РефератыБотаника и сельское хоз-воЭлЭлементы методики полевого опыта

Элементы методики полевого опыта

Содержание


Задача 1


Задача 2


Задача 3


Список литературы


Задача 1

Спланировать однофакторный полевой опыт для условий конкретного колхоза, совхоза или другого сельскохозяйственного предприятия.


Сформулировать тему исследования, рабочую гипотезу; конкретные задачи полевого опыта и объект исследования.


Разработать схему и элементы методики полевого опыта


Подобрать опытный участок, учесть его особенности (склон, влияние на него опушки, лесополосы, оврага и др.). Продумать размещение в связи с этим делянок будущего полевого опыта. При планировании полевого опыта в теплице учесть разный микроклимат. Свои соображения изложить в ответе.


Начертить схематический план полевого опыта. Показать все размеры, размещение вариантов на делянках, повторения, если надо. Предусмотреть применение имеющейся в хозяйстве сельскохозяйственной техники.


Определить схему дисперсионного анализа для получения в опыте урожайности и другой цифровой информации.


Разработать подробную методику двух сопутствующих наблюдений, требующих взятия выборок. Указать методику взятия образцов почвы, растений и др. объектов (сроки делянки, место на делянке).


Решение:


Тема: Исследование влияния нормы высева на урожайность пшеницы в условиях в условиях Приобской лесостепи Алтайского края.


Рабочая гипотеза: научное предвидение. Предполагаем, что оптимальная норма высева всхожих семян - 5 млн. на 1 га.


Задача полевого опыта - установить влияние на урожайность зерна следующих норм высева семян: 4; 4,5; 5; 5.5; 6 млн. на га.


Объект исследования - яровая пшеница в условиях Приобской лесостепи Алтайского края.


Почва опытного участка должна быть однообразной. Рельеф - небольшой однообразный уклон.


Схема опыта (табл.1):


Таблица 1


Схема полевого опыта




















Вариант Норма высева, млн. на га
1 4
2 4,5
3 5
4 5,5
5 6

Повторность опыта - четырехкратная, опыты закладываем на делянках площадью 50 м2
и недостаточно выровненных земельных участках.


Площадь делянки выбрана с учетом того, что на таких делянках у зерновых достигается достаточно хорошая точность опыта. Кроме того, на таких сравнительно небольших делянках легче достичь большей точности, они удобнее и требуют меньше затрат и труда, чем крупные делянки.


Форма делянки - прямоугольная, 10х5м. Ширину боковой защитной полосы устанавливает в размере 1 м. Направление делянки - длинной стороной - в направлении, где сильнее всего изменяется плодородие почвы.


Число опытных участков - 4.


Размещение делянок - систематическое, в один ярус.


Схематический план полевого опыта представлен на рис.


Общая схема дисперсионного анализа показана в табл.



Рисунок - Схематический план полевого опыта


Таблица 2


Методика дисперсионного анализа

















Сумма квадратов и степени свободы
Формула
Общая Cy
/ N - 1
Повторений Cp
/ n - 1
Вариантов Cv
/ l - 1
Остатки (ошибки) Cz
/ (l - 1) (n-1)

Задача 2

Определить 95% -ный и 99% -ный доверительные интервалы для генеральной средней. Проверить нулевую гипотезу об отсутствии существенных различий между выборочными средними. Оценить существенность разности выборочных средних по t-критерию и критерию F.


Цифровую информацию заимствовать из табл.2, из которой использовать урожайность первых двух вариантов.


Урожайность по варианту 17: 245,290,217,280 (табл.3)


Урожайность по варианту 15: 240,282,210,173 (табл.4)


Таблица 3

































Х1
Х1
- Хср
(Х1
- Х1
ср) 2
Х1
2
245
-13 169 30025
290 32 1024 84100
217 -41 1681 47089
180 -53 2809 32400
∑ 932 0 5683
Х1
ср 233

Х1
ср = 932/4 = 233


S2
= ∑ (Х - Хср) 2
/n-1 = 5683/3 = 1894,33


S = √ S2
= 43.52


V = S/ Хср * 100 = 43.52/233*100 = 18.68%


S Хср
1
= √ S2
/n = √1894.33/4 = 21.76


S Хср
1%
= S Хср
1
/ Хср1
* 100% = 21.76/233*100 = 9.34%


Х1
ср ±t05
SХср1
= 233±3,18*21.76 = 233±69.19 (163.81-302.19 )


