РЕГІОНАЛЬНІ ОСОБЛИВОСТІ ПОШИРЕННЯ ДВОХ ІЛАРВІРУСІВ У НАСАДЖЕННЯХ КІСТОЧКОВИХ КУЛЬТУР УКРАЇНИ
The statistical model for estimation of spatial geterogeneity of virus prevalence is offered. The peculiarities of regional distribution for two ilarviruses in stone fruit orchards in six districts of Ukraine were analised. Some regional phytovirologic risks were evaluated.
Збережено в:
| Дата: | 2010 |
|---|---|
| Автор: | |
| Формат: | Стаття |
| Мова: | Українська |
| Опубліковано: |
Institute of Agrocultural Microbiology and Agro-industrial Manufacture of NAAS of Ukraine
2010
|
| Теми: | |
| Онлайн доступ: | https://smic.in.ua/index.php/journal/article/view/301 |
| Теги: |
Додати тег
Немає тегів, Будьте першим, хто поставить тег для цього запису!
|
| Назва журналу: | Agriciltural microbiology |
| Завантажити файл: |  |
Репозитарії
Agriciltural microbiology| _version_ | 1871465927971700736 |
|---|---|
| author | Тряпіцина , Н.В. |
| author_facet | Тряпіцина , Н.В. |
| author_institution_txt_mv | [
{
"author": "Н.В. Тряпіцина ",
"institution": "Інститут садівництва УААН"
}
] |
| author_sort | Тряпіцина , Н.В. |
| baseUrl_str | https://smic.in.ua/index.php/journal/oai |
| collection | OJS |
| datestamp_date | 2026-07-22T10:10:46Z |
| description | The statistical model for estimation of spatial geterogeneity of virus prevalence is offered. The peculiarities of regional distribution for two ilarviruses in stone fruit orchards in six districts of Ukraine were analised. Some regional phytovirologic risks were evaluated. |
| doi_str_mv | 10.35868/1997-3004.11.132-145 |
| first_indexed | 2025-07-17T12:25:12Z |
| format | Article |
| fulltext |
132
УДК 632.38:634.2
РЕГІОНАЛЬНІ ОСОБЛИВОСТІ ПОШИРЕННЯ ДВОХ
ІЛАРВІРУСІВ У НАСАДЖЕННЯХ КІСТОЧКОВИХ
КУЛЬТУР УКРАЇНИ
Тряпіцина Н.В.
Інститут садівництва УААН,
вул. Садова, 23, Новосілки, Київ-27, 03027, Україна
E-mail: tryapic@justice.com
Запропоновано статистичні підходи до оцінки нерівно-
мірності розповсюдження вірусів. Проаналізовано особливості
регіонального поширення двох іларвірусів у насадженнях шести
областей У країни. Оцінено деякі регіональні фітовірусологічні
ризики.
Ключові слова: віруси кісточкових культур, поширенність
вірусу, статистична модель, відношення шансів, таблиця
спряженості ознак.
Системні моніторингові обстеження фітовірусологічного
стану насаджень кісточкових культур України, які проводяться
відділом вірусології, оздоровлення та розмноження плодових і
ягідних культур Інституту садівництва НААН України свідчать про
широке розповсюдження у насадженнях кісточкових культур вірусів
карликовості сливи (ВКС) та некротичної кільцевої плямистості
(ВНКП) [1-4]. Незважаючи на те, що обидва віруси генетично є
досить спорідненими [5] та при розповсюдженні обирають майже
однакові екологічні ніші [6], рівень їх поширення за різних геог-
рафо-кліматичних умов має деякі відмінності [7-9]. Але проста
констатаця кількісних характеристик розповсюдження вірусів
сьогодні вже не є достатньою для оцінки базових ризиків та
прийняття рішень з корекції фітовірусологічної ситуації в конкретних
регіонах. Адже за одного й того ж загального рівня інфікування
двох чи кількох насаджень прогнози розвитку фітовірусологічної
ситуації в них можуть бути різними. Тому моніторингові обстеження
мають бути доповненими зручними статистичними методами, які
дозволяють класифікувати фітовірусологічний стан насадження та
робити прогнози його розвитку.
Україна має потужний природний потенціал для розвитку
промислового садівництва, але реалізація цього потенціалу мож-
133
лива лише за умови поглиблення зональної спеціалізації галузі. У
цьому контексті вивчення регіональних особливостей поширення
вірусних інфекцій кісточкових культур дозволяє оцінювати ба-
зові регіональні ризики при закладанні різних типів насаджень
і цілеспрямовано компенсувати ці ризики шляхом оптимізації
структури насаджень та технологій їх утримання.
