Download - Tehn experimentala
-
UNIVERSITATEA DE TIINE AGRICOLE I
MEDICIN VETERINAR ION IONESCU DE LA BRAD IAI
FACULTATEA DE HORTICULTUR
NVMNT LA DISTAN
TEHNIC EXPERIMENTAL
Prof. dr. LEONTE CONSTANTIN
-2009-
-
2
CUPRINS
CAPITOLUL 1 - INTRODUCERE IN TEHNICA
EXPERIMENTAL.............................................................................................4
1.1. Gengeraliti.4
1.2. Terminologia utilizat n tehnica experimental...5
1.3. Condiii pe care trebuie s le ndeplineasc terenul pentru cmpurile de
experien cu plante horticole...............................................................................9
CAPITOLUL 2 - FACTORII CARE INFLUENEAZ EXACTITATEA
REZULTATELOR EXPERIMENTALE..12
CAPITOLUL 3 - METODE DE AEZARE A EXPERIENELOR19
3.1. Metode clasice19
3.2. Metode moderne22
3.3. Organizarea experienelor n teren.29 CAPITOLUL 4 - VALORIFICAREA REZULTATELOR
EXPERIMENTALE....35
4.1. Valorificarea rezultatelor la experienele dispuse dup metode vechi de
aezare35
4.2. Valorificarea rezultatelor obinute la experienele aezate dup metode
moderne.................................................................................................................40
4.2.1. Valorificarea rezultatelor experimentale la experienele aezate n
blocuri42
4.2.2. Valorificarea rezultatelor experimentale la experienele aezate n ptrat
latin...57
4.2.3. Valorificarea rezultatelor experimentale la experienele aezate n dreptunghi latin....................................................................................................61
4.2.4. Valorificarea rezultatelor obinute n experienele aezate n grilaje.....65
4.2.6. Valorificarea rezultatelor experimentale la experienele polifactoriale aezate n parcele subdivizate.............76
4.2.7. Valorificarea rezultatelor experimentale obinute n serii de experiene....86
-
3
CAPITOLUL 5 - INTERPRETAREA I PREZENTAREA REZULTATELOR
EXPERIMENTALE..................................................................93
5.1. Calcularea coeficientului de corelaie.............................................................93
5.2. Calcularea coeficientului de regresie pentru regresia liniar..........................96
5.3. Calculul coeficienilor de regresie pentru regresia ptratic...........................99
BIBLIOGRAFIE SELECTIV........................................................................109
-
4
CAPITOLUL 1
INTRODUCERE IN TEHNICA
EXPERIMENTAL
1.2. GENGERALITI
Datorit diferenelor foarte mari ntre speciile horticole privind habitusul,
condiiile de cretere i dezvoltare, cerinelor fa de factorii climatici,
experienele efectuate cu aceste specii au caracteristici speciale pentru diferitele
ramuri ale horticulturii i anume: viticultur, pomicultur, legumicultur,
floricultur.
n funcie de specificul fiecrei culturi, cercetrile se pot face n cmp, n
sere, n case de vegetaie, n laboratoare, urmrindu-se att aspectul practic
imediat - creterea cantitativ i calitativ a produciei - ct i unele probleme de
cercetare fundamental.
Cercetrile tiinifice urmresc, de asemenea, cunoaterea i dirijarea
factorilor interni i externi care influeneaz direct sau indirect producia agricol,
gsirea unor ci de ridicare a productivitii muncii n agricultur prin ncercarea
unor soiuri i hibrizi cu nsuiri de productivitate superioar, a ngrmintelor i
pesticidelor mai eficace, a metodelor de cultivare a plantelor mai potrivite pentru
condiiile specifice fiecrei zone.
Utilizarea cercetrii tiinifice n agricultur, n general i n horticultur n
special, nu are un trecut prea ndelungat. Astfel, prima staiune experimental a
fost nfiinat de B o u s s i n g a u l t n anul 1834 la Bechelbronn n Frana iar
cea mai veche staiune care funcioneaz i astzi este cea nfiinat de L a w e s n
anul 1843 la Rothamsted n Anglia.
n Romnia, primele experiene agricole s-au efectuat la Brad judeul
Bacu de ctre ntemeietorul tiinei agricole din ara noastr, I o n I o n e s c u
d e l a B r a d.
-
5
1.2. TERMINOLOGIA UTILIZAT N TEHNICA
EXPERIMENTAL Tehnica experimental reprezint totalitatea metodelor i regulilor ce
privesc planificarea, organizarea i desfurarea experienelor precum i a celor ce
au n vedere valorificarea i interpretarea rezultatelor experimentale.
Experiena este o aciune efectuat dup anumite reguli bine stabilite, cu
scopul de a obine un rspuns sigur la o anumit ntrebare n vederea rezolvrii
unei probleme tiinifice.
Deoarece experienele se desfoar dup reguli i metodologii precise
acestea se pot repeta de acelai cercettor, pentru definitivarea concluziilor sale
sau de ctre ali cercettori, pentru verificarea rezultatelor obinute.
Experienele din domeniul horticol se pot clasifica astfel : dup specia
cu care se lucreaz i dup l o c u l d e d e s f u r a r e.
n funcie de primul criteriu deosebim : experiene cu vi de vie, pomi,
arbuti fructiferi, specii legumicole, floricole, etc.
Dup locul de desfurare a experienelor se cunosc: experiene de cmp,
n sere, case de vegetaie, solarii i experiene de laborator.
Experienele de cmp reprezint culturi comparative efectuate dup
regulile prevzute de tehnica experimental, pe parcele egale ca mrime i grupate
ct mai strns pe teren, n condiii pedoclimatice identice cu cele din cultura mare.
Astfel de experiene urmresc efectul factorilor care influeneaz comportarea
plantelor, producia, calitatea, rezistena la factorii climatici precum i la aciunea
bolilor i duntorilor.
n experienele de cmp se cerceteaz: tipurile de sol, lucrrile solului,
lucrrile de ntreinere, dozele de ngrminte, epocile de semnat sau plantat,
forma i mrimea spaiului de nutriie, soiuri sau hibrizi, lucrri speciale (altoiri,
tieri, ciupiri, crniri), norme de irigare, doze de insecticide, erbicide i fungicide,
tratamente cu stimulatori de cretere, etc.
Experienele de cmp se clasific, la rndul lor, n funcie de : factorul
cercetat, numrul de factori, mrimea parcelei experimentale.
-
6
n funcie de factorul cercetat se deosebesc experiene cu ngrminte,
experiene cu erbicide, experiene cu tieri la via de vie, experiene cu portaltoi la
via de vie, etc.
Dup numrul de factori experimentali, acestea pot fi: monofactoriale,
cnd se urmrete influena unui singur factor; bifactoriale, cnd se cerceteaz, n
acelai timp, doi factori; polifactoriale, cnd n aceeai experien se cerceteaz
simultan influena a mai multor factori de producie.
Experienele polifactoriale sunt mai greu de executat, de valorificat i
interpretat dar prezint avantajul c scot n eviden i intercondiionrile ntre
diferii factori experimentali.
Dup mrimea parcelei experimentale i scopul urmrit, experienele de
cmp sunt de trei categorii i anume: experiene de orientare, experiene riguroase
i experiene de producie.
Experienele de orientare se organizeaz n fazele preliminare ale unei
cercetri minuioase i cuprind un numr foarte mare de variante n vederea
verificrii i reinerii pentru experienele riguroase numai a celor care permit
obinerea de rezultate deosebite. Mrimea parcelelor n astfel de experiene este de
1-2 m2. Din acest motiv rezultatele obinute nu pot fi interpretate statistic.
Experienele riguroase se organizeaz dup toate normele de tehnic
experimental ce vizeaz mrimea parcelei, modul de aezare, numrul de
repetiii, etc. Pentru fiecare mod de aezare se adopt o anumit metod de
valorificare a rezultatelor obinute.