Х1
ср ±t01
SХср1
=233 ±5,84*21.76 = 233±127.08 (105.92 - 360.08)


Теоретические значения t берем из табл. для 5% -ного и 1% -ного уровня значимости при степенях свободы n=4-1 = 3


t05 =
3,18


t01=
5,84


Итак, средняя изучаемой совокупности с 95% -ным уровнем вероятности находится в интервале 163.81-302.19 и с 99% -ным уровнем - в интервале 105.92 - 360.08. вероятность ошибочного заключения в первом случае составляет 5%, а во втором - 1%. Абсолютная ошибка средней S равна 21.76 и относительная ошибка равна 9.34%.


Коэффициент вариации в данном случае V=18.68% характеризует в данном примере ошибку параллельных анализов.


Таблица 4



























Х2
Х2
- Х2
ср
(Х2
- Х2
ср) 2
240 -13,75 189,0625
282 55,75 3108,0625
210 -16,25 264,0625
173 -53,25 2835,5625
∑ 905 6396,75
Х1
ср 226,25

Х2
ср = 905/4 = 226,25


S2
= ∑ (Х - Хср) 2
/n-1 = 6396,75/3 = 2132,25


S = √ S2
= 46,17


V = S/ Хср2
* 100 = 46,17/226,25*100 = 20,41%


S Хср2
= √ S2
/n = √2132,25/4 = 23,09


S Хср
%
= S Хср
/ Хср2
* 100% = 23,09/226,25*100 = 10, 20%


Х2
ср ±t05
SХср2
= 258±3,18*23,09 = 226,25±73,43 (152,82 - 299,67)


Х2
ср ±t01
SХср2
=258 ±5,84*23,09 = 226,25±97,70 (128,55 - 323,95)


Итак, средняя изучаемой совокупности с 95% -ным уровнем вероятности находится в интервале 152,82 - 299,67и с 99% -ным уровнем - в интервале 128,55 - 323,95. вероятность ошибочного заключения в первом случае составляет 5%, а во втором - 1%. Абсолютная ошибка средней SХср
равна 23,09 и относительная ошибка равна 10, 20%. Коэффициент вариации в данном случае V=20,41% характеризует в данном примере ошибку параллельных анализов.


Далее необходимо определить, существенно ли различаются эти выборочные средние при 0,95-95% уровне вероятности или 0,05-5% уровне значимости, т.е. проверить нулевую гипотезу Н0
: µ1
- µ2
= d = 0.


Х1
ср ±t01
SХср1
=233 ±5,84*21.76 = 233±127.08 (105.92 - 360.08)


Х2
ср ±t01
SХср
=226,25 ±5,84*23,09 = 226,25±97,70 (128,55 - 323,95)


Доверительные интервалы для генеральных средних перекрывают друг друга, и, следовательно, разность между выборочными средними d = Х1
ср - Х2
ср = 233-226,25 = 6.75 нельзя переносить на генеральные средние µ1
и µ2
, так как генеральная разность между ними D = µ1
- µ2
может быть равна и нулю и даже отрицательной величине, когда µ2
>µ1
. Поэтому гипотеза Н0
: d = 0 не отвергается.


Нулевую гипотезу об отсутствии существенных различий между выборочными средними можно проверить и другим способом интервальной оценки генеральных параметров совокупности.


Sd
= √ (S Хср
1
2
+ S Хср
2
2
)


По формуле можно определить ошибку разности средних, а затем рассчитать доверительные интервалы для генеральной разности средних D. Если доверительные интервалы перекрывают нулевое значение и включают область отрицательных величин, то Н0
: d = 0 не отвергается, а если лежат в области положительных величин, то Н0
отвергается и разность признается существенной.


Имеем:


d = Х1
ср - Х2
ср = 233-226,25 = 6.75


Sd
= √ (S Хср
1
2
+ S Хср
2
2
) = √ (21.762
+ 23,092
) = 31.73


При n1
+ n2
- 2 = 4+4-2 = 6 степенях свободы t05
= 2.45 и t01
= 3,71


Найдем доверительные интервалы для генеральной разности:


95% - d± t05
sd
= 6.75±2.45*31.73 = 6.75±77.74 (-70.99 - 84.49)


99% - d± t05
sd
= 6.75±3,71*31.73 = 6.75±117.72 (-110.97 - 124.47)


Нулевая гипотеза Н0
: d = 0 не отвергается, так как доверительные интервалы включают нуль и область отрицательных величин, т.е. разность меньше предельной случайной ошибки разности (d<tsd
).