Мета цієї роботи полягала у створенні ефективної моделі
оцінки нерівномірності регіонального поширення різних вірусів як
можливого елемента фітовірусологічної геостатистики для оцінки
базових фітовірусологічних ризиків.
Матеріали і методи. Дослідження здійснені на основі
проведених відділом вірусології, оздоровлення та розмноження
плодових і ягідних культур Інституту садівництва УААН
моніторингових обстежень маточних та колекційних насаджень
кісточкових культур, зокрема вишні, черешні, абрикоса, персика,
сливи та аличі, у господарствах шести областей України (Вінниць-
кої, Донецької, Запорізької, Київської, Черкаської та Республіки
Крим) [1-4].
Ідентифікацію вірусів карликовості сливи (ВКС) та
некротичної кільцевої плямистості (ВНКП) проводили методом
класичного варіанту імуноферментного аналізу (DAS-Double
Antibody Sandwich) [10] з використанням сертифікованих
специфічних поліклональних антитіл.
Статистична модель для оцінки регіональної нерівномір-
ності розповсюдження вірусів. При оцінці нерівномірності ре-
гіонального розподілу вірусів у насадженнях кісточкових культур
ми виходили з припущення, що рівень інфікованості всього
перевіреного матеріалу, спричинений механічним перенесенням
вірусів при щепленні, обрізці та інших подібних маніпуляціях
з рослинним матеріалом, є приблизно сталою величиною, що
зумовлено однаковим технологічним рівнем цих робіт в усіх
перевірених господарствах. Тому всі розраховані нами в цій
роботі показники нерівномірності регіонального розподілу вірусів
в однаковій мірі несуть деяку погрішність, спричинену саме
механічним перенесенням цих вірусів, але в цілому адекватно
передають індивідуальні особливості розповсюдження вірусів,
які не залежать від механічного способу їх передачі, а обумовлені
екологічними регіональними особливостями.
Нехай загальна кількість перевірених на наявність i-го вірусу
134
зразків кожного господаря дорівнює Nk, де k = 1,2, … nk. У нашому
випадку в ролі господарів виступають різні кісточкові культури:
алича, слива, абрикос, персик, вишня та черешня. Нехай також
загальна кількість зразків кожного господаря, інфікованих i-тим
вірусом, складає Nik. При цьому i = 1,2, де 1–порядковий номер
вірусу ВКС, 2 – вірусу НКП.
Відповідно, доля зразків, інфікованих вірусом i, або фактич-
на чи емпірична частота трапляння окремого вірусу в насаджен-
нях певної культури дорівнюватиме:
(1)
Оскільки моніторингові дані мають чітку ієрархічну
структуру, цей показник можна розрахувати як для суми всіх
перевірених вітчизняних насаджень певної кісточкової культури
(Fik gen), так і для суми насаджень цієї культури в конкретному
регіоні (Fik reg):
(2)
(3)
Bведемо поняття «середня поширеність вірусу» або «середня
частота трапляння вірусу» в насадженнях вітчизняних кісточкових
культур, яка буде точкою відліку в наших порівняннях (Figen). Цю
величину можна виразити наступною формулою:
(4)
де в чисельнику представлено виявлену емпірично кількість
інфікованих і-тим вірусом дерев, а в знаменнику – загальну
Nik
Fik= ––––––
Nk
Nik gen
Fik gen = ––––––
Nk gen
Nik reg
Fik reg = ––––––
Nk reg
1 1
Figen= ∑ Nik gen / ∑ Nk gen,
k k
135
кількість усіх перевірених рослин кісточкових культур. Саме
з цією величиною, яка є узагальненням даних багаторічного
моніторингового обстеження насаджень кісточкових культур в
Україні, ми будемо порівнювати поширеність або частоту трапляння
і-того вірусу в певному регіоні (Fireg):
(5)
Порівняти ці дві величини (Figen та Fireg) або оцінити
відхилення регіонального поширення вірусу від нульової гіпотези
про однорідність такого поширення, можна за використання 2xni
таблиці спряженості ознак (зв’язаності ознак) [11] з елементами,
представленними у табл. 1. При формуванні таблиці спряженості
ознак слід пам’ятати, що інформація, яка знаходиться в одному
рядку або одному стовпчику, може стосуватися тільки одного типу
даних.
