Методика проведення та дисперсійного аналізу двофакторного польового досліду з рисом

При двофакторному дисперсійному аналізі у досліді мають бути дотримані такі умови:

• за фактором А (норми добрив, способи обробітку ґрунту, попередники) необхідно не менше трьох градацій (варіантів) досліду, оскільки при двох варіантах результати можуть бути некоректними;
• за фактором В (сорти, норми добрив) також має бути не менше трьох варіантів;
• дослід має проводитися у 3, 4, 5 повторностях.

Складаємо матрицю урожайності сортів рису у двофакторному досліді. Результати урожайності можуть бути представлені у вигляді десяткових дробів (58,7; 65,4; 66,2 тощо). Результати урожайності вводимо у будь-який файл ПЕОМ, перевіряємо помилки після введення.

За програмою двофакторного дисперсійного аналізу на екрані монітора отримуємо матрицю статистичних результатів урожайності, яка включає: вид дисперсії, величину дисперсії, число ступенів свободи, середній квадрат, найменшу істотну різницю (НІР05) попарно та у порівнянні із середньою, а також критерій F (Фішера).

За кожним варіантом із нормами добрив сорти попарно порівнюються зі стандартом. За фактором А порівнюються усереднені значення всіх сортів на варіанті без добрив з аналогічними з добривами.

Таблиця 236 – Матриця урожайності сортів рису у двофакторному досліді, ц/га

Таблиця 237 – Матриця статистичних значень результату двофакторного дисперсійного аналізу урожайності рису НІР Критерій F Вид дисперсії Дисперсія Число ступенів свободи Середній квадрат попарно середнє таблич- фактич-

 Загальна 950,11 5 16,10 Повторень 9,97 3 2,66 Варіантів 830,11 14 59,29 2,36 1,62 22,2 1,9 Фактора А 260,31 2 130,16 1,06 0,61 48,8 3,2 Фактора В 538,61 4 134,65 1,37 0,86 50,5 2,6 Взаємодії 31,19 8 3,90 2,36 1,62 1,5 2,1 АВ Помилки 112,03 42 2,67

З урахуванням величини дисперсії можна визначити частку впливу кожного фактора та його складових на прояв досліджуваної ознаки (урожайності зерна сортів рису). Для цього з кожного значення виду дисперсії віднімаємо помилки (112,03):

– загальна: 950,11–112,03 = 838,08;

– повторень: 9,97–112,03 = –102,06;

– варіантів: 830,11–112,03 = 718,08;

– фактора А: 260,31–112,03 = 148,28;

– фактора В: 538,61–112,03 = 426,58;

– взаємодії АВ: 31,19–112,03 = –80,84.

Отримуємо суму цих значень: [838,08+(–102,06)+718,08+148,28+ +426,58+(-80,84)] = 1948,12.

Визначаємо частку впливу (внеску) кожного виду мінливості (дисперсії) на формування урожайності у всій генеральній сукупності варіювання за співвідношеннями. За 100 % впливу береться загальна сума значень варіювання за вирахуванням помилок (1948,12).

Частка внеску загального варіювання при формуванні урожайності:

838,08 — х х = 838,08·100/1948,12 = 43,01 %;

Частка внеску повторень:

-102,06 — х х = –102,06·100/1948,12 = –5,23 %;

Частка внеску варіантів:

718,08 — х х = 718,08·100/1948,12 = 36,86 %;

Частка внеску фактора А:

148,28 — х х = 148,28·100/1948,12 = 7,61 %;

Частка внеску фактора В:

426,58 — х х = 426,58·100/1948,12 = 21,89 %;

Частка внеску взаємодії АВ:

–80,84 — х х = –80,84·100/1948,12 = –4,14 %.

Сума всіх значень часток впливу (внеску) кожного виду варіювання завжди має дорівнювати 100 %.

Далі дослідник дає пояснення частки впливу кожного виду варіювання на формування урожайності рису різних сортів залежно від норм мінеральних добрив. Домінуюча роль у формуванні урожайності сортів рису належить загальній дисперсії (43,01 %), кожному варіанту (36,86 %) та генотипам сортів (21,89 %).

Обробіток результатів урожайності зерна сортів рису методом двофакторного дисперсійного аналізу показує, що у графі "середнє за варіантами" – це усереднені дані за кожним варіантом досліду з чотирьох повторень. Середнє за фактором А отримано в результаті підсумовування середніх значень за варіантами, що входять у варіант досліду за фактором А (без добрив: 56+54+59,5+63+61,5 = 294. У досліді 5 сортів, суму 294 ділимо на 5, дорівнює 58,8. Аналогічно отримуємо значення урожайності за кожним варіантом фактора А. Ці обчислення робить ПЕОМ.

При плануванні системи живлення рису важливо знати, як конкретний сорт відгукується на внесення мінеральних добрив. Двофакторний польовий дослід допомагає з'ясувати, чи є реальна надбавка від спільної дії факторів — генетичних особливостей рослин (фактор В) і доз живлення (фактор А). Це вбереже від зайвих витрат на дорогі тукосуміші, якщо сорт фізіологічно не здатний їх засвоїти. Правильний розрахунок дозволяє виявити приховані закономірності й оптимізувати витрати на гектар.

Оцінка взаємодії сорту та норми добрив

Щоб зрозуміти, наскільки ефективно сорт використовує добрива, спочатку потрібно розрахувати його середню урожайність на всіх дослідних фонах живлення. Для цього підсумовують показники урожайності конкретного сорту за кожним варіантом досліду і ділять отриману суму на число варіантів. Такий розрахунок дозволяє очистити показник продуктивності сорту від впливу доз добрив і оцінити його чистий потенціал. Нижче наведена покрокова методика цього розрахунку.

1. Зберіть дані щодо урожайності конкретного сорту на всіх фонах мінерального живлення.
2. Складіть отримані значення. Наприклад, для сорту Лиман: 56,0 + 60,8 + 64,3 = 181,1 ц/га.
3. Розділіть суму на кількість варіантів живлення (у цьому досліді їх 3). Середня урожайність сорту Лиман становитиме: 181,1 / 3 = 60,3 ц/га.

За аналогічною схемою визначають середні значення урожайності для всіх інших сортів. Усі отримані дані зводять у підсумкову таблицю дисперсійного аналізу. Математично достовірною дія факторів визнається тільки в тому разі, якщо їхні значення перевищують найменшу істотну різницю (НІР₀₅). Якщо показник взаємодії факторів АВ нижчий за НІР, спільний вплив сорту та добрив вважається недоведеним.

• НІР05 для варіантів — 2,36 ц/га
• НІР05 для фактора А (добрива) — 1,06 ц/га
• НІР05 для фактора В (сорт) — 1,37 ц/га
• НІР05 для взаємодії АВ — 2,36 ц/га