Методика проведения сортоиспытания сельскохозяйственных растений (стр. 29 )

63. Метод нарастающего итога

330. После заполнения таблицы исходных данных (приложение 36 к настоящей Методике) расчеты ведут в следующей последовательности.

331. Рассчитывают общую сумму квадратов (SSabn) и число степе­ней свободы (∂abn) малых делянок:

SSabn = [( abn * ∑ABn2) – Q2] : abn; ∂abn = ( a * b * n) – 1;

332. Прежде всего находят сумму квадратов поделяночных урожаев (∑АВn2);

∑АВn2 = 39,02 + 43,22 + 45,82 + ... + 48,62 = 46607,20.

333. Умножают на общее число делянок в опыте (a*b*n)

46607,20 * 24 = 1118572,80.

334. Вычитают квадрат суммы урожаев по опыту (Q2)

1118572,80 – 1055,62 = 4281,44.

335. Делят на общее число делянок в опыте (a*b*n)

4281,44 : 24 = 178,3933..

336. Число степеней свободы

∂abn = 2*3*4– l = 23.

337. Рассчитывают сумму квадратов (SSab) и число степеней свобо­ды (∂ab) вариантов:

SSab= [(ab * ∑AB2) – Q2] : (a * b * n)

∂ab = (a*b) – l.

338. Сумма квадратов сумм урожаев по вариантам

∑AB = 168,82 + 172,82 + ... + 179,22 = 186013,60

339. Умножают на число вариантов ab

186013,60 * 2 * 3 = 1116081,60.

340. Вычитают квадрат суммы урожаев по опыту (Q2)

1116081,60 – 1055,62 =1790,24

341. Делят на общее число делянок в опыте (а * b * п)

1790,24 : 24 = 74,5933

342. Число степеней свободы ∂ab

∂ab = 2 * 3 – 1 = 5.

343. Рассчитывают сумму квадратов (SS„) и число степеней свобо­ды (∂n) повторении :

SSn = [(n * ∑P2) – Q2] : abn,

∂n = n – 1.

344. Сумма квадратов сумм по повторениям

∑Р2 = 254,82 + 262,42 + 261,42 +277,02 = 278835,76.

345. Умножают на число повторений (nb)

278835,76 – 4 = 1115343,04.

346. Вычитают квадрат суммы по опыту (Q2):

1115343,04 – 1055,62= 1051,68.

347. Делят на общее число делянок (а * b * n):

1051,68 : 24 = 43,82.

348. Число степеней свободы:

∂n = 4 – 1 = 3.

349. Рассчитывают остаточную сумму квадратов (SS0) и число сте­пеней свободы (∂0):

SS0 = SSabn – SSab – SSn

∂0 = ∂abn – ∂ab – ∂n

SS0 = 178,3933 – 74,5933 – 43,8200 = 59,98

∂0 = 23 – 5 – 3 = 15.

350. Составляют таблицу сумм урожаев по большим делянкам

a1,1 = 39,0+ 43,2+ 45,8 =128,0

a2,4 = 43,8 + 46,2 + 48,6 = 138,6.

Расчеты приложения 45 к настоящей Методике аналогичны тем, которые были проведены по приложению 36 к настоящей Методике

351. Рассчитывают сумму квадратов (SSn) и число степеней свобо­ды (∂аn) повторений:

SSan = [(an * ∑(An)2 – Q2] : abn,

∂an = an – 1

352. Сумма квадратов сумм урожаев по большим делянкам:

∑(An)2 = 128,02 + 126,82 + ... +138,62= 139436,64.

353. Умножают на число больших делянок (an):

139436,64 – 8 = 1115493,12.

354. Вычитают Q2:

1115493,12 – 1055,62 = 1201,76.

355. Делят на общее число делянок (a b n):

1201,76 : 24 = 50,0733.

356. Число степеней свободы:

∂an =2 * 4 – 1 = 7.

357. Рассчитывают сумму квадратов (SSa) и число степеней свободы (∂a) вариантов первого фактора:

SSa = [(a * ∑A2) – Q2] : abn

∂a = а – 1.

358. Сумма квадратов:

∑А2 = 531,22 + 524,42 = 557168,8.

359. Умножают на число вариантов первого фактора (а):

557168,80 * 2= 1114337,60.

360. Вычитают Q2:

1114337,60 – 1055,62 = 46,24.

361. Делят на общее число делянок:

46,24 : 24 = 1,9267.

362. Число степеней свободы:

∂a =2 – 1 = 1.

По опыту первого типа (при четырехкратной повторности вариан­тов первого и второго факторов) дисперсию повторений по таблице приложение 45 к настоящей Методике не рассчитывают, т. к. она была рассчитана по таблице приложение 36 к настоящей Методике:

SSn = 43,82; ∂n = 3.

363. Рассчитывают сумму квадратов (SSI) и число степеней свобо­ды (∂I) ошибки I:

SS1 = SSan – SSа – SSn

∂1 = ∂an – ∂a – ∂n

SS1 = 50,0733 – 1,9267 – 43,82 = 4,3266

∂1 = 7 – 1 – 3 = 3.

364. Рассчитывают сумму квадратов (SS2) и число степеней свобо­ды (∂2) ошибки 2:

SS1 = SS0 – SS1

∂2 = ∂0 – ∂1

SSn = 59,98 – 4,3266 = 55,6534

4=15 – 3 = 12.

Величины всех дисперсий записывают в таблицу дисперсионного
анализа (приложение 44 к настоящей Методике).

Дальнейшие расчеты проводят в соответствии с пунктами 301 – 305 настоящей Методики.