Таблиця 1. Таблиця спряженості ознак для оцінки
регіональної неоднорідності поширення вірусу
Група
Інфікованість
і-тим вірусом Сума (розмір
вибірки)так ні
Група І (regional) (кісточкові
насадження конкретного регіону) А B A+B
Група ІІ (general) (усі насадження
кісточкових культур, перевірені на
наявність і-го вірусу )
C D C+D
Сума A+C B+D N=A+B+C+D
Так, у нашому випадку в першому стовпчику представ-
лені дані, які стосуються виключно інфікованих і-тим вірусом
зразків, у другому – зразків, не інфікованих цим вірусом. У першо-
му рядку представлені дані з розподілу i-го вірусу в насадженнях
певного регіону, де А – це кількість інфікованих і-тим вірусом дерев
у регіональних насадженнях кісточкових культур, В – кількість
неінфікованих цим вірусом дерев у тих самих насадженнях.
1 1
Fireg= ∑ Nik reg / ∑ Nk reg
k k
136
Відповідно:
1
А= ∑ Nik reg (6)
k
1 1
В= (∑ Nkreg – ∑ Nik reg) (7)
k k
У другому рядку в аналогічний спосіб представлено дані з
розподілу i-го вірусу в усіх вітчизняних насадженнях кісточкових
культур, при цьому C – це кількість інфікованих і-тим вірусом
дерев, D – кількість неінфікованих дерев:
1
C= ∑ Nik gen (8)
k
1 1
D= (∑ Nkgen – ∑ Nik gen) (9)
k k
Різні пропорції будуть у цьому випадку віддзеркалювати
властивість вірусу до неоднорідного розподілу в різних регіонах.
Статистична гіпотеза про наявність зв’язків між двома якісними
ознаками, зокрема неоднорідність регіонального розподілу і-того
вірусу, може бути перевіреною з використанням критерію хі-квад-
рат (квадратичного коефіцієнта спряженості двох неальтернатив-
них ознак) за такою формулою:
(10)
На нашу думку, регіональну неоднорідність поширення
вірусу і зручніше оцінювати за допомогою коефіцієнтів, які мають,
на противагу показнику χ2, більш приведений вигляд. Наприклад,
коефіцієнт φ (Phi), який у випадку 2xni таблиці є еквівалентом
окремого випадку коефіцієнта спряженості ознак V Крамера (V
Cramer) [12]:
________________________________
φik = (BC – AD)/√(A+B)(C+D)(A+C)(B+D) (11)
Саме цей коефіцієнт ми пропонуємо використовувати для
N (AD-BC)
χ2 = _______________________________________
(A+B)(C+D)(A+C)(B+D)
137
оцінки нерівномірномірності регіонального поширення і-го вірусу
(Index of regional virus prevalence – Irvpik).
Цей показник змінюється від 0 до ±1; при цьому показни-
ки, наближені до 0, вказують на однорідність розподілу. Можна
також тепер за загальноприйнятою математичною класифікацією
(табл. 2) кваліфікувати коефіцієнт нерівномірності регіонального
поширення вірусу. Але така класифікація носить досить умовний
характер, адже відображає лише статистичний аспект взаємозв’яз-
ків. Реальний зміст сили таких взаємозв’язків може бути відко-
регований емпіричними спостереженнями.
З використання 2xni таблиці спряженості ознак можна також
оцінити відношення шансів або шансових переваг (odds ratio) за
наступною формулою [13]:
θik = (A/C) /(B/D) = (AD)/(CB) (12)
Таблиця 2. Класифікація рівнів нерівномірності
регіональної поширеності вірусу
Значення індексу регіонального
поширення (Irvpik)
Рівень відхилення
від середньостатистичного
> ± 0,91 дуже сильний
±0,71-0,90 сильний
±0,51-0,70 помірний
±0,21-0,50 слабкий
< ± 0,20 дуже слабкий
Шансовою перевагою (або шансом) називають відношен-
ня вірогідності того, що подія А відбудеться, до вірогідності того,
що ця подія не відбудеться. У нашому випадку відношення шансів
буде мірою можливості інфікування і-тим вірусом насаджень кісточ-
кових культур у регіоні А порівняно з середнім шансом інфікування
вцілому по Україні. Чим вище значення цього показника (θik), тим
вірогідніший прогноз того, що рівень інфікування і-тим вірусом
саме в цьому регіоні перевищить середній рівень інфікування цим
вірусом насаджень кісточкових по Україні. Якщо значення цього
показника близьке до одиниці, це свідчить про те, що такі можливості
майже рівні, і, нарешті, у випадку, коли значення відношення шансів
менше за одиницю, загроза інфікування насаджень в цьому регіоні
нижча за середньостатистичну по Україні.