Далее оценим существенность разности выборочных средних по t‑критерию. Фактическое значение критерия существенности находим по соотношению:


t = (х1ср -
х2ср
) / √ (SХср1
2
+ SХср2
2
) = (233-226,25) /31.73 = 0.21


Сопоставляя фактическое значение t с те

оретическим, приходим к выводу, что tфакт
< t05
и 2.45 и tфакт
< t01
.


Следовательно, разность несущественна.


Оценим существенность разности по критерию F.


F = s1
2/
s2
2


s1
2
= 21.762
= 473.49


s2
2
=23,092
= 533.15


F05
= 6.39


F01
= 15.98


F = s1
2/
s2
2
= 473.49/533,15 = 0, 88


Получаем:



< F05
и Fф
< F01


Следовательно, нулевая гипотеза не отвергается, между всеми выборочными средними нет существенных различий.


Задача 3

Обработать методом дисперсионного анализа урожайность однофакторного полевого опыта с однолетней культурой, проведенного методом рендомизированных повторений.


При выполнении данного задания воспользоваться методикой (1, с.232-233). Итоговые таблицы оформить по типу табл.62 (1, с.243).


Варианты оценить с учетом дисперсионного анализа. Установить лучший вариант по урожайности.


Предусмотрено подвергнуть дисперсионному анализу урожайность двух полевых опытов, из них один с картофелем (табл.5), второй - с ячменем (табл.6).


Решение:


Таблица 5. Урожайность картофеля, 10-1
т с 1 га












































Вариант Повторение, Х Сумма V Средняя хср
1 2 3 4
1 245 290 217 180 930 233
2 240 282 210 173 905 226,25
3 234 278 207 172 891 222.75
∑Р 719 850 634 525 ∑Х = 2728 Хср 0
= 227.33

Для вычисления сумм квадратов исходные даты преобразовываем по соотношению Х1
= Х-А, приняв за исходное А число 250, близкое к Хср.


Преобразованные даты записываем в табл.


Правильность расчетов проверяем по равенству ∑Р = ∑V = ∑Хср 0


Таблица 6


Таблица преобразованных дат







































Вариант Х1
= Х-А
Сумма V
1 2 3 4
1 -5 40 -33 30 32
2 -10 32 -40 -77 -95
3 -16 28 -43 -78 -109
∑Р -31 100 -116 -125 ∑Х = - 172

Вычисления сумм квадратов отклонений проводим в такой последовательности:


Общее число наблюдений: N= l*n = 3*4 = 12


Корректирующий фактор С = (∑Х1
2
) /N = (-172) 2
/12 = 2465.33


Сy
= ∑Х1
2
- C = ( (-5) 2
+402
+ (-33) 2
+ 302
+ (10) 2
+ 322
+ (-40) 2
+ (-77) 2
) + (-16) 2
+ 282
+ (-43) 2
+ (-78) 2
- 2465.33= 25+1600+1089+900+100+1024+1600+5929+256+784+1849+6084 - 2465.33= 18774.67


Cp
= ∑P2
/l - C = ( ( (-31) 2
+ 1002
+ (-116) 2
+ (-125) 2
) /3) - 2465.33= (961+10000+15625+13456) /3-2465.33 = 10882.00


Cv
= ∑V2
/n-C = ( (322
+ (-95) 2
+ (-109) 2
) /4 - 2465.33) = (1024+9025+11881) /4 - 2465.33 = 3017.17


Cz
= Сy
- Cp
-
Cv
= 18774.67 - 10882.00 - 3017.17 = 4875.5


Теперь можно заполнить таблицу дисперсионного анализа


Результаты дисперсионного анализа (табл.7)


Таблица 7


Результаты дисперсионного анализа





































Дисперсия Сумма квадратов Степени свободы Средний квадрат
F05
Общая 18774.67 11 - - -
Повторений 10882.00 3 - - -
Вариантов 3017.17 3 1005.72 1.031 5,41
Остатки (ошибки) 4875.5 5 975.1 - -