Pentru a se ajunge la concluzii reale, experienele riguroase se repet cel
puin trei ani normali pentru a se cuprinde i fluctuaia factorilor climatici. Astfel
de experiene pot fi organizate i n mai multe zone pedoclimatice constituind aa
numitele experiene n serie.
Experienele de producie se organizeaz pe suprafee mai mari (0,5-l ha),
n care se transpun n condiii de producie variantele care au prezentat cele mai
bune rezultate n experienele riguroase. Astfel de experiene mai poart numele i
de experiene demonstrative deoarece n aceste cmpuri se organizeaz vizite ale
specialitilor pentru a lua cunotin direct cu cele mai bune variante ce vor putea
fi extinse apoi n producie.
Varianta experimental reprezint o graduare sau o dozare a factorului
studiat n cadrul experienelor de cmp. Astfel, la experienele cu soiuri fiecare
-
7
din acestea reprezint o variant; la experienele cu ngrminte, fiecare doz
utilizat reprezint o variant; la experienele cu sisteme de conducere a coroanei
la pomi, fiecare sistem de conducere reprezint o variant .a.m.d.
Parcela experimental este unitatea de baz a fiecrei experiene.
Parcelele din care se compune o experien de cmp sunt identice ca form i
mrime. Forma i mrimea parcelei experimentale variaz de la specie la specie
sau chiar n cadrul aceleeai specii n funcie de factorii studiai. Fiecare parcel
primete un singur tratament la experienele n care se cerceteaz un singur factor,
dou tratamente la experienele bifactoriale, trei tratamente la experienele cu trei
factori, etc.
Parcele experimentale trebuie s ndeplineasc urmtoarele condiii :
- s fie egale ca mrime;
- s fie semnate complet i uniform;
- s nu prezinte goluri;
- s aib plantele dezvoltate uniform;
- s poat fi executate lucrrile de ntreinere;
- s cuprind un numr corespunztor de plante recoltabile, astfel ca
recolta obinut s caracterizeze capacitatea de producie a plantelor.
n ceeea ce privete forma parcelelor experimentale, aceasta este
condiionat de specia cu care se lucreaz i de metoda de aezare a experienelor
n teren. Parcelele pot fi ptrate sau dreptunghiulare dar se prefer ultima din
urmtoarele motive :
-controleaz mai bine variabilitatea fertilitii solului;
-uureaz semnatul i, n general, toat tehnologia specific fiecrei culturi;
-uureaz efectuarea observaiilor n perioada de vegetaie.
Referitor la mrimea parcelelor experimentale se prefer parcelele mici din
urmtoarele motive :
-sunt necesare suprafee reduse pentru ntreaga experien i exist astfel
posibilitatea gsirii unor suprafee omogene n ce privete fertilitatea solului ;
-se poate mri numrul de repetiii sporind astfel exactitatea rezultatelor
experimentale;
-necesit o cantitate mai mic de smn sau material sditor;
-
8
-necesit for de munc mai redus pentru efectuarea lucrrilor de
ntreinere.
Pentru stabilirea mrimii parcelelor experimentale se iau n consideraie
urmtorii factori:
- uniformitatea fertilitii solului;
- tipul experienei;
- specia cu care se experimenteaz;
- omogenitatea materialului folosit.
Blocul experimental este constituit din mai multe parcele alturate
ocupate de variante diferite. Blocul poate cuprinde toate variantele din cadrul
experienei, o singur dat i n acest caz poart numele de bloc complet, sau
poate s fie constituit numai din o parte din variante i atunci poart numele
de bloc incomplet.
Repetiia experimental este alctuit din gruparea de parcele care
cuprinde o singur dat fiecare variant, n acest caz repetiia identificndu-
se cu un bloc complet. Este, de asemenea, posibil, ca repetiia
experimental s fie constituit din mai multe blocuri incomplete dar care
s cuprind o singur dat toate variantele unei experiene. Pentru
asigurarea unei exactiti ct mai mari a rezultatelor obinute fiecare
variant se va repeta de mai multe ori n poziii ct mai diferite.
Numrul repetiiilor experimentale variaz n funcie de
uniformitatea terenului, exactitatea rezultatelor urmrite, modul de aezare
a experienei. n orice caz pentru ca rezultatele obinute s poat fi
valorificate statistic i s reflecte fidel situaia din teren, n tehnica
experimental se utilizeaz 4-6 repetiii.
Parcela repetiie reprezint parcela ocupat de aceeai variant n
diferite repetiii.
Varianta martor (standard sau de control) este varianta care servete
drept baz de comparaie pentru celelalte variante cercetate n cadrul
experienei respective. Astfel, n experienele cu soiuri, varianta martor este
-
9
reprezentat de soiul sau hibridul zonat n unitate. La experienele cu un
numr mare de variante introducerea martorului n schema experienei este
facultativ, deoarec producia fiecrei variante poate fi exprimat
procentual fa de media general a tuturor variantelor sau fa de fiecare
variant separat.
Perdelele de protecie sau parcelele protectoare au aceeai form i
mrime cu parcelele experimentale, sunt ocupate cu aceeai cultur i sunt
adugate la extremiti pentru a se elimina influena marginilor i pentru a
proteja parcelele experimentale.
Banda de protecie reprezint fia de teren cu o lime egal cu
dublul limii unei parcele experimentale i care se amplaseaz n jurul
experienei cu scopul de a proteja parcelele experimentale de pagubele care
ar putea fi produse de oameni sau animale. i benzile de protecie sunt
ocupate cu aceeai cultur cu care se experimenteaz.
Crrile separatoare sunt intervalele libere dintre parcelele
alturate realizate cu scopul uurrii recoltrii variantelor. La plantele care
se seamn n rnduri obinuite, crrile se realizeaz prin eliminarea a 1-2
rnduri de fiecare parte a parcelei, n perioada nfloritului.
Drumurile reprezint spaiile libere lsate ntre experiene cu scopul
de a nlesni ntoarcerea mainilor agricole precum i pentru uurarea
efecturii observaiilor n timpul perioadei de vegetaie. Drumurile asigur,
de asemenea, accesul vizitatorilor n cmpurile experimentale.
1.3. CONDIII PE CARE TREBUIE S LE
NDEPLINEASC TERENUL PENTRU CMPURILE
DE EXPERIEN CU PLANTE HORTICOLE
Cmpul de experien este o suprafa de teren amenajat special i cuprinde
totalitatea experienelor ce se organizeaz ntr-o staiune care deservete o
anumit zon pedoclimatic.
-
10
Pentru ca rezultatele obinute s reprezinte fidel situaia din zon i s se
poat generaliza n producie, terenul pe care se amplaseaz cmpul experimental
trebuie s ndeplineasc anumite condiii i anume :
-s fie aezat ntr-o zon cu clim reprezentativ pentru ntreaga regiune
deservit de staiune ;
-s corespund speciei cu care se experimenteaz n privina tipului de sol,
structurii acestuia, reliefului, poziiei i orientrii ;
-fertilitatea solului trebuie s fie ct mai uniform ;
-s nu fie situat n vecintatea centrelor populate i a drumurilor cu
circulaie intens pentru a se evita eventualele stricciuni;
-s nu fie amplasate lng obstacole naturale, pduri, lacuri, rpe, obstacole
care contribuie la un microclimat specific ce nu permite generalizarea rezultatelor
obinute.
Pentru a se cunoate cu precizie uniformitatea fertilitii terenului se
organizeaz experiene de recunoatere. Astfel, terenul destinat cmpurilor
experimentale se pregtete i se seamn cu culturi sensibile la un grad redus de
neomogenitate a fertilitii solului (orz, ovz, salat, spanac, etc.).