138
Результати та їх обговорення. Загальні моніторингові
обстеження насаджень кісточкових культур України дозволили
виявити обидва іларвіруси в усіх перевіренних регіонах. За
усередненими даними рівень розповсюдження вірусу НКП у
насадженнях 6-ти кісточкових культур становить 0,246, а вірусу
карликовості сливи – 0,042. Але поширення цих вірусів у різних
регіонах України має деякі відмінності, що певним чином може
віддзеркалювати їх еколого-географічні преференції. Для того,
щоб оцінити відхилення від нульової гіпотези про ймовірностне
однорідне поширення обох вірусів у різних регіонах України,
було застосовано метод 2xni таблиці спряженості ознак, при цьому
поширення певного вірусу в регіоні порівнювали з середньою
поширеністю цього вірусу в Україні. Дані такого аналізу
представлені у табл. 3 і 4.
Фітовірусологічні регіональні ризики було оцінено з ви-
користанням індексу регіонального поширення вірусу (Irvpik). На
наш погляд, застосування такого показника має певні переваги,
які полягають у тому, що, на відміну від показника фактичної чи
емпіричної частоти трапляння окремого вірусу, індекс регіонального
поширення (Irvpik) має приведений вигляд та дає уявлення про
напрямок відхилення від рівновірогідного розподілу – позитив-
ний, чи негативний.
Такий підхід надає додаткові можливості для аналізу
фітовірусологічного стану насаджень. При цьому значення індексів
добре узгоджується з емпіричною частотою трапляня вірусу: аналіз
свідчить про високий рівень кореляції між цими показниками,
зокрема для вірусу некротичної кільцевої плямистості коефіцієнт
кореляції дорівнював 0,944 при р=0,005, а для вірусу карликовості
сливи – 0,965 при р=0,002. У нашій роботі цей індекс було
розраховано в сумі для всіх кісточкових культур, але він може бути
також розрахованим як для кожної окремої культури, так і для
групи культур, наприклад, групи кісточкових культур сливової чи
вишневої групи.
Аналіз розрахованих показників дозволяє оцінити поши-
рення вірусу карликовості сливи у вітчизняних насадженнях як
більш гомогенне у порівнянні з поширенням вірусу некротичної
кільцевої плямистості. Всі розраховані індекси регіонального
поширення ВКС потрапляють у розряд «дуже слабких» (<± 0,20) і
про достовірне відхилення від нульової гіпотези про рівномірність
139
поширення цього вірусу мова може йти лише в Київській,
Запорізькій та Донецькій областях. Для Київської області знак та-
кого відхилення негативний, для двох інших – позитивний.
Відповідно, найвищий шанс інфікування цим вірусом у охарак-
теризованих регіонах мають насадження кісточкових у Запорізькій
та Донецькій областях, який перевищує середній шанс по Україні
більше, ніж у два рази.
Поширення вірусу некротичної кільцевої плямистості, з
огляду на абсолютні значення та знак розрахованих індексів,
може бути охарактеризованим як більш гетерогенне, принаймні
один з індексів регіонального поширення, а саме для Запорізької
області, значним чином відрізняється від решти і потрапляє у
розряд «слабких» (±0,21-0,50). Достовірне відхилення від нульової
гіпотези рівномірного поширення вірусу має місце в насадженнях
Київської, Черкаської та Запорізької областей. У перших двох
ймовірність інфікування цим вірусом насаджень кісточкових є
значно нижчою від середньої по Україні, а для Запорізької області
показник відношення шансів складає 4,258 і є найбільш тривожним
серед усіх розрахованих. Не зважаючи на те, що показники ем-
піричної частоти трапляння для ВНКП у Донецькій та Запорізькій
областях є відносно близькими (0,434 та 0,581 відповідно), індекси
регіонального поширення вірусів відрізняються більше, як у 7
разів. Це може бути пов’язаним як із сприятливими середовищ-
ними умовами для розповсюдження цього вірусу в Запорізькій
області, так і з наявністю ефективних обмежувальних механізмів
для розповсюдження ВНКП в насадженнях Донецької області.
Серед основних причин такого поширення ВНКП у Запо-
різькій області, на наш погляд, може бути висока питома вага
насаджень кісточкових культур у структурі плодових насаджень.