64. Анализ данных урожайности двухфакторных опытов

365. При анализе данных урожайности двухфакторных опытов, приве­денной к стандартной влажности, оценивают значимость (достоверность) отклонений:

1) средней урожайности вариантов первого фактора по НСР1

2) средней урожайности вариантов второго фактора по НСP2

3) средней урожайности вариантов одного фактора на фоне вари­антов другого фактора по НСР3;

4) взаимодействие вариантов первого и второго факторов или ре­акцию (отзывчивость) вариантов одного фактора на варианты другого фактора по НСР3;

Значимые отклонения, т. е. отклонения, равные или превышающие HCP, отмечают звездочкой.

366. Рассчитывают по таблице приложения 36 к настоящей Методике среднюю урожайность вариантов первого фактора, отклонения между вариантами и оценивают их зна­чимость (достоверность) по НСР1 (приложение 46 к настоящей Методике).

Вывод: оба варианта первого фактора при уровне доверительной вероятности 0,95 по урожайности не различаются.

367. Рассчитывают по приложению 37 к настоящей Методике среднюю урожайность вариантов второго фактора, отклонения между вариантами и оценивают их зна­чимость (достоверность) по НСР2 (приложение 47 к настоящей Методике).

Вывод: при уровне доверительной вероятности 0,95 первый и вто­рой варианты второго фактора по урожайности равны, а третий вари­ант достоверно превышает по урожайности первый и второй вариан­ты.

368. Рассчитывают по таблице приложения 36 к настоящей Методике среднюю урожайность всех комби­наций вариантов первого и второго фактора, отклонения между вари­антами по градациям факторов и оценивают их значимость (достоверность) по НСР3 (приложение 47 к настоящей Методике).

Вывод: при уровне доверительной вероятности 0,95 достоверную прибавку урожайности обеспечивает комбинация первого варианта первого фактора с третьим вариантом второго фактора (a1b3). Откло­нения урожайности по остальным вариантам находятся в пределах ошибки опыта.

369. По приложению 48 к настоящей Методике оценивают реакции (отзывчивость) вариантов од­ного фактора на смену другого фактора (взаимодействие факторов). Для этого оценивают разность отклонений двух пар вариантов по НСР3

1) (a1b2 – a1b1) – (a2b2 – a2b1) 0,7 – 1,4 = – 0,7

2) (a1b3 – a1b1) – (a2b3 – a2b1) 4,8 – 2 = 2,8*

3) (a1b3 – a1b2) – (a2b3 – a2b2) 4,1 – 0,6 = 3,5*

Вывод о взаимодействии факторов делают по отношению к сортам (того фактора, где размещались сорта), т. е. оценивают значимость различий в реакции сортов на градации другого фактора.

При размещении сортов в разбираемом опыте на больших делян­ках (сорта a1 и а2) делают вывод: сорт a1 достоверно отличается от сорта а2 по отзывчивости на второй и третий варианты второго фак­тора.

При размещении сортов в разбираемом опыте на малых делянках (сорта b1, b2, b3) делают вывод: сорт b3 достоверно отличается от сор­тов b1 и Ь2 по реакции на варианты первого фактора. Сорта b1 и Ь2 одинаково реагируют на варианты первого фактора.

При двукратной повторности вариантов первого фактора (HCP1 = 11,4 ц/га, НСР2 = 2,1 ц/га, НСР3 = 19,7 ц/га) все отклонения, оцени­ваемые по HCP1 и НСР3, были бы недостоверны.

65. Восстановление выпавших данных

370. В случае выпадения из учета одной или нескольких деля­нок, если их выпадение не зави­сит от биологических свойств испытываемых сортов (например, потрава, утеря или хищение урожая, браковка из-за нарушений ме­тодики и технологии), то урожай на этих делянках восста­навливают приведенным ниже способом.

Пример: данные урожайности, указанные в приложении 33 к настоящей Методике, с выпадением делянок по второму сорту в четвертом повторении и по десятому сорту в первом повторении.

Все пустующие места таблицы урожайности, кроме одной клетки, заполняют приближенными значениями – средними соответствую­щих сортов.

В результате получают таблицу с одним отсутствующим поделяночным урожаем, вычисляемым по формуле:

где N – число сортов;

n – число повторений;

S – сумма урожаев по сорту, в котором выпала делянка;

Р – сумма урожаев по повторению, в котором выпала делянка;

Q – сумма урожаев по опыту.

В качестве первого приближенного значения урожайности второ­го сорта в четвертом повторении принимается среднее трех повторе­ний:

При расчете первого приближенного значения урожайности деся­того сорта в первом повторении (X10.I):

S = 39,3 + 37,5 + 39,0 = 115,8

Р = 34,0 + 36,6 + 32,0 + ... + 31,3 = 358,3

Q = 1614,6.

Вставив первое приближенное значение Х10,I в таблицу, рассчиты­вают второе приближенное значение второго сорта в четвертом по­вторении (X2,IV). При этом:

S = 36,6 + 38,0 + 36,4 = 111,0

Р = 38,3 + 35,5 + 36,5 = 399,3

Q = 1614,2

Вставив второе приближенное значение X2,IV в таблицу, рассчи­тывают второе приближенное значение Х10,I

S = 115,8; Р = 358,3; Q = 1617,4

При повторном расчете значение Х10,I изменилось всего на 0,1. При такой разнице восстановление следует считать завершенным. X2,IV = 39,8; Х10,I = 36,5. Обрабатывая дисперсионным анализом опыт с восстановленными данными, необходимо уменьшить число степеней ошибки на число восстановленных делянок.

_______________________________________