Главная страница
Навигация по странице:

  • Метод дисперсионного анализа данных многофакторного полевого опыта, поставленного методом расщеплённых (сложных) делянок

  • Ошибка I . - вторая, ошибка II

  • По НСР

  • Курс лекций по основам. Роль с Х. науки в развитии апк страны


    Скачать 1.33 Mb.
    НазваниеРоль с Х. науки в развитии апк страны
    АнкорКурс лекций по основам.doc
    Дата14.04.2018
    Размер1.33 Mb.
    Формат файлаdoc
    Имя файлаКурс лекций по основам.doc
    ТипЛекция
    #18072
    страница6 из 7
    1   2   3   4   5   6   7
    ТЕМА. Многофакторный полевой опыт и обработка его результатов

    методом дисперсионного анализа
    Опыт, в котором изучается действие 2-х и более факторов одновременно называется многофакторным или сложным. В этих опытах кроме действия факторов на урожайность, устанавливают величину и характер взаимодействия этих факторов.

    1-й фактор (А) – внесение навоза а) с внесением навоза

    б) без внесения навоза (ℓА = 2)

    2-й фактор (В) - минеральные удобрения а) без удобрений б) азотные

    в) фосфорные г) калийные

    д) сочетание NPK (ℓВ = 5)

    Многофакторные опыты чаще всего ставят методом расщеплённых или сложных делянок.

    1-е повторение



    0
    во


    N
    в1



    P
    в2



    K
    в3


    NPK
    в4



    0
    в0


    N
    в1


    P
    в2


    K
    в3


    NPK
    в4

    А0 А1
    Делянки первого порядка Фактор А, ℓА = 2 1. Без внесения навоза – А0

    2. С внесением навоза - А1

    Делянки второго порядка Фактор В, ℓВ = 5 1. Без удобрений В0

    2. Азотные В1

    3. Фосфорные В2

    4. Калийные В3

    5. Сочетание ΝPK В4

    В многофакторном опыте изучается не только действие, но и устанавливают величину и характер взаимодействия (dА dВ dАВ) изучаемых факторов.

    В зависимости от изучаемых факторов, характер взаимодействия может быть:

    1. Положительным (синергизм). При этом прибавка урожая от совместного применения факторов больше арифметической суммы прибавок от раздельного применения факторов.

    +dA+B > (+dA) + (+dB)

    2. Отрицательным (антогонизм). При этом прибавка урожая от совместного применения факторов меньше арифметической суммы прибавок от раздельного применения факторов.

    +dA+B < (+dA) + (+dB)

    3. Факторы не взаимодействуют (аддитивизм). При этом прибавка урожая от совместного применения факторов примерно равна арифметической сумме прибавок от раздельного применения факторов.

    +dA+B ≈ (+dA) + (+dB)

    Чаще всего для оценки существенности влияния изучаемых факторов и их взаимодействия используют метод дисперсионного анализа.
    Метод дисперсионного анализа данных

    многофакторного полевого опыта, поставленного методом расщеплённых (сложных) делянок

    В опытах с расщеплёнными делянками имеется большие делянки первого порядка, которые расщепляются (делятся) на более мелкие делянки второго порядка и т.д. Статистическая обработка данных таких опытов имеет свою специфику, так как ошибки на больших и малых делянках неодинаковы по величине и поэтому оценка существенности разниц по одному значению не может быть правильной. Первоначальную обработку данных этих опытов проводят в той же последовательности, что и обработку данных многофакторного опыта поставленного методом рендомизированных повторений. Отличием здесь является разложение остаточной суммы квадратов на вариабельность делянок первого (ошибка I), второго (ошибка II) и т.д. порядков.

    Рассмотрим технику вычислений при дисперсионном анализе данных двухфакторного опыта 3х2 по изучению влияния предшественника и удобрений на урожайность яровой пшеницы. На делянках первого порядка (главные делянки) изучалось действие предшественника (0-горох, 1- подсолнечник, 2-кукуруза, 3-однолетние травы), а на делянках второго порядка (субделянки) – два фона питания растений (0 – Без навоза, 1- Навоз.

    Расчёты при дисперсионном анализе проводят только по третьей модели (рассчитывают поправку или корректирующий фактор).

    Расчёты выполняются в несколько этапов:

    1-й этап Составляют таблицу урожаев и рассчитывают в ней суммы урожаев по вариантам (∑V), по повторениям (∑Р), средние урожаи по варианта (ХV), сумму поделяночных урожаев (∑Х) и среднюю урожайность по опыту Хо=

    Таблицу урожаев проверяют по равенству ∑P = ∑V = ∑Х = одно число

    Фактор А

    (навоз)

    Фактор В

    (удобрения)

    Урожайность картофеля по повторениям, ц/га, Х

    Суммы урожаев по вариантам,.