Наприклад, сумарна доля всіх насаджень тільки трьох культур, а
саме: вишні, черешні та сливи, складає в цьому регіоні 30,2 % від
загальної площі плодових насаджень [14], що значно перевищує
аналогічний показник для решти охарактеризованих у даній роботі
областей. Великі площі під такими насадженнями, а також тривала
історично традиційна регіональна спеціалізація на вирощування
кісточкових культур у цій області могли привести до утворення
особливостей персистенції цього вірусу в агроценозах. Якщо
порівнювати поширення обох іларвірусів у цьому регіоні, то можна
припустити, що для ВНКП існують більш сприятливі у порівнянні
140
з ВКС агроекологічні умови, хоча відомо, що при горизонтальному
поширенні цих вірусів трансмісивність вірусу карликовості сли-
ви є вищою за трансмісивність вірусу некротичної кільцевої
плямистості [6, 15].
Для України характерним є багатовекторний і неконтро-
льований обмін садивним матеріалом між різними зонами
садівництва, який мав би нівелювати регіональні відмінності
фітовірусологічного стану насаджень, але їх існування свідчить
про суттєвий вплив середовищних чинників на розвиток
фітовірусологічної ситуації в конкретному регіоні чи агроценозі.
Це узгоджується з даними про те, що для обох вірусів, кожен з
яких має численні ізоляти з високим рівнем варіабельності за
молекулярними, серологічними та біологічними характеристика-
ми, не є характерною специфічність поширення, пов’язана з
рослиною-хазяїном, зоною розповсюдження та характером проявів
на рослині [16,17].
Останнім часом садівництво України зробило значні кроки
по впровадженню виробництва безвірусного садивного матеріалу.
Але, на жаль, використання такого матеріалу не може гарантувати
безвірусного статусу плодоносних насаджень кісточкових культур.
Найчастіше джерелом інфекції для нових насаджень стають старі
насадження. Оскільки переважна більшість шкодочинних вірусів,
які вражують кісточкові культури, передаються запилюючими
комахами, зокрема і віруси некротичної кільцевої плямистості та
карликовості сливи, то навіть віддалене сусідство старого саду
утворює фактор ризику. Обидва віруси при горизонтальному
розповсюдженні в першу чергу уражують рослини того ж самого
сорту, що й інфіковане дерево, або близькі до нього сорти, як у тому
ж самому саду, так і при перенесенні між різними насадженнями
[6]. Крім того, обидва віруси є вірусами-генералістами [18, 19].
Це значить, що на фітовірусологічний статус насадження може
впливати сусідство інших видів-господарів, особливо таких, вірусні
ізоляти яких мають високий рівень генетичної спорідненості з
ізолятами вірусів кісточкових культур [20, 21].
141
Таблиця 3. Характеристики регіонального поширення вірусу
некротичної кільцевої плямистості
Регіон
Емпірична
частота
трапляння
(Fireg)
xi-
квадрат
Рівень
достовірності
(p)
Відношення
шансів (θik)
95%-ний
довірчий
інтервал
Коефіцієнт
φ (Irvpik)
95%-ний
довірчий
інтервал
Київська обл. 0,118 64,928 0,000 0,410 0,328÷0,511 -0,148 -0,178÷-0,116
Черкаська обл. 0,062 33,592 0,000 0,203 0,113÷0,365 -0,124 -0,143÷-0,093
Донецька обл. 0,434 3,022 0,082 1,330 0,965÷1,833 0,037 -0,004÷0,087
Запорізька обл. 0,581 191,576 0,000 4,258 3,436÷5,276 0,280 0.238÷0,321
Вінницька обл. 0,209 0,481 0,488 0,810 0,449÷1,460 -0,018 -0,049÷0,031
АР Крим 0,248 0,005 0,946 1,013 0,697÷1,473 0,001 -0,037÷0,047
142
Таблиця 4. Характеристики регіонального поширення вірусу
карликовості сливи
Регіон
Емпірична
частота
трапляння
ВKC (Figen )
xi-квадрат
Рівень
достовірності
(p)
Відношення
шансів (θik)
95%-ний
довірчий
інтервал
Коефіцієнт
φ (Irvpik)
95%-ний
довірчий
інтервал
Київська обл. 0,023 6,553 0,010 0,542 0,338÷0,869 -0,047 -0,074÷-0,012
Черкаська обл. 0,026 1,160 0,281 0,608 0,251÷1,475 -0,023 -0,046÷0,025
Донецька обл. 0,087 8,305 0,004 2,183 1,275÷3,738 0,061 0,016÷0,123
Запорізька обл. 0,086 14,826 0,000 2,150 1,147÷3,194 0,078 0,034÷0,127
Вінницька обл. 0,000 2,926 0,087 0,000 0,000÷1,314 -0,038 -0,038÷0,011
АР Крим 0,013 3,242 0,072 0,295 0,079÷1,100 -0,039 -0,052÷0,005
143
Звичайно, що отримана картина розповсюдження двох
іларвірусів у вітчизняних насадженнях кісточкових культур не
є повною і з часом буде уточнюватися, але вже сьогодні можна
говороти про певні базові ризики, які існують при закладанні
насаджень кісточкових культур у конкретному регіоні. Оцінка таких
ризиків буде максимально наближеною до достовірної, якщо будуть
існувати державні програми геомоніторингу фітовірусологічного
стану насаджень плодових і ягідних культур. Адже епідемічні
проблеми починаються з окремого поля чи насадження, тобто з
конкретного агроценозу. Стратегії утримання таких насаджень,
спрямовані на мінімізацію епідемічних наслідків, можуть бути
ефективними в цілому регіоні, з огляду на регіональні географо-
кліматичні особливості, які різною мірою сприяють поширенню
певного вірусу чи групи вірусів або, навпаки, ускладнюють його.