Dup rsrirea culturii se mparte terenul n parcele cu suprafaa de 40-100
m2 i se observ fiecare separat. Observaiile au n vedere vigoarea plantelor, talia
acestora, culoarea frunzelor precum i rezultatele de producie. Dup calcularea
produciilor obinute, pe schia experienei se coloreaz cu aceeai culoare
parcelele cu producii apropiate, n felul acesta putnd avea o oarecare imagine
privind uniformitatea fertilitii.
Date mai exacte se pot obine prin calcularea coeficientului de variabilitate
(s%) cu ajutorul formulei :
s % = s 100x
n funcie de rezultatele obinute se pot face aprecieri asupra uniformitii
fertilitii astfel:
-la valori ale coeficientului mai mici dect 10, se consider c fertilitatea
terenului este foarte uniform ;
-la valori cuprinse ntre 10-20, uniformitatea fertilitii este mijlocie ;
-
11
-la valori ale lui s% mai mari de 20, fertilitatea este foarte neuniform i
terenul respectiv nu poate fi utilizat pentru cmpurile experimentale.
Omogenizarea fertilitii solului se poate realiza prin culturi speciale
numite culturi de uniformizare. Astfel, se cultiv timp de 2-6 ani cu o plant
leguminoas iar dac terenul este mburuienat se folosete o pritoare.
Tehnologia de ntreinere este aceeai pe toat suprafaa. Dup ncheierea
perioadei de uniformizare, n funcie de gradul de variabilitate a fertilitii se
organizeaz o cultur de recunoatere i abia apoi terenul respectiv poate fi utilizat
pentru amplasarea experienalor.
-
12
CAPITOLUL 2
FACTORII CARE INFLUENEAZ EXACTITATEA
REZULTATELOR EXPERIMENTALE
Factorii care influeneaz rezultatele obinute n parcelele experimentale
sunt : forma parcelei, mrimea parcelei, numrul de repetiii, influena marginilor
frontale, influena marginilor laterale, influena golurilor, distribuia variantelor n
cadrul blocului experimental, metoda de aezare, etc.
Forma parcelei este determinat de metoda de aezare a experienei,
limea mainilor agricole care vor fi utilizate, specia cu care se lucreaz. La
alegerea formei parcelelor se va avea n vedere evitarea influenei marginilor,
parcelelor vecine i golurilor precum i evitarea hibridrilor spontane ntre soiurile
plantelor autogame. Pentru experienele aezate n ptrat latin se vor utiliza
parcele de form ptrat. Cnd se folosesc parcele de form dreptunghiular se are
n vedere raportul ntre limea i lungimea acestora, cele mai favorabile raporturi
fiind cuprinse ntre 1/4 i 1/10.
Mrimea parcelei se alege n aa fel nct s asigure pe de o parte o
precizie ct mai mare a rezultatelor obinute iar pe de alt parte s realizeze i
o economie a terenului folosit.
n urma cercetrilor efectuate s-a constatat c odat cu creterea
suprafeei parcelelor experimentale, n anumite limite, se realizeaz o reducere
a abaterii standard a mediei aritmetice i a erorii experimentale .
Pentru stabilirea mrimii parcelei experimentale se vor avea n vedere
cteva principii i anume :
-pe solurile cu fertilitate uniform parcelele pot fi mai mari iar pe solurile
neomogene sub aspectul fertilitii parcelele vor fi mai mici dar se vor amplasa
ntr-un numr mai mare de repetiii ;
-la plantele cu desime mare pe unitatea de suprafa parcelele vor avea o
mrime mai mic fa de cazul cnd se experimenteaz cu plante la care
-
13
distanele ntre rnduri i ntre plante pe rnd sunt mari i cnd i suprafaa
parcelei experimentale va trebui s fie mai mare ;
-n experienele cu diferite tehnologii de lucrare a solului, de ncercare a
diferitelor maini agricole, parcelele vor avea dimensiuni mai mari comparativ
cu experienele cu soiuri sau hibrizi n care lucrrile solului sunt identice n
toate parcelele ;
-n experienele riguroase parcelele vor fi ntotdeauna mai mari
comparativ cu parcelele din experienele de orientare ;
-la plantele care reacioneaz puternic la influena marginilor i a
golurilor i la care eliminrile laterale i frontale vor fi mai mari, suprafaa
parcelei experimentale trebuie s fie mai mare pentru ca dup efectuarea
eliminrilor s rmn o suprafa recoltabil suficient de mare pentru a putea
asigura veridicitatea rezultatelor obinute ;
-n momentul n care lucrrile tehnologice se execut mecanizat mrimea
parcelei se alege n funcie de limea de lucru a agregatelor respective.
Cteva valori privind mrimea parcelelor experimentale pentru diferite
specii horticole, stabilite n raport cu condiiile din ara noastr, sunt prezentate
n tabelul 1.1.
Numrul de repetiii poate influena n mare msur exactitatea
rezultatelor experimentale dac nu se respect anumite condiii la stabilirea
acestui numr i anume :
-numrul de repetiii trebuie s fie mai mare pe terenurile la care
fertilitatea solului este mai puin omogen ;
-dac diferenele ntre diferite graduri ale unui factor nu sunt
suficient de mari, deci dac diferenele ntre variante sunt mici, numrul de
repetiii va trebui s fie mai mare ;
-pentru experienele de orientare i de producie se vor amplasa un
numr mai mic de repetiii pe cnd la experienele riguroase numrul acestora
trebuie s fie de cel puin 4-6 ;
-numrul repetiilor difer n funcie de metoda de aezare a
experienelor fiind egal cu numrul variantelor la experienele dispuse n ptrat
latin i cu un submultiplu al numrului de variante la experienele dispuse n
dreptunghi latin.
-
14
Tabelul 1.1.
Mrimea parcelelor experimentale la plantele horticole
T i p u l d e e x p e r i e n e
Specia Cu soiuri Cu ngrminte
aplicate
manual
aplicate
mecanic
Cu ali
factori
0 1 2 3 4
V I A D E V I E
coala de vie 80-100
plante
80-120 plante - 80-120 plante
Vi de vie 20-30 butuci 20-50 butuci 20-50 butuci 20-50 butuci
P O M I I A R B UT I F R U C T I F E R I
Mr altoit pe: - slbatic 2 pomi 2 pomi 5-10 pomi 5-15 pomi
- franc 2 pomi 2 pomi 5-10 pomi 5-15 pomi
- Paradis 4-5 pomi 4-5 pomi 8-10 pomi 10-15 pomi
Pr altoit pe: - slbatic 2 pomi 2 pomi 5-10 pomi 5-15 pomi
Gutui altoit pe gutui 4 pomi 4 pomi 8-10 pomi 10-15 pomi
Prun altoit pe corcodu 2-4 pomi 2-4 pomi 5-10 pomi 5-15 pomi
Piersic altoit pe:piersic 2 pomi 2 pomi 5-10 pomi 5-15 pomi
- corcodu 2-4 pomi 2-4 pomi 8-10 pomi 10-15 pomi
Cire altoit pe slbatic 2 pomi 2 pomi 5-10 pomi 5-15 pomi
Arbuti fructiferi 20-30 tufe 20-30 tufe - 20-100 tufe
coala de pomi 20-40 mp 20-40 mp 40-100 mp 20-100 mp
Cpuni 20-30 mp 25-40 mp 40-80 mp 20-30 mp
L E G U M E
Mazre 20-40 mp 30-40 mp 40-100 mp 20-100 mp
Fasole 20-50 mp 35-50 mp 50-100 mp 50-100 mp
Rdcinoase mici i
mijlocii 15-30 mp 20-35 mp 40-70 mp 15-80 mp
Morcov, ceap 20 mp 20-25 mp 40-60 mp 40-80 mp
Conopid 30 mp 100-120
plante
120-150
plante 40 mp
Salat, spanac 20 mp 20-40 mp 40-60 mp 40 mp
Verdeuri 20-30 mp 25-40 mp 40-70 mp 20-100 mp
Plante aromatice i
condimentare 20-50 mp 20-50 mp 50-100 mp 20-100 mp
Seminceri de
ceap,morcovi,varz 25 mp 25 mp 40-60 mp 40 mp
Tomate 40 mp 100-150
plante
150-200
plante
70-250
plante
-
15
0 1 2 3 4
Ardei
25 mp(200
plante) 40 mp 40-100 mp
25 mp(200
plante)
Vinete 80-100
plante
100-120
plante
120-150
plante
80-150
plante
Varz de toamn 100 plante 100-120
plante
120-150
plante
80-150
plante
Dovleci, castravei,
pepeni galbeni 50 plante 60-80 plante 60-120 plante
50-100
plante
Pepeni verzi 50 plante 60-80 plante 60-120 plante 40 mp
Sfecl, gulii, ridichi de
iarn
150-200
plante
170-220
plante
400-600
plante
150-650
plante
Cartof 100-200
cuiburi
120-150
cuiburi
150-280
cuiburi
100-300
cuiburi
Alune de pmnt 200-225
cuiburi
225-250
cuiburi
350-600
cuiburi
200-650
cuiburi
Datele cercetrilor arat c se nregistreaz o scdere foarte puternic
a erorilor mediei aritmetice i a erorii diferenei pn la r = 10. Peste
aceast valoare scderea erorii nu justific mrirea numrului de repetiii.
