|
|
|
 |
Метод проведения полевого опыта |
|
 |
БОЛЬШАЯ ЛЕНИНГРАДСКАЯ БИБЛИОТЕКА - РЕФЕРАТЫ - Метод проведения полевого опыта
Метод проведения полевого опыта
СодержаниеЗадача 1Задача 2Задача 3Список литературы Задача 1Спланировать однофакторный полевой опыт для условий конкретного колхоза, совхоза или другого сельскохозяйственного предприятия.1. Сформулировать тему исследования, рабочую гипотезу; конкретные задачи полевого опыта и объект исследования.2. Разработать схему и элементы методики полевого опыта3. 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.4. Начертить схематический план полевого опыта. Показать все размеры, размещение вариантов на делянках, повторения, если надо. Предусмотреть применение имеющейся в хозяйстве сельскохозяйственной техники.5. Определить схему дисперсионного анализа для получения в опыте урожайности и другой цифровой информации.6. 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 1Схема 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.|
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) | | |
Таблица Методика дисперсионного анализаЗадача 2Определить 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 | Х12 | | 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 = 233S2 = ?(Х - Хср)2 /n-1 = 5683/3 = 1894,33S = v S2 = 43.52V = S/ Хср * 100 = 43.52/233*100 = 18.68%S Хср1 = v S2/n = v1894.33/4 = 21.76S Хср1 % = S Хср1/ Хср1 * 100% = 21.76/233*100 = 9.34 %Х1 ср ±t05 S Хср1 = 233±3,18*21.76 = 233±69.19 (163.81-302.19 )Х1 ср ±t01 S Хср1 =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 = 3t05 = 3,18t01= 5,84Итак, 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 = 226,25S2 = ?(Х - Хср)2 /n-1 = 6396,75/3 = 2132,25S = v S2 = 46,17V = S/ Хср2 * 100 = 46,17/226,25*100 = 20,41%S Хср2 = v S2/n = v2132,25/4 = 23,09S Хср % = S Хср/ Хср2 * 100% = 23,09/226,25*100 = 10,20 %Х2 ср ±t05 S Хср2 = 258±3,18*23,09 = 226,25±73,43(152,82 - 299,67)Х2 ср ±t01 S Хср2 =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 S Хср 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 S Хср1 =233 ±5,84*21.76 = 233±127.08 (105.92 - 360.08)Х2 ср ±t01 S Хср =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. По формулеSd = v( S Хср12 + S Хср22 ) 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 = 6.75Sd = v( S Хср12 + S Хср22 ) = v(21.762+ 23,092) = 31.73При n1 + n2 - 2 = 4+4-2 = 6 степенях свободы t05 = 2.45 и t01 = 3,71Найдем доверительные интервалы для генеральной разности:95% - d± t05sd = 6.75±2.45*31.73 = 6.75±77.74 (-70.99 - 84.49)99% - d± t05sd = 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 )/ v( S Хср12 + S Хср22 ) = (233-226,25)/31.73 = 0.21Сопоставляя фактическое значение t с теоретическим, приходим к выводу, что tфакт < t05 и 2.45 и tфакт < t01 . Следовательно, разность несущественна. Оценим существенность разности по критерию F.F = s12 / s22s12 = 21.762 = 473.49s22 = 23,092 = 533.15 F05 = 6.39F01 = 15.98F = s12 / s22 = 473.49/533,15 = 0, 88Получаем: Fф < F05 и Fф < F01Следовательно, нулевая гипотеза не отвергается, между всеми выборочными средними нет существенных различий.Задача 3Обработать 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 5Урожайность 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 0Таблица 6Таблица 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 = 12Корректирующий фактор С = (?Х12)/N = (-172)2/12 = 2465.33Сy = ?Х12 - 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 = 18774.67Cp = ?P2/l- C = (((-31)2 + 1002 + (-116)2 + (-125)2)/3) - 2465.33 = (961+10000+15625+13456)/3-2465.33 = 10882.00Cv = ?V2/n -C = ((322 + (-95)2 + (-109)2 )/4 - 2465.33) = (1024+9025+11881)/4 - 2465.33 = 3017.17Cz = Сy - Cp - Cv = 18774.67 - 10882.00 - 3017.17 = 4875.5Теперь можно заполнить таблицу дисперсионного анализаРезультаты дисперсионного анализа (табл. 7)Таблица 7Результаты дисперсионного анализа|
Дисперсия | Сумма квадратов | Степени свободы | Средний квадрат | Fф | 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 8Урожайность 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. 9А = 55Таблица 9Таблица 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 = 12Корректирующий фактор С = (?Х12)/N = (-2,2)2/12 = 0,403Сy = ?Х12 - 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 = 151,497Cp = ?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 = 88,617Cv = ?V2/n -C = (((-0,5)2 + (-8,1)2 + 6,42 )/4 - 0,403) = (0,25+65,61+40,96)/4 - 0,403 = 26,705Cz = Сy - Cp - Cv = 151,497 - 88,617- 26,705 = 36,175Теперь можно заполнить таблицу дисперсионного анализаРезультаты дисперсионного анализа (табл. 10)Таблица 10Результаты дисперсионного анализа|
Дисперсия | Сумма квадратов | Степени свободы | Средний квадрат | Fф | 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 литературы1. 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, 19824. 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.
|
|
 |
НОВОСТИ |
 |
|
| Изменения |
|
| Прошла модернизация движка, изменение дизайна и переезд на новый более качественный сервер |
|