Таким чином, запропоновані статистичні підходи дозволили
оцінити неоднорідність поширення іларвірусів карликовості сливи
та некротичної кільцевої плямистості в шести областях України та
показати, що серед чинників, які визначають оптимум поширення
того чи іншого вірусу в конкретному регіоні, середовищна
компонента є важливою складовою.
Оцінено також базові регіональні ризики поширення ВКС та
ВНКП для кожної з шести охарактеризованих областей України.
За сумою проаналізованих показників найбільш проблемний
фітовірусологічний стан з огляду на поширення ВКС та ВНКП нині
спостерігається в насадженнях кісточкових культур Запорізької
області.
1. Васюта С.О. Діагностика вірусів кісточкових культур методом
імуноферментного аналізу /С.О. Васюта, Н.В. Тряпіцина //Садівництво:
міжвід. темат. наук. зб. – 2007. – Вип. 60. – С. 264-275.
2. Новые сведения о распространении вирусов косточковых
культур в Украине /С.О. Васюта, В.М. Удовиченко, Н.В. Тряпицина [и др.]
//Міжнар. конф. «Біоресурси та віруси» (Київ, 10-13 вересня 2007 р.): тез.
доп. – К.: «Київський Університет», 2007. – С. 167.
3. Фітовірусологічний моніторинг стану насаджень кісточкових
культур України /П.В. Кондратенко, Н.В. Тряпіцина, С.О. Васюта [та ін.]
//Вісник аграрної науки. – 2009. – № 6. – С. 22-26.
4. Virus diseases of fruit crops in Ukraine /Udovуchenko V.M.,
Tryapitcyna N.V., Vasyuta S.O. [et al.] //10th International Plant Virus
Epidemiology Symposium «Controlling epidemics of emerging and estab-
144
lished plant virus diseases – the way forward» (15-19 October 2007, ICRISAT
Patancheru 502324, AP, India). – 2007. – P. 111.
5. Saаnchez-Navarro J.A. Evolutionary relationships in the ilarviruses:
nucleotide sequence of prunus necrotic ringspot virus RNA 3 /J.A. Saаnchez-
Navarro, V. Pallaаs //Arch. Virol. – 1997. – Vol. 42, № 4. – Р. 749-763.
6. Uyemoto J.K. Horizontal spread of ilarviruses in young trees of
several peach cultivars /Uyemoto J.K., Bulluck L.R., Pethybridge S. [et al.]
//Plant Dis.– 2003. – № 87. – Р. 75-77.
7. Milusheva S.A.The incidence of prunus necrotic ringspot and
prune dwarf viruses in prunus species in south Bulgaria /S.A. Milusheva,
A.Z. Borisova //Biotechnol. & Biotechnol. Eq. Virology, Supplement. – 2005.
– N 2. – P. 42-45.
8. Polak J. Viruses of Blackthorn and Road-Bordering Trees of Plum,
Myrobalan, Sweet and Sour Cherries in the Czech Republic /J. Polak //Plant
Protect. Sci. – 2007. – N 43. – Р. 1-4.
9. Virus diseases affecting the Mediterranean stone fruit industry: a
decade of surveys /B. Myrta, V. Di Terlizzi, V. Savino, G.P. Martelli //Virus and
virus-like diseases of stone fruits with particular reference to the Mediterranean
region /Centre International de Hautes Etudes Agronomiques. – 2003.
10. Clark M.F. Characteristics of the microplate method of the enzyme
– linked immunosorbent аssay for the detection of plant virus /M.F. Clark,
A.N. Adams //J. Gen.Virol. – 1977. – Vol. 34, № 3. – P. 475-483.
11. Kendall M.G. The Advanced Theory of Statistics. – Vol. 2. Inference
and Relationship /M.G. Kendall, A. Stuart //London: Charles Griffin & Co,
1961. – Р. 676.