Influena frontal se ntlnete la toate parcelele experimentale n
sensul c plantele situate la capetele parcelelor experimentale beneficiaz
de spaii de nutriie mai mari, lumin i cldur i deci se dezvolt mai
puternic n comparaie cu cele situate n centrul parcelei.
Se consider c, la plantele semnate n rnduri dese, zona de
influen frontal este de 0,5 pn la 1 m, la solano-fructoase i vrzoase pe
distana a dou plante iar la pomi, arbuti fructiferi i via de vie la o
singur plant.
Pentru anularea acestei influene asupra produciei ntregii parcele
experimentale se fac eliminri frontale de 0,5-1 m..
Influena lateral sau de vecintate se manifest ntre parcelele
nvecinate n care se experimenteaz graduri diferite ale unui factor
experimental. Aceast influen este mai pregnant i trebuie luat n
consideraie atunci cnd se experimenteaz cu diferite doze de ngrminte
sau erbicide, cu diferite norme de irigare sau cu desimi de semnat. n cazul
-
16
n care se cerceteaz capacitatea de producie a unor soiuri sau diferite
sisteme de tiere la via de vie influena lateral nu se manifest att de
puternic i deci nu este nevoie s se fac eliminrile laterale.
La plantele semnate n rnduri dese eliminrile laterale sunt de 0,5
m la fiecare margine a parcelei. Pentru plantele semnate la distane mai
mari de 50 cm ntre rnduri, pentru anularea influenei laterale se elimin
cte un rnd de plante la fiecare margine a parcelei experimentale.
Suprafaa rmas dup efectuarea eliminrilor frontale i laterale
poart numele de suprafa recoltabil, aceasta fiind luat n consideraie
pentru valorificarea rezultatelor experimentale.
Pentru sere i rsadnie suprafaa recoltabil este determinat de un
numr minim de plante recoltabile (tabelul 2.1.).
Tabelul 2.1.
Numrul minim de plante recoltabile n sere i rsadnie
Numrul minim de plante recoltabile Specia
n sere n rsadnie
Ardei gras 24 22
Ardei iute 40 40
Castravete 5 9-12
Conopid 20 18
Dovlecel - 18
Gulioare 40 30
Morcov - 300
Ptlgele vinete 20 16
Pepene 10 -
Ridiche de lun 1000 600
Salat 30-40 20-30
Tomate nalte 15 16
Tomate pitice - 18
-
17
Influena golurilor . Prin gol se nelege att locul unde lipsesc plantele
din parcela experimental ct i unde planta sau plantele sunt mai puin
dezvoltate.
n funcie de cauzele determinante golurile pot fi de dou feluri i anume :
sistematice i ntmpltoare sau accidentale.
Golurile sistematice apar n toate repetiiile unei variante fiind determinate
de unele sensibiliti ale plantelor la aciunea gerului, a secetei sau chiar la
aciunea unor tratamente experimentate.
Golurile ntmpltoare apar numai n unele repetiii ale unor variante i
sunt determinate de unele greeli de semnat sau de atacul inegal al unor
duntori.
Datorit spaiului mai mare de nutriie, influenei luminii i cldurii,
plantele situate n vecintatea golurilor pot da producii cu 10-20 % mai mari
dect restul plantelor din parcel. Dac numrul golurilor este prea mare,
producia parcelei se deformeaz i nu se mai poate avea garania obinerii unor
rezultate veridice.
Anularea influenei golurilor se poate face n funcie de specia cu care se
experimenteaz. Astfel, la plantele semnate n rnduri dese, golurile de pn la
10 % nu se iau n consideraie datorit faptului c producia plantelor vecine
golurilor - plante mai favorizate - poate acoperi deficitul de producie determinat
de golurile respective. La goluri peste 10 % din numrul de plante sau din
suprafaa parcelei, ntreaga parcel se elimin din calcul.
La plantele pritoare, golurile care nu depesc 4 % din suprafa nu se
iau n considerare; ntre 5 i 10 % se corecteaz producia cu ajutorul unor
formule matematice iar dac depesc 10 %, parcelele respective se elimin din
calcul.
Corectarea produciilor parcelelor afectate de goluri se poate face dup
metode severe sau dup metode rapide, aplicate desigur, n funcie de tipul
experienei.
Cnd se aplic metoda sever, se elimin toate plantele vecine golului, se
determin producia unei plante considerat normal dup care, n funcie de
aceasta, se determin producia ntregii parcele.
Corectarea produciei prin metoda rapid se face prin aplicarea unor
formule matematice fr eliminarea plantelor vecine golurilor.
Una din formule este cea a lui H e n r i c h s i anume :
-
18
PC = Pr 1n2n
g
p
+
, n care :
Pc = producia corectat ;
Pr=producia real ;
ng = numrul golurilor ;
np = numrul plantelor recoltate.
Metoda de aezare influeneaz veridicitatea rezultatelor experimentale
att prin modul de a controla omogenitatea fertilitii solului ct i prin folosirea
diverselor metode de valorificare a rezultatelor experimentale, specifice pentru
diferite metode de aezare.
-
19
CAPITOLUL 3
METODE DE AEZARE A EXPERIENELOR
3.1. METODE CLASICE
Rezultatele muncii de cercetare n horticultur depind, n mare msur, de
modul de aezare a parcelelor n teren n sensul asigurrii unor condiii identice
pentru toate variantele studiate.
La nceputurile tehnicii experimentale, amplasarea experienelor se fcea
foarte simplu, gradurile factorilor fiind studiate n parcele alturate, fr repetiii.
Din acest motiv rezultatele obinute nu erau totdeauna cele reale i deci nu se
puteau face cele mai bune recomandri pentru producie.
Depirea acestui stadiu s-a fcut n momentul introducerii calculelor
matematice pentru valorificarea experienelor, calcule ce stabilesc erorile care
afecteaz rezultatele experimentale precum i sigurana diferenelor de producie
realizate de diferite variante.
n vederea efecturii acestor calcule a fost necesar respectarea unor reguli
de baz privind aezarea variantelor n cadrul unei experiene. Aceste reguli au
generat apariia unor metode de amplasare care s-au folosit o perioad ndelungat
de timp i care, pentru experienele monofactoriale, se mai folosesc i n prezent,
fiind cunoscute sub numele de metode vechi.
Datorit faptului c impun aezarea variantelor n aceeai ordine n cadrul
repetiiilor, aceste metode prezint neajunsul c erorile experimentale nu pot fi
eliminate prin calcul.
n cadrul metodelor vechi, cele mai cunoscute sunt urmtoarele: aezarea
liniar, aezarea liniar-etajat, aezarea ptratic sau n ah i aezarea n fii.
