,5 82,5 96,1 69,7 64,6 88,4 74,7 29,0 172,0
125,4 123,4 86,0 93,7 126,0 104,5 96,2 110,1 61,2 152,6 133,5 111,4 62,4 170,5 148.4 146,3 24,5 149,8 108,1 69,3
OUSOJ^ 41,0 54,6 13,2 37,5 36,0 71,7 96,2 64,3 60,8 60,0 61,5 71,4 46,6 76,1 57,8 54,1 72,7 54,6 123,7 165,0 EM.OZS
-nqiox 64,6 55,5 66,1 46,1 74,9 71,1 104,5 28,4 51,3 87,7 75,8 24,7 76,7 114,6 83,9 81,1 84,7 93,1 42,2 163,2 OlSEf
38,7 27,8 82,5 48,0 74,9 36,0 126,0 59,9 87,2 43,2 33,1 77,4 67,6 49,9 35,6 27,5 102,9 26,0 58,9 193,3
MEfSOJBf
56,3 43,7 39,5 48,0 46,1 37,5 93,7 34,6 46,5 66,7 54,4 43,1 48,7 86,0 68,7 64,2 75,4 67,5 39,4 162,0
ээтроэ 42,6 57,6 39,5 82,5 66,1 13,2 86,0 67,3 52,6 71,6 63,9 73,7 38,4 87,7 69,4 65,7 72,5 64,8 72,1 155,3
eojqôa 52,0 57,6 43,7 27,8 55,5 54,6 123,4 39,9 85,4 44,6 15,9 57,0 67,2 68,5 37,8 35,1 99,3 42,8 49,1 192,7
Mçzozjg
52,0 42,6 56,3 38,7 64,6 41,0 125,4 69,5 87,4 43,8 52,9 81,8 68,0 53,3 52,0 33,5 102,3 28,0 80,9 192,7
Powiaty ___________________
t фc
S И Q
Ź > Ai
к, > O £ !” 4) K. k N
tB -O ® « Йо ° '° .о
’S* F n л свт ’.9n 2 1/3ф ’Nф 'S5 'Sл д 2 о m л -p пз w
Źródło:ObliczeniaautorawoparciuodaneliczboweWydziałuStatystykiWRNwRzeszowie.
194 Władysław Kwiecień
Zgodnie z techniką nakazaną przez metodę różnic przeciętnych prze
liczyłem wartości poszczególnych cech diagnostycznych na 100 ha użyt
ków rolnych. Następnie obliczyłem znormalizowane różnice wartości cech pomiędzy każdą parą powiatów wg następującego wzoru standaryza
cyjnego:
We wzorze tym kolejne symbole oznaczają:
R2,i — zestandaryzowana wartość różnicy cech pary powiatów oznaczonych kolejnym numerem 1 i 2
ajj — wartość cechy j w powiecie nr 1 a2j —wartość cechy j w powiecie nr 2
Mj — średnia arytmetyczna cechy j dla całej populacji.
Transformacja cech dokonana za pomocą powyższego wzoru niweluje wpływ ich wielkości absolutnych, czyni je addytywnymi i wzajemnie porównywalnymi, a przede wszystkim daje możność uchwycenia stopnia
3rrorAkJ Dębica_____
Gorhce______
Jarosław Joeło Кolbuszoua Krosno______
Lesko Leżajsk Lubacróu tan cut Mielec______
Nisko______
Przemyśl Prreuorsk Popczyce Preszóu Sanok Słrryzd)»
Tarnobrzeg Ustrzyki do/ne
1ИПШ MCG
im«QOixTèc О®10 O®
10МПЙП
ИИ®i® ©
ШШГЕГЖ
lææl
иподайПЕавгакт
]00Q ц® © О®’
© © © ©ВВ1®1о!©Ы<
®(®©®Й0И®Е1 ■■КЯМИИ:C;
©0
гаг п:
©•©Ф.
©!
'i;w i®
>1®
I®
!© 0) OjŁ
©.
0|
о» I
©0®ИП1
©Ö.
0®
!QI ® Äs>
■SKI
ППП1
ВЭНИК
П
X'
01
©о
'01 00 0, р
© ©
р©
©1©
©
©
wX
C X
©
©
■
0 W
©
X
© оÖ
W
O©
© Ф0
©
©©©
©
0 О
О© O
© 0X o
0
■0 0 0
а ©
©
а 0
O
0X,
0 в
X X
o
0 0
©
• < 45 ® 45 < 72 ® 72<99„ О 99 < 126
Rye. 1. Diagram taksonomiczny nie uporządkowany 1964 r.
Diagramme taxonomique pour 1964 non systématisé
Metodyka ustalania i weryfikacji rejonów produkcji rolniczej 195 podobieństwa pomiędzy badanymi układami przestrzennymi, co w osta
tecznej konsekwencji pozwala wyodrębnić określone rejony produkcji rolniczej.
W tabeli 3 zamieszczone zostały wspomniane transformacje cech do
dane wierszami, aby w ten sposób wskazać wielkość sumarycznych różnic między powiatami. Graficznym zaś odpowiednikiem sumy różnic są nie uporządkowane diagramy Czekanowskiego, z których jeden prezentuję na rye. 1.
W oparciu o diagramy nie uporządkowane tworzy się diagramy ana
lityczne (uporządkowane), mówiące o stopniu powiązań poszczególnych układów przestrzennych. W tym celu przyjmuje się tzw. podstawową skalę podobieństw i drogą kolejnych przybliżeń dochodzi się do opty
malnej postaci diagramu. W niniejszym opracowaniu do ostatecznego wydzielenia rejonów produkcji rolniczej woj. rzeszowskiego doszedłem poprzez trzy „iteracje” skali stopni podobieństw.
• < 45 • 45 <72 ® 7209 „ Q 99 < 126
a Q
□ Пaa
1
□jyszo/v&zjtf 1Brzozów IKrosno 1Gorhce \PrzemySl 1 Jarosław >fsfozd71 1TarnobrzegI 1 1KolbuszowaI 1Lubaczów1 ISanok Q
Чг (Л
<ъ Л д
Dębica © © © • © © о о О
M/elec |SПП□□□па
оо о о ©© о о 0 0 о
Popczyce
ЯВЕ□□a а поао©о<3 о оф
nan □□пa ElЕиа га□
гаа гага
гаа гая
яо
Łańcut |ф□na□aга□□Eгага ■
■
Strzyżów nПпaaп лElгагаnгагагаа ■
Jasło •'•BIB©еа Е о© © о о о ор|
Przeworsk fOоввв ФОп о ®|О|О о ©
1гаСППШигагаагаганяи
krosno Iffl) O|®|©© © га□ma
Gorhce |Ooio ioЕЯ0 гаnaanпгагагагавз■
Przemyśl 0 ®to о ®|®|©яtoo□га©ююгагаагга
—
Jarosław too о оо
© гогаtoГГИагаагаЕмгага
Leżajsk о о SEа©Io
ran□□пгага®
Tarnobrzeg [0©
©оI® © 0 to гагагагагая
A/isko © to о о to о о © о О' 0©
©©
naaara 1а
Kolbuszowa !0s> о 0 0 о о □аспзэган
Lubaczów |0 to оо о о о о о о игааЕзапив
Sanok OО« о о о 0 — гагаигааамга
Lesko |O о 0 CDЕВЕйЕПЕППа
Ustrzyk/ Dolną ■■■■■гагагаи
Ryc. 2. Diagram taksonomiczny uporządkowany 1964r.
Diagramme taxonomique pour 1964 systématisé