Значение критерия F находим по таблице для 3 степеней свободы дисперсии вариантов и для 5 степеней свободы дисперсии ошибки. Вывод: так как Fф
< F05
, нулевая гипотеза не отвергается, между всеми выборочными средними нет существенных различий. Судя по опытным данным, лучшая урожайность картофеля - по первому варианту. Далее проведем выбор лучшего урожая для ячменя. Исходные данные приведены в табл.8


Таблица 8


Урожайность ячменя, 10-2
т с 1 га












































Вариант Повторение, Х Сумма V Средняя хср
1 2 3 4
1 57,6 59,2 51,1 56,8 224,7 56,175
2 49,5 53,2 50,7 58,5 211,9 52,975
3 56.6 60.9 52.6 56.3 226,4 56,6
∑Р 163,7 173,3 154,4 171,6 ∑Х = 663 Хср 0
= 55,25

Преобразования дат произведем в табл.9


А = 55


Таблица 9


Таблица преобразованных дат







































Вариант Х1
= Х-А
Сумма V
1 2 3 4
1 -2,6 4,2 -3,9 1,8 -0,5
2 -5,5 -1,8 -4,3 3,5 -8,1
3 1,6 5,9 -2,4 1,3 6,4
∑Р -6,5 8,3 -10,6 6,6 ∑Х = - 2,2

Общее число наблюдений: N= l*n = 3*4 = 12


Корректирующий фактор С = (∑Х1
2
) /N = (-2,2) 2
/12 = 0,403


Сy
= ∑Х1
2
- C = ( (-2,6) 2
+4,22
+ (-3,9) 2
+ 1,82
+ (-5,5) 2
+ (-1,8) 2
+ (-4,3) 2
+ 3,52
+ 1,62
+ 5,92
+ (-2,4) 2
+ 1,32
- 0,403= 6,76+17,64+15,21+3,24+30,25+3,24+18,49+12,25+2,56+34,81+5,76+1,69-0,403 = 151,497


Cp
= ∑P2
/l - C = ( ( (-6,5) 2
+ 8,32
+ (-10,6) 2
+ 6,62
/3) - 0,403= (42,25+68,89+112,36+43,56) /3-0,403 = 88,617


Cv
= ∑V2
/n-C = ( ( (-0,5) 2
+ (-8,1) 2
+ 6,42
) /4 - 0,403) = (0,25+65,61+40,96) /4 - 0,403 = 26,705


Cz
= Сy
- Cp
-
Cv
= 151,497 - 88,617- 26,705 = 36,175


Теперь можно заполнить таблицу дисперсионного анализа


Результаты дисперсионного анализа (табл.10)


Таблица 10


Результаты дисперсионного анализа





































Дисперсия Сумма квадратов Степени свободы Средний квадрат
F05
Общая 151,497 11 13,77 - -
Повторений 88,617 3 29,539 - -
Вариантов 26,705 3 8,901 1,23 5,41
Остатки (ошибки) 36,175 5 7,235 - -

Значение критерия F находим по таблице для 3 степеней свободы дисперсии вариантов и для 5 степеней свободы дисперсии ошибки.


Вывод: так как Fф
< F05
, нулевая гипотеза не отвергается, между всеми выборочными средними нет существенных различий.


Судя по опытным данным, лучшая урожайность ячменя - по третьему варианту.


Список литературы

1. Доспехов Б.А. Методика полевого опыта. - М.: Агрохимиздат, 1985.


2. Литтл Т., Хиллз Ф. Сельскохозяйственное дело. Планирование и анализ. - М.: Колос, 1981.


3. Опытное дело в полеводстве / Под ред. проф. Г.Ф. Никитенко. - М.: Россельхозиздат, 1982


4. Методика государственного сортоиспытания сельскохозяйственных культур. Выпуск первый / Под ред. Д., с.-х. н. М.А. Федина. - М., 1985.


5. Сурков Н.Н., Дормидонтова И.М. Методика опытного дела: Методические указания и задания для лабораторных занятий. - М.: ВСХИЗО, 1989.

Сохранить в соц. сетях:
Обсуждение:
comments powered by Disqus

Название реферата: Элементы методики полевого опыта

Слов:2264
Символов:21286
Размер:41.57 Кб.