Aezarea liniar (Mitscherlich) (fig.3.1.) se caracterizeaz prin faptul c
parcelele experimentale sunt aezate alturat iar variantele, n cadrul repetiiilor,
sunt aezate n aceeai ordine sistematic. Metoda a fost utilizat ndeosebi pentru
-
20
culturile comparative cu soiuri sau hibrizi precum i n unele experiene cu lucrri
culturale.
R1 R2 R3
V1
V2
V3
V4
V5
V1
V2
V3
V4
V5
V1
V2
V3
V4
V5
Fig. 3.1. Aezarea liniar (Mitscherlich)
Aezarea liniar-etajat (fig.3.2.) se utilizeaz atunci cnd configuraia
terenului ales nu permite ntinderea experienei pe o distan prea mare. Pentru a
se evita faptul ca dou repetiii ale unei variante s cuprind aceleai
neuniformiti ale terenului este necesar ca variantele s se aeze n aa fel nct s
nu coincid n cele dou etaje ale experienei.
Dezavantajul metodei const n aceea c n cazul folosirii unui numr mare
de variante, pe terenurile neuniforme n privina fertilitii, toate variantele vor fi
afectate de erori sistematice.
R1 R2
V1
V2
V3
V4
V1
V2
V3
V4
V4
V3
V2
V1
V4
V3
V2
V1
R3 R4
Fig. 83.2. Aezarea liniar etajat
-
21
Aezarea ptratic (fig.3.3.) se caracterizeaz prin dispunerea parcelelor
experienei n ptrat perfect. Condiia care trebuie respectat este ca repetiiile
aceleeai variante s nu se ntlneasc pe orizontal, pe vertical sau pe diagonal.
Pentru a se realiza aceste condiii este necesar ca numrul variantelor
experimentale s fie mai mare dect cinci i numrul repetiiilor s fie egal cu cel
al variantelor.
Acest mod de amplasare a experienelor este indicat pentru experienele cu
ngrminte, erbicide, insecticide, fungicide, etc., deoarece toate lucrrile sunt
identice pe toate parcelele experimentale, diferind doar aplicarea tratamentelor
respective.
RI
1
2
3
4
5
RII
4
5
1
2
3
RIII
2
3
4
5
1
RIV
5
1
2
3
4
RV
3
4
5
1
2
Fig. 3.3. Aezarea ptratic (ah)
Aezarea n fii (Zade) (fig.3.4.) se folosete ndeosebi pentru
experienele cu lucrri ale solului i se caracterizeaz prin aceea c repetiiile unei
variante sunt aezate una n continuarea celeilalte, astfel c fiecare variant
formeaz o fie continu.
Deoarece repetiiile unei variante cuprind aceleai neuniformiti ale
terenului, pentru a nltura erorile datorate neuniformitii fertilitii solului, dup
fiecare 2-3 variante experimentale se amplaseaz varianta martor.
-
22
RI
Mt
V1
V2
Mt
V3
V4
Mt
V5
V6
Mt
V7
V8
Mt
RII
Mt
V1
V2
Mt
V3
V4
Mt
V5
V6
Mt
V7
V8
Mt
RIII
Mt
V1
V2
Mt
V3
V4
Mt
V5
V6
Mt
V7
V8
Mt
RIV
Mt
V1
V2
Mt
V3
V4
Mt
V5
V6
Mt
V7
V8
Mt
Fig. 3.4. Aezarea n fii (Zade)
3.2. METODE MODERNE
Pentru a se evita apariia erorilor sistematice datorate dispunerii variantelor
n aceeai ordine n cadrul fiecrei repetiii, n tehnica experimental modern s-a
adoptat distribuirea ntmpltoare a variantelor.
Prin randomizarea variantelor (random - ntmpltor), blocurilor sau
coloanelor, parcelele experimentale se repartizeaz n teren fr nici o ordine
stabilit anterior. n acest fel variantele se pot nvecina ntre ele n mod ct mai
variat, astfel c datele experimentale vor fi nsoite de mai puine erori sistematice.
Dintre metodele moderne de aezare cele mai des utilizate sunt
urmtoarele : aezarea n blocuri, aezarea n ptrat latin, aezarea n dreptunghi
latin, aezarea n grilaje i aezarea n parcele subdivizate.
Aezarea n blocuri (block design) (fig.3.5.), constituie metoda cea mai
simpl i cea mai des utilizat n experienele de cmp. Parcelele experimentale
sunt de form dreptunghiular i sunt dispuse unele lng altele formnd blocuri
complete. Pentru a se asigura tuturor parcelelor dintr-un bloc un teren ct mai
-
23
uniform este necesar ca forma blocului s fie pe ct posibil apropiat de ptrat,
lungimea parcelelor s fie egal cu limea blocului iar numrul de variante s nu
fie mai mare de 12-15.
n una din repetiii, pentru a se facilita prezentarea experienei, variantele
se aeaz n ordine iar n celelalte se adopt dispunerea randomizat,
ntmpltoare.
n funcie de modul de dispunere a blocurilor se cunosc :
- blocuri pe un singur rnd, cnd acestea sunt aezate unul lng altul,
n linie (fig.3.5.a.)
- blocuri etajate, cnd sunt aezate pe dou sau trei rnduri (fig.3.5.b.)
- blocuri dispersate, cnd nu vin n contact unul cu altul chiar dac fac
parte din aceeai experien (fig.3.5.c.)
Bloc I Bloc II Bloc III Bloc IV
V1
V
2
V
3
V
4
V
5
V
3
V
5
V
2
V
1
V
4
V
2
V
1
V
5
V
4
V
3
V
1
V
3
V
5
V
4
V
2
a. Blocuri pe un singur rnd
Blocul I Blocul II
V1
V2
V3
V4
V5
V2
V1
V5
V1
V4
V2
V1
V5
V3
V4
V1
V3
V4
V2
V5
-
24
Blocul III Blocul IV
b. Blocuri etajate
V1
V2
V3
V4
V5
V
5
V1
V4
V2
V3
Blocul I
V4
V2
V5
V1
V3
Blocul II
Blocul III
c. Blocuri dispersate
Fig3.5. Aezarea n blocuri
Aezarea n ptrat latin (latin square),(fig.3.6.) se caracterizeaz prin
faptul c parcelele experimentale sunt astfel aezate nct att blocul (orizontal)
ct i coloana (vertical) reprezint repetiii complete. Numrul variantelor trebuie
s fie ntotdeauna egal cu numrul repetiiilor. Randomizarea variantelor se face
n aa fel nct fiecare variant s fie reprezentat o singur dat att n fiecare
bloc (repetiie) ct i n fiecare coloan.
Datorit dificultilor de lucru cu un numr prea mare de repetiii, la
ptratul latin numrul de variante experimentale se limiteaz la 6-8.
Metoda specific de valorificare a rezultatelor experimentale permite
eliminarea erorilor sistematice cauzate de neuniformitatea solului n dou direcii
(blocuri i coloane). Din acest motiv ptratul latin d rezultate relativ exacte i pe
soluri neuniforme n privina fertilitii i se recomand i cnd se urmrete
aflarea diferenelor foarte mici ntre variante puine, cum este cazul la experienele
cu soiuri.
-
25
4
5
1
2
3
3
1
4
5
2
5
4
2
3
1
2
3
5
1
4
1
2
3
4
5
Fig. 3.6. Aezarea n ptrat latin
Aezarea n dreptunghi latin (latin rectangle),(fig.3.7.) este o variant a
ptratului latin rezultat din necesitatea de a se experimenta cu un numr mai
mare de variante. n acest sens, coloanele ptratului latin sunt mprite n 2-4
subcoloane, astfel c numrul variantelor poate fi de 2-4 ori mai mare fa de cel
al repetiiilor. Pentru a se putea adopta aceast metod de aezare este necesar ca
numrul variantelor s reprezinte un multiplu al numrului de repetiii
Randomizarea variantelor se face pe coloane i subcoloane astfel ca n
schema experienei, fiecare bloc i fiecare coloan (format din 2-4 subcoloane)
s formeze cte o repetiie complet.
i aceast metod permite eliminarea erorilor sistematice datorate
neuniformitii fertilitii solului ns se afirm c rezultatele obinute sunt cu att
mai exacte cu ct coloanele sunt divizate n mai puine subcoloane.