    ∑V

    Средние урожаи по вариантам,

    Х

    I

    II

    III

    IV



    Без навоза

    Ао

    0 (во)



















    Ν(в1)



















    P(в2)



















    K(в3)



















    ΝPK(в4)





















    Навоз

    А1

    0 (во)



















    Ν(в1)



















    P(в2)



















    K(в3)



















    ΝPK(в4)



















    Суммы урожаев по повторениям ∑Р














    ∑ Х

    Хо =


    Вводится корректирующий фактор С =

    Количество делянок вычисляют по формуле Ν = ℓА× ℓВ × n или 2 ×5×4=40

    2-й этап. Вычисляют виды варьирований (или суммы квадратов):

    а) общая сумма квадратов Су = ∑Х2 – С

    б) сумма квадратов по повторениям СР = ∑Р2 : (ℓА×ℓВ) – С

    в) сумма квадратов по вариантам СV = ∑V2 : n - C

    г) сумма квадратов для случайной ошибки СZ = CУ – (СРV)

    3-й этап. Определяют суммы квадратов для факторов А (навоз),

    В (удобрения) и АВ (их взаимодействие), т.е. варьирование урожаев в зависимости от действия факторов А, В и взаимодействия АВ. (СА, СВ, САВ)

    Таким образом, общее варьирование вариантов разъединяется

    С V = СА + СВ + САВ

    Для этого составляют вспомогательную таблицу. В неё записывают суммы урожаев по вариантам (из таблицы №1), находят суммы и средние по факторам А и В. Таблица №2

    Суммы урожаев для определения главных

    эффектов и взаимодействия

    Варианты по

    фактору А

    Варианты по фактору В

    Суммы урожаев

    по фактору А

    Средние

    урожаи по

    фактору А

    0

    В0

    1

    В1

    2

    В2

    3

    В3

    4

    В4

    0 (А0)



















    А0= ХА

    1 (А1)



















    А1А

    Суммы урожаев по фактору В






















    Средние урожаи по фактору В


    В0=


    В1=


    В2=


    В3=


    В4=


    ∑Х =


    Х0 =


    СА = ∑А2 : (ℓв×n) – С при степени свободы υА = ℓА – 1 = 2 – 1 = 1

    СВ = ∑В2 : (ℓА×n) – С при степени свободы υВ = ℓВ – 1 = 5 – 1 = 4

    САВ = СV – (СА+ СВ) при степени свободы υАВ = (ℓА – 1)×ℓВ – 1)

    Таким образом, в 2-х факторном опыте, поставленным методом организованных повторений, сумма квадратов (СV) расчленяется на три компонента СV = СА + СВ + САВ

    В 3-х факторном опыте – на семь компонентов:

    Сv = СA + СB + СC + СAB + СAC + С BC + СABC

    Соответственно и общая сумма квадратов СУ равна:

    - в двухфакторном опыте Су = СА + СВ + САВ + СР + СZ

    - в трёхфакторном опыте СУ = СА + СВ + СС + САВ + САС + СВС + САВС
    4-й этап. Находят суммы квадратов для остатка (ошибки) СZ = СZ1 + СZII

    В двухфакторном опыте, поставленного методом расщеплённых делянок, имеется две ошибки:

    - одна для вариантов по фактору А (изучаются на более крупных делянках I порядка) Ошибка I.

    - вторая, ошибка II – для вариантов по фактору В и взаимодействия АВ.

    Таким образом, общее остаточное варьирование разделяется на компоненты СZ = СZI + CZII

    а) сумма квадратов CZI даёт возможность оценить существенность действия по вариантам фактора А (действие навоза). (Ошибка I)

    б) эффективность минеральных удобрений и взаимодействия удобрений с навозом. (Ошибка II).

    СZI – вычисляют, а СZII –находят по разности СZII = СZ - СZI

    Чтобы найти CZI составляют вспомогательную таблицу, куда записывают суммы урожаев по делянкам I – го порядка (навоз).

