46
‘вномерности увлежнения в виде (1) ве воегда удобно. Кроне 
Ё
<ого, коз]фициент неравномерности полива в форме (1), как пра-
вало, ке отражает фектическую несднороднооть, в значижельной
отепени обусловленную указанными выше фактореми. Если очитать,
-что неравкомерность поливе, обуслозленная управляемыми дейотви-
‚ямп, сведена до резьного минзмума, то оченидно, веравяомерно-
сть полива будет стохастической величиной- 
'
88 русехом - неранчомернооть полиза оценивают чашо воего ко
критерлю Кристлансена : 
}
тде 
6 - срецнев абоолютное отклонение ;
„& - средвее значение поливной кормы ,
Позднее 
1.С. Мод ‚ 6.6.3жайев {167 предложили другой 
1
кратерий неравломерности
6
ЧИРО 
овтР
тде 
©° - стандсртное отклонение.
Для нормального распределения по Харту критерий неревяомерности
д
= 7 
Р
К- 
7 
7‚17/1
Сулествуют и другис статистические критерии неравномерности о-
ва
В последние годи Оченъ пассивно иооледуется овязь неравно-
мерности полиза © урожаем (бегичер, 1978; Варрик и Тарднер,
т6ё2; 
Стери ® Бреслер, 1°83; 
и др. 
}. Нескотря на детальную про-
уеботну этсго волросе в 
различных работах, судествующие методс
подхода ичеют рид недоотатков, поэтому полученные в Них резуль-
ат моло прогодны не только для практического использования, НО
и теоретичесного осумсления влияния неровномерности поливе ва
угожей, е овязь урохвд и засоленности в Зависнности от Неревно-
кэрности поллза де рессеатривветоя в литературе-
Оозим недостатком яванется следуюцее. Для зинейной еввлоу-
мостх урокая ог влати приведена вависимость (Варрик, Ятес)