12. Флетчер Р. Клиническая эпидемиология. Основы доказатель-
ной медицины /Р. Флетчер, С. Флетчер, Э. Вагнер; пер. с англ. – М.:
МедиаСфера, 1998. – 352 с.
13. Бабич П.Н. Применение современных статистических мето-
дов в практике клинических исследований. Сообщение третье. Отноше-
ние шансов: понятие, вычисление и интерпретация /П.Н. Бабич,
А.В. Чубенко, С.Н. Лапач //Український медичний часопис. – 2005. – № 46.
– С. 113-119.
14. Бублик М.О. Методологічні та технологічні основи підвищення
продуктивності сучасного садівництва. – К.: Нора-прінт, 2005. – 285 с.
15. Greber R.S. Thrips-Facilitated Transmission of Prune Dwarf and
Prunus Necrotic Ringspot Viruses from Cherry Pollen to Cucumber /R.S. Greber,
D.S. Teakle, G.I. Mink //Plant Dis. – 1992. – Vol. 76. – P. 1039-1041.
16. Di Terlizzi B. Serological characterization of Prunus necrotic
ringspot virus (PNRSV) by monoclonal antibodies /Di Terlizzi B., Boscia D.,
Savino V. [et al.] //Options Mediterraneennes. Serie B. – 1998. – № 19. –
P. 172-180.
145
17. Vasková D. Molecular variability of the capsid protein of the prune
dwarf virus /D. Vasková, K. Petrzik, J. Spak //J. Plant Pathol. – 2000. – Vol. 106.
– P. 573-580.
18. ICTV dB description 00.010.0.02.014. Prune dwarf virus. – Режим
доступу: http://www.ncbi.nlm.nih.gov/ICTVdb/ICTVdB/.
19. ICTV dB description 00.010.0.02.015. Prunus necrotic ringspot
virus. – Режим доступу: http://www.ncbi.nlm.nih.gov/ICTVdb/ICTVdB/.
20. Moury B. Survey of Prunus necrotic ringspot virus in Rose and Its
Variability in Rose and Prunus spp. /B. Moury, L. Cardin, J. Onesto [et all.]
//Phytopathol. – 2001. – Vol. 91, № 1. – P. 84-91.
21. Han L. Studies on Prunus necrotic ringspot virus (PNRSV)
Occurring on lily /L. Han, W. Liu //Agricultural Sciences in China. – 2007.
– Vol. 6. № 10. – P. 1201-1208.
РЕГИОНАЛЬНЫЕ ОСОБЕННОСТИ
РАСПРОСТРАНЕНИЯ ДВУХ ИЛАРВИРУСОВ
В НАСАЖДЕНИЯХ КОСТОЧКОВЫХ КУЛЬТУР
УКРАИНЫ
Тряпицына Н.В.
Институт садоводства УААН, г. Киев
Предложен статистический подход для оценки нерав-
номерности регионального распространения вирусов косточковых
культур. Проанализированы его особенности для двух иларвирусов
в насаждениях косточковых культур шести областей У краины.
Оценены некоторые региональные фитовирусологические риски.
Ключевые слова: вирусы косточковых культур, распрос-
транение вирусов, статистическая модель, отношение шансов,
таблица сопряженности признаков.
REGIONAL PECULIARITIES OF TWO ILARVIRUSES
PREVALENCE IN STONE FRUIT ORCHARDS OF
UKRAINE
Tryapitcyna N.V.
Institute of Horticulture UAAS, Kyiv
The statistical model for estimation of spatial geterogeneity of
virus prevalence is offered. The peculiarities of regional distribution for
two ilarviruses in stone fruit orchards in six districts of Ukraine were
analised. Some regional phytovirologic risks were evaluated.
Key words: contingency table, odds ratio, statistics models, stone
fruit crops viruses, virus prevalence.