5 12 10 9 3 2 11 1 7 6 8 4
3 8 11 7 10 4 6 9 5 12 1 2
4 10 6 5 11 8 2 12 3 1 9 7
11 7 1 8 9 12 10 3 4 2 6 5
6 9 2 12 7 1 4 5 8 11 3 10
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
Fig. 3.7. Aezarea n dreptunghi latin
-
26
Aezarea n grilaj (lattice design), (fig.3.8.) se utilizeaz atunci cnd
numrul variantelor dintr-o experien este prea mare i n felul acesta blocurile
complete s-ar alungi prea mult, devenind neuniforme i ducnd la creterea
erorilor experimentale.
Pentru reducerea erorilor, parcelele se dispun n blocuri incomplete, care
cuprind numai o parte din variantele experimentale. n acest caz o repetiie este
format din mai multe blocuri incomplete.
Acest mod de aezare permite includerea n experien a mai multor
variante experimentale, comparativ cu celelalte tipuri de aezri i, n acelai timp,
grupeaz foarte strns pe teren variantele unui bloc, oferindu-le astfel condiii
asemntoare de experimentare.
Pentru aezrile n grilaje exist o serie de reguli precise i anume :
- numrul de variante trebuie s fie un ptrat perfect ;
- numrul de repetiii se calculeaz n funcie de numrul de baz al
ptratului perfect ; dac numrul de baz este par, formula folosit este
n = k + 1
iar dac este impar, formula este :
n = k 12+ n care,
n = numrul de repetiii
k = numrul de baz.
De regul, n practic, se prefer numerele de baz impare deoarece, n
acest caz, numrul de repetiii se micoreaz.
- pentru constituirea unei repetiii sunt necesare un numr de blocuri
incomplete egal cu numrul de baz ;
- numrul de variante n fiecare bloc incomplet trebuie s fie egal cu
numrul de baz pentru ca toate variantele s fie reprezentate o singur dat n
cadrul unei repetiii ;
-
27
- randomizarea n cadrul fiecrui bloc, coloane,ntre blocuri i ntre coloane
se face n funcie de tipul grilajului.
Dintre numeroasele tipuri de grilaje, o utilizare mai larg o au urmtoarele :
grilajul simplu, grilajul ptrat i grilajul balansat.
Grilajul simplu se caracterizeaz prin faptul c n prima repetiie,
variantele sunt aezate n ordine sistematic, n repetiia a doua variantele aezate
orizontal n blocuri incomplete vor fi dispuse vertical n coloane incomplete iar n
repetiiile urmtoare locul variantelor se stabilete prin randomizarea blocurilor
din primele dou repetiii precum i a variantelor din cadrul blocurilor. Numrul
repetiiilor trebuie s fie par.
Grilajul balansat se deosebete de cel simplu, prin faptul c numrul
repetiiilor trebuie s fie k+1, iar randomizarea variantelor se face n aa fel nct
fiecare pereche de variante s se ntlneasc o singur dat n acelai bloc.
Operaia prin care variantele sunt grupate dup aceast regul se numete
balansare.
Grilajul ptrat are parcelele i repetiiile sub form de ptrat. Deosebirea
fa de ptratul latin const n aceea c nici blocurile i nici coloanele nu sunt
complete.
Pentru evitarea greelilor de aezare a variantelor pentru aceste experiene
se recomand folosirea schemelor de randomizare din manualele de tehnic
experimental.
1
2 3 4 5 6
4
5 6 1 2 3
7
8 9 7 8 9
Randomizarea blocurilor
Randomizarea coloanelor
-
28
5
6 4
2
3 1
8
9 7
Fig.3.8. Grilajul ptrat
Aezarea n parcele subdivizate (split plot design) ,(fig.3.9.).
Toate metodele de aezare prezentate se folosesc cu preponderen pentru
experienele monofactoriale ns, exceptnd metoda grilajelor, se pot utiliza i
pentru experienele cu mai muli factori.
Folosirea acestor metode pentru experienele polifactoriale este limitat
totui datorit apariiei unor dificulti tehnice legate de randomizarea variantelor
n diferite repetiii.
Pentru a nltura aceste neajunsuri precum i pentru a reduce apariia unor
erori experimentale s-a introdus aezarea n parcele subdivizate la care
combinaiile de factori nu mai sunt liber randomizate ci sunt grupate n toate
repetiiile, dup unul din factori.
Metoda const n divizarea parcelelor mari, n care se experimenteaz unul
din factori, n parcele mai mici, care cuprind gradurile unui al doilea factor,
acestea subdivizndu-se la rndul lor n parcele i mai mici pentru gradurile
factorului trei .a.m.d .
n astfel de metode de aezare, rezultatele care se refer la primii factori
luai n studiu sunt mai puin concludente, rezultate certe obinndu-se doar la
nivelul parcelelor mici.
Pentru dimensionarea experienei se pornete de la cele mai mici parcele
care trebuie s aib suprafaa recoltabil recomandat de tehnica experimental
dup care din aproape n aproape se calculeaz suprafaa parcelelor mijlocii i
apoi a parcelelor mari.
n ce privete randomizarea parcelelor n teren, aceasta se face separat n
cadrul fiecrui factor luat n studiu. Astfel, parcelele mici se randomizeaz n
cadrul parcelelor mijlocii, acestea n cadrul parcelelor mari iar ultimele n cadrul
repetiiei.
-
29
Avantajul metodei n cazul experienelor bifactoriale i trifactoriale const
n faptul c pe lng influena fiecrui factor n parte asupra rezultatelor obinute
se poate cuantifica i interaciunea factorilor studiai.
a1 a2
b1 b2 b3 b2 b1 b3
c1
c2
c3
c4
c5
c1
c2
c3
c4
c5
c1
c2
c3
c4
c5
c1
c2
c3
c4
c5
c1
c2
c3
c4
c5
c1
c2
c3
c4 c5
Repetiia I
Fig. 3.9. Planul unei experiene trifactoriale de tipul 2 x 3 x 5
aezat n parcele subdivizate
3.3. ORGANIZAREA EXPERIENELOR N TEREN
Pentru a obine rezultate care s reflecte realitatea din teren i care s poat
fi apoi generalizate este necesar ca nainte de transpunerea experienei n cmp s
se ntocmeasc un plan care s cuprind metoda de aezare (schia experienei),
obiectivele urmrite, factorii experimentali i metoda de prelucrare a rezultatelor.
Alegerea metodei de aezare
Factorii de care trebuie s se in seama la alegerea metodei de aezare a
experienelor n teren sunt urmtorii : numrul variantelor experimentale, gradul
de uniformitate a solului, forma terenului, cantitatea de smn disponibil i
metoda folosit pentru calcularea rezultatelor obinute.
n privina numrului de variante se ine seama de faptul c pentru
experienele cu variante puine se va alege metoda blocurilor randomizate sau
ptratul latin pe cnd la un numr de variante mai mare se va folosi dreptunghiul
latin sau metoda grilajelor.n ce privete uniformitatea solului, aceasta
influeneaz alegerea metodei de aezare n sensul c pe solurile neuniforme se va
putea folosi numai ptratul latin sau grilajele, metode care permit controlul
fertilitii solului pe dou direcii.