    Таблица 3

    Суммы урожаев по делянкам 1-го порядка для вычисления ошибки I

    Фактор А

    (навоз)

    Повторения

    Суммы урожаев

    по фактору А

    1

    II

    III

    IV

    0 (без навоза)
















    1 (с навозом)
















    Суммы урожаев по повт. Р













    ∑Х =


    Из этой таблицы находят общую сумму квадратов для делянок 1-го порядка - СУI

    - СУI – включает в себя варьирование повторений (СР) и случайное варьирование для делянок 1-го порядка (СZI). Таким образом:

    СУI = СА + СР + СZI СZI = СУI – (СА + СР) при υ = (ℓА – 1)×(n – 1)

    СУI = ∑ХА : ℓВ – С СZII = СZ - СZI υ = (2 – 1)×(4 – 1_= 3

    Далее составляют таблицу дисперсионного анализа двухфакторного опыта (2×5), поставленного методом расщеплённых делянок

    Таблица 4

    Варьирование

    Сумма квадратов

    Степени свободы, υ

    Средний квадрат

    (дисперсия, S2)

    Критерий Фишера

    Fфакт

    F05

    Общее СУ




    Ν – 1 (40-1)=39

    -







    Повторений СР




    n – 1 (4-1)=3

    -







    Фактора А СА




    А- 1 (2-1)=1

    S2А = СА : υА

    Fф=S2А: S2ZI




    Ошибка I СZI




    (ℓА-1)×(n-1)=3

    S2ZI = СZI : υZI







    Фактора В СВ




    В-1=5-1=4

    S2В = СВ : υВ

    Fф=S2В : S2ZII




    Взаимод. АВ САВ




    (ℓА-1)×(ℓВ-1)=4

    S2 АВ = С АВ : υ АВ

    Fф=S2 АВ:S2ZII




    Ошибка II СZII




    υZIIУZIВААВр=24

    S2ZII = СZII : υZII








    Fф – находят в таблице приложения рабочей тетради, исходя из числа степеней свободы соответственно для факторов А, В и взаимодействия АВ. Ошибка II соответствует факторам В и взаимодействия АВ (она одинакова).

    5 этап. Оценка существенности частных различий

    а) Делянки 1-го порядка (эффект применения навоза)

    Рассчитывают абсолютную ошибку и ошибку разности:

    х = ±z ı и S¹d = ±z ı

    Затем рассчитывают НСР¹05 = t05 × S¹d t – берут из таблицы при υz ı = 3

    Штрих означает, что это для делянок 1-го порядка (действие навоза)

    б) Делянки 2-го порядка (эффект применения удобрений

    Sllх = ±zıı и Sııd = ±z ıı

    Затем рассчитывают НСРII05 = t05 × Slld t – берут из таблицы при υzıı = 24

    6 этап. Оценка существенности главных эффектов

    а) Для главного эффекта применения навоза (фактор А).

    SАd = Z ı НСРА05 = t05 × SАd t05 – берут из таблицы при υz ı = 3

    б) Для главного эффекта применения удобрений (фактор В).

    SdВ,АВ = Z ıı НСР05В,АВ = t05 × SdВ,АВ t05 – берут из таблицы при υz ıı = 24
    Заключение. Полученные значения НСРI05, НСРII05, НСРА05 и НСРВ05 используют: (Анализ таблицы № 1)

    По НСРI05 – оценивают значимость разностей между частными средними для делянок 1-го порядка т.е. эффект навоза при разных видах минеральных удобрений.

    а1в0 - а0в0 - эффект навоза без удобрений

    а1в4 - а0в4 - эффект навоза + NPK

    а1в1 - а0в1 - эффект N удобрений + навоз (на фоне навоза)

    а1в2 - а0в2 - эффект Р удобрений на фоне навоза

    а1в3 - а0в3 - эффект К удобрений на фоне навоза

    Таким образом, устанавливаем эффект навоза при применении разных минеральных удобрений.

    По НСРII05 оценивают существенность (значимость) разностей между частными средними по делянкам 2-го порядка т.е. эффект минеральных удобрений на разных фонах навоза (с навозом и без навоза).

    а0в1 - а0в0 - эффект N удобрений на фоне без навоза

    а1в1 - а1в0 - эффект N удобрений на фоне с навозом

    а0в2 - а0в0 - эффект Р удобрений на фоне без навоза

    а1в2 - а1в0 - эффект Р удобрений на фоне с навозом

    а0в3 - а0в0 - эффект К удобрений на фоне без навоза

    а1в3 - а1в0 - эффект К удобрений на фоне с навозом

    а0в4 - а0в0 - эффект NPК на фоне без навоза

    а1в4 - а1в0 - эффект NPК на фоне с навозом

    (Анализ таблицы №2. «Определение главных эффектов и взаимодействия).

    По НСРА05 оценивают существенность (значимость) среднего (главного) эффекта фактора А (навоза), не зависимо от видов минеральных удобрений.

    А1 – А2 = dА

    По НСРВ05 оценивают значимость (существенность) среднего (главного) эффекта минеральных удобрений (фактор В) не зависимо от фона

    В1 – В0 = d1в

    В2 – В1 = d2в

    В3 – В2 = d3в

    В4 – В3 = d4в

    ЛЕКЦИЯ № 9
    1   2   3   4   5   6   7


    написать администратору сайта