|
| id | oai:ojs2.smic.in.ua:article-301 |
| institution | Agriciltural microbiology |
| keywords_txt_mv | keywords |
| language | Ukrainian |
| last_indexed | 2026-07-23T01:09:49Z |
| publishDate | 2010 |
| publisher | Institute of Agrocultural Microbiology and Agro-industrial Manufacture of NAAS of Ukraine |
| record_format | ojs |
| resource_txt_mv | smicinua/76/de650c0e8807c2c133fa837660eb8a76.pdf |
| spelling | oai:ojs2.smic.in.ua:article-3012026-07-22T10:10:46Z REGIONAL PECULIARITIES OF TWO ILARVIRUSES PREVALENCE IN STONE FRUIT ORCHARDS OF UKRAINE РЕГІОНАЛЬНІ ОСОБЛИВОСТІ ПОШИРЕННЯ ДВОХ ІЛАРВІРУСІВ У НАСАДЖЕННЯХ КІСТОЧКОВИХ КУЛЬТУР УКРАЇНИ Тряпіцина , Н.В. contingency table, odds ratio, statistics models, stone fruit crops viruses, virus prevalence віруси кісточкових культур, поширенність вірусу, статистична модель, відношення шансів, таблиця спряженості ознак The statistical model for estimation of spatial geterogeneity of virus prevalence is offered. The peculiarities of regional distribution for two ilarviruses in stone fruit orchards in six districts of Ukraine were analised. Some regional phytovirologic risks were evaluated. Запропоновано статистичні підходи до оцінки нерівномірності розповсюдження вірусів. Проаналізовано особливості регіонального поширення двох іларвірусів у насадженнях шести областей україни. Оцінено деякі регіональні фітовірусологічні ризики. Institute of Agrocultural Microbiology and Agro-industrial Manufacture of NAAS of Ukraine 2010-07-05 Article Article Рецензована Стаття application/pdf https://smic.in.ua/index.php/journal/article/view/301 10.35868/1997-3004.11.132-145 Agricultural microbiology; Vol. 11 (2010): Agriciltural microbiology; 132-145 Сільськогосподарська мікробіологія; Том 11 (2010): Сільськогосподарська мікробіологія; 132-145 1997-3004 10.35868/1997-3004.11 uk https://smic.in.ua/index.php/journal/article/view/301/389 Авторське право (c) 2010 N.V. Tryapitcyna https://creativecommons.org/licenses/by/4.0 |
| spellingShingle | віруси кісточкових культур поширенність вірусу статистична модель відношення шансів таблиця спряженості ознак Тряпіцина , Н.В. РЕГІОНАЛЬНІ ОСОБЛИВОСТІ ПОШИРЕННЯ ДВОХ ІЛАРВІРУСІВ У НАСАДЖЕННЯХ КІСТОЧКОВИХ КУЛЬТУР УКРАЇНИ |
| title | РЕГІОНАЛЬНІ ОСОБЛИВОСТІ ПОШИРЕННЯ ДВОХ ІЛАРВІРУСІВ У НАСАДЖЕННЯХ КІСТОЧКОВИХ КУЛЬТУР УКРАЇНИ |
| title_alt | REGIONAL PECULIARITIES OF TWO ILARVIRUSES PREVALENCE IN STONE FRUIT ORCHARDS OF UKRAINE |
| title_full | РЕГІОНАЛЬНІ ОСОБЛИВОСТІ ПОШИРЕННЯ ДВОХ ІЛАРВІРУСІВ У НАСАДЖЕННЯХ КІСТОЧКОВИХ КУЛЬТУР УКРАЇНИ |
| title_fullStr | РЕГІОНАЛЬНІ ОСОБЛИВОСТІ ПОШИРЕННЯ ДВОХ ІЛАРВІРУСІВ У НАСАДЖЕННЯХ КІСТОЧКОВИХ КУЛЬТУР УКРАЇНИ |
| title_full_unstemmed | РЕГІОНАЛЬНІ ОСОБЛИВОСТІ ПОШИРЕННЯ ДВОХ ІЛАРВІРУСІВ У НАСАДЖЕННЯХ КІСТОЧКОВИХ КУЛЬТУР УКРАЇНИ |
| title_short | РЕГІОНАЛЬНІ ОСОБЛИВОСТІ ПОШИРЕННЯ ДВОХ ІЛАРВІРУСІВ У НАСАДЖЕННЯХ КІСТОЧКОВИХ КУЛЬТУР УКРАЇНИ |
| title_sort | регіональні особливості поширення двох іларвірусів у насадженнях кісточкових культур україни |
| topic | віруси кісточкових культур поширенність вірусу статистична модель відношення шансів таблиця спряженості ознак |
| topic_facet | contingency table odds ratio statistics models stone fruit crops viruses virus prevalence віруси кісточкових культур поширенність вірусу статистична модель відношення шансів таблиця спряженості ознак |
| url | https://smic.in.ua/index.php/journal/article/view/301 |
| work_keys_str_mv | AT trâpícinanv regionalpeculiaritiesoftwoilarvirusesprevalenceinstonefruitorchardsofukraine AT trâpícinanv regíonalʹníosoblivostípoširennâdvohílarvírusívunasadžennâhkístočkovihkulʹturukraíni |