-
30
Forma terenului impune alegerea unei anumite metode de aezare. Astfel,
pe terenurile alungite se folosete metoda blocurilor pe un singur rnd, deci cu
aezarea liniar a repetiiilor.
n primele verigi ale procesului de ameliorare cnd cantitatea de smn
disponibil este destul de redus se adopt metode de aezare cu mai puine
repetiii cum ar fi grilajul ptrat cu 25 de variante n trei repetiii.
n sfrit n ce privete metoda de prelucrare a datelor se are n vedere
faptul c pentru fiecare metod de aezare exist o singur metod corect de
calculare a rezultatelor.
Stabilirea dimensiunilor cmpului de experien
Dup formularea obiectivelor urmrite i alegerea metodei de aezare
urmeaz s se stabileasc dimensiunile cmpului experimental.
n acest sens, o parte din date se precizeaz n prealabil de ctre
experimentator iar cu ajutorul acestora se calculeaz celelalte.
Astfel, se precizeaz numrul de variante i repetiii, suprafaa recoltabil a
parcelei experimentale, distana de semnat sau de plantat, limea de lucru a
semntorii, limea eliminrilor frontale i laterale.
Cu ajutorul acestor date se calculeaz apoi : limea parcelei semnate,
limea i lungimea recoltabil a unei parcele, limea i lungimea unei repetiii,
lungimea i limea ntregii experiene, suprafaa experienei.
Pentru exemplificare, se consider o experien cu mazre de grdin care
se transpune n teren dup metoda blocurilor pe un singur rnd.
Se precizeaz :
- numrul de variante : 5
- numrul de repetiii : 4
- suprafaa recoltabil a parcelei : 40 m2
- limea eliminrilor frontale: l m x 2 = 2 m
- limea eliminrilor laterale: 0,5 m x 2 = 1 m
- limea de lucru a semntorii : 1,667 m x 3 = 5 m.
Cu ajutorul acestor date se calculeaz apoi n ordine :
- limea parcelei semnate care trebuie s fie un multiplu al limii de
lucru a semntorii :
1,667 m x 3 = 5 m
-
31
- limea recoltabil a parcelei experimentale care rezult din diferena
ntre limea parcelei semnate i limea eliminrilor laterale :
5 m - 1 m = 4 m
- lungimea parcelei recoltabile care rezult din raportul ntre suprafaa
recoltabil i limea recoltabil :
40 m2 : 4 m = 10 m
- lungimea total a parcelei se determin prin adugarea la lungimea
recoltabil a limii eliminrilor frontale :
10 m + 2 m = 12 m
- lungimea unei repetiii este dat de produsul ntre limea total a unei
parcele experimentale i numrul de variante :
5 m x 5 = 25 m
- lungimea experienei se calculeaz nmulind lungimea unei repetiii cu
numrul de repetiii :
25 m x 4 = 100 m
- lungimea total a experienei se determin adugnd la lungimea ocupat
de parcelele experimentale a nc dou limi ale unei parcele, deoarece la
capetele cmpului experimental se aplaseaz cte o parcel de protecie egal cu
parcela experimental i ocupat cu aceeai cultur :
5 m x 2 = 10 m
100 m + 10 m = 110 m
- limea experienei este egal cu lungimea parcelei experimentale, deci,
12 m.
- suprafaa experienei se afl nmulind lungimea total a experienei cu
limea acesteia :
110 m x 12 m = 1320 m
- suprafaa cmpului experimental se determin adugnd la suprafaa
experienei, suprafaa ocupat de drumul de acces i banda de protecie, a cror
lime variaz n funcie de natura experienei.
Transpunerea experienei n teren
Dup calcularea dimensiunilor cmpului experimental se procedeaz la
materializarea acestuia n teren, prin pichetri, conform metodei de aezare
utilizate.
n vederea pichetrii sunt necesare urmtoarele materiale:
-
32
-echer pentru trasarea perpendicularelor sau, n lipsa acestuia, o sfoar cu
lungimea de 12 m cu care se confecioneaz un triunghi dreptunghic cu laturile de 3m,
4m i respectiv 5 m ;
-rulete de oel cu lungimi de 20 m sau 50 m ;
-jaloane topografice pentru trasarea aliniamentelor ;
-srm galvanizat sau sfoar bine rsucit de-a lungul creia se marcheaz
capetele parcelelor ;
-pichei ;
-ciocane de lemn pentru btut picheii ;
-etichete din tabl, lemn sau material plastic pe care se ncrie numrul variantelor
.
Pichetarea cmpului experimental se face astfel :
-se traseaz, cu ajutorul jaloanelor, un aliniament de baz pe care se msoar cu
ruleta o lungime egal cu lungimea cmpului experimental. Fiecare capt al cmpului se
marcheaz cu cte un pichet ;
-se ntinde srma galvanizat sau sfoara orientat pe aliniamentul trasat ;
-se ntinde ruleta n lungul sforii i se delimiteaz prin pichei limea parcelelor
experimentale; picheii se bat nspre interiorul experienei, ct mai aproape de sfoar dar
fr s o ating ;
-lungimea fiecrei repetiii se marcheaz cu doi pichei ;
-din punctele terminale ale experienei se ridic perpendiculare cu ajutorul
echerului, se ntinde sfoara i se marcheaz limea experienei ;
-n lipsa echerului, perpendicularele se pot ridica utiliznd o sfoar cu lungimea
de 12 m marcat la 3, 4 i 5 m cu care se confecioneaz un triunghi dreptunghic, unghiul
drept gsindu-se la intersecia laturilor cu dimensiunile de trei i respectiv patru metri ;
-se verific dac distana ntre cele dou perpendiculare este egal cu lungimea
experienei marcat iniial pe aliniamentul de baz ;
-se ntinde sfoara i se marcheaz i pe acest aliniament limea parcelelor
experimentale i lungimea repetiiilor ;
-pentru identificarea variantelor, repetiiilor sau a oricrei parcele experimentale
se procedeaz la etichetarea acestora ; etichetele pot fi confecionate din lemn, tabl sau
material plastic, cu fondul de culoare alb i notaiile de culoare neagr .
Semnatul sau plantatul materialului experimental
Dup pichetarea experienei se execut, la nevoie, ultimele lucrri de pregtire a
patului germinativ i se seamn experiena.
Semnatul se va efectua cu grij deosebit pentru a obine parcele ncheiate, fr
goluri, asigurndu-se fiecrei plante acelai spaiu de nutriie.
-
33
Datorit faptului c reuita semnatului depinde n mare msur de starea de
funcionare i reglarea semntorii, nainte de nceperea lucrrii se controleaz distanele
ntre rnduri, cantitatea de smn distribuit de fiecare tub sau secie i se face proba
mainii pentru fiecare variant n parte.
La experienele cu soiuri, smna necesar pentru fiecare parcel se cntrete,
se pune n pungi de hrtie sau sculei din pnz, se eticheteaz, dup care se aaz n faa
fiecrei parcele conform planului experienei.
n experienele cu pomi, arbuti fructiferi i vi de vie materialul sditor trebuie
s fie ct mai uniform i normal dezvoltat. Gropile pentru plantare se pac n aceeai zi
pentru ntreaga experien.
Semnatul sau plantatul materialului sditor trebuie terminat n aceeai zi n toat
experiena.
ntreinerea culturilor
Pentru fiecare specie folosit n cmpurile experimentale se aplic plantelor
aceleai lucrri ca i n cultura mare excepie fcnd doar experienele n care factorul
studiat l constituie lucrrile din tehnologia culturii respective.
n timpul efecturii lucrrilor tehnologice se va evita producerea golurilor prin
distrugerea plantelor.
La fel ca i semnatul i lucrrile de ntreinere trebuie fcute n aceeai zi n
ntreaga experien.
Observaii ce se fac n perioada de vegetaie
Toate notrile din cursul perioadei de vegetaie se trec n carnetul de observaii
care se ntocmete pentru fiecare experien n parte i cuprinde urmtoarele date :
-unitatea n care se execut experiena ;
-denumirea experienei ;
-anul n care se desfoar cercetarea ;
-responsabilul experienei ;
-date despre tipul de sol precum i despre nsuirile fizice, chimice i biologice
ale acestuia ;
-temperaturile medii zilnice, maxime i minime ;
-precipitaiile nregistrate ;
-planta premergtoare ;
-planul experienei (schia) ;
-specificarea variantelor ;
-lucrrile solului (denumirea, data, adncimea) ;
-ngrmintele administrate (felul ngrmintelor, doza, data, modul de
administrare) ;
-
34
-data semnatului ;
-distanele ntre rnduri i ntre plante pe rnd ;
-dimensiunile parcelei semnate ;
-dimensiunile parcelei recoltabile ;
-numrul repetiiilor ;
-lucrrile de ntreinere ;
-observaii fenologice ;
-recoltarea (data, modul executrii, faza de coacere, produciile nregistrate) ;
-analize privind calitatea recoltei ;
-prelucrarea i interpretarea rezultatelor .
Observaiile i determinrile fenologice se fac numai de aceeai persoan prin
msurtori directe sau prin bonitare folosind diferite scri (1-3; 1-5; 1-9).
n general, observaiile se refer la : data rsritului (cnd 75 % din plante au
rsrit), prezena sau absena golurilor la rsrire, starea culturii la intrarea n iarn i la
ieirea din iarn, pagubele cauzate de ger, modul de desfurare a fenofazelor, talia
plantelor, desimea i uniformitatea acestora, atacul de boli i duntori, etc.
Recoltarea experienelor
Lucrrile de recoltare se planific i se pregtesc cu mult nainte de ncepere
asigurndu-se mai nti materialele necesare i anume: etichete, saci de hrtie, sfoar
pentru legat, couri, cntare, registre, etc.
n vederea recoltrii se va ine cont de urmtoarele indicaii :
-nceperea recoltrii se va face cu eliminrile laterale, eliminrile frontale,
parcelele de protecie i banda de protecie ;
-recoltarea se va face n aceeai zi pentru ntreaga experien ;
-pentru a se evita scuturarea seminelor, boabelor sau fructelor recoltarea va
ncepe ceva mai devreme de maturitatea fiziologic ;
-de regul, recoltarea se face pe vreme uscat ;
-se va face uniform n toate parcelele experimentale i fr pierderi ;
-se vor evita cu desvrire confuziile sau greelile la etichetare i manipulare ;
-cntrirea produciei se va face cu acelai cntar i cu aceeai precizie pentru
toat experiena .
-
35
CAPITOLUL 4
VALORIFICAREA REZULTATELOR
EXPERIMENTALE
Datorit imperfeciunilor mainilor i uneltelor cu care se lucreaz,
subiectivitii experimentatorilor, aciunii factorilor climatici, variabilitii
fertilitii solului, rezultatele experimentale sunt ntotdeauna afectate de erori. Din
aceast cauz valorile produciilor i ale altor msurtori sau determinri variaz
de la o parcel la alta i n cadrul unei variante de la o repetiie la alta.
Pentru a determina valorile reale ale produciilor nregistrate n parcelele
experimentale deci, pentru a delimita valorile reale ale erorilor experimentale s-au
elaborat diferite metode de calcul matematic, specifice pentru fiecare metod de
aezare.
Toate aceste calcule ajut la precizarea superioritii unora dintre variante
i d sigurana c introduse n producie vor da aceleai rezultate ca i n cmpul
de experien.
n privina modului de calcul, acesta a evoluat odat cu tehnica
experimental, astfel c exist procedee specifice att pentru metodele vechi de
aezare ct i pentru cele n care aezarea variantelor se face randomizat.
n ultimul timp s-a impus metoda analizei varianei care a devenit metoda
statistic general de valorificare a rezultatelor experimentale.
4.1. VALORIFICAREA REZULTATELOR LA
EXPERIENELE DISPUSE
DUP METODE VECHI DE AEZARE
Calcularea i interpretarea rezultatelor experimentale la experienele
dispuse dup vechile metode de aezare a experienelor n teren se face folosind
etapele de calcul indicate de M i t s c h e r l i c h i L i n d h a r d.
-
36
Caracteristic pentru acest mod de calcul este faptul c valorificarea
rezultatelor se face separat pentru fiecare variant experimental, dup care se
ntocmete tabelul de sintez.
Pentru exemplificarea acestui mod de calcul se prezint datele obinute
ntr-o experien cu fasole de grdin la care s-au administrat trei doze de
ngrminte i care s-au comparat cu producia realizat la varianta martor,
nefertilizat .
Pentru experimentare s-a folosit aezarea liniar (metoda M i t s c h e r l i c h).
Variantele experimentale au fost urmtoarele :
V1 - nefertilizat (martor)
V2 - fertilizat cu 60 Kg/ha P2O5
V3 - fertilizat cu 30 Kg/ha K2O
V4 - fertilizat cu 25 Kg N + 40 Kg P2O5 + 30 Kg K2O
Experiena s-a efectuat n patru repetiii cu suprafaa recoltabil a parcelei
experimentale de 40 m2.
Produciile obinute sunt nscrise n tabelul 4.1.
Tabelul 4.1.
Producia de psti obinut la fasolea de grdin
(Kg/parcela recoltabil)
R e p e t i i a Nr. variantei
Varianta R1 R2 R3 R4
1 Nefertilizat 24,8 26,7 27,1 28,5
2 N0P60 35,2 33,5 36,3 37,0
3 N0P0K30 32,6 33,8 34,1 35,9
4 N25P40K30 39,3 38,0 36,9 38,4
Datele nregistrate se calculeaz separat pentru fiecare variant n parte.
Pentru exemplificare se prezint calculele rezultatelor obinute n varianta
nefertilizat (tabelul 4.2.).
-
37
Tabelul 4.2.
Rezultatele obinute n varianta nefertilizat
Producia v Repe-
tiia Kg/40
m2 Kg/ha - +
v2 m m
%
1 24,8 6200 494 244036
2 26,7 6675 19 361
3 27,1 6775 81 6561 191 2,8
4 28,5 7125 431 185761
- 26775 513 512 436719 M - 6694
Producia unei variante se exprim prin valorile medii ale repetiiilor acelei
variante, care poart numele de medie aritmetic i se calculeaz cu ajutorul
relaiei:
M = x x ...x
n1 2 n+ + , n care :
M - reprezint media aritmetic;
x - reprezint producia unei parcele-repetiii;
n - numrul de repetiii.
Pentru exemplul dat media aritmetic va fi :
M = 6200 6675 6775 71254
267754
6693,75+ + + = =
Media aritmetic a rezultatelor reprezint fidel situaia din teren atunci
cnd valorile care o compun sunt foarte apropiate ntre ele, n acest caz erorile
fiind foarte mici.
Pentru a stabili erorile care afecteaz media aritmetic este necesar s se
calculeze abaterile fiecrei repetiii fa de medie. Dac media aritmetic este
calculat corect, suma abaterilor pozitive este egal sau foarte apropiat de suma
abaterilor negative.
n exemplul dat se poate observa acest lucru astfel :
-
38
-suma abaterilor pozitive = 494 + 19 = 513
-suma abaterilor negative = 81 + 431 = 512
Pentru calcularea erorilor ce afecteaz media aritmetic se procedeaz
astfel :
-se calculeaz suma ptratelor abaterilor - v2
= + + + =v 494 19 81 431 4367192 2 2 2 2
-se calculeaz eroarea mijlocie absolut a mediei aritmetice (m), cu ajutorul
relaiei :
m = ( ) ( ) = = =v
n n 14367194 4 1
43671912
1912
Aceast valoare arat c producia medie calculat, de 6694 Kg/ha, este
afectat de o eroare n plus sau n minus de 191 Kg/ha.
Deoarece exprimarea erorii n cifre absolute nu d posibilitatea aprecierii
cu uurin a mrimii acesteia,
-se calculeaz eroarea mijlocie relativ a mediei aritmetice (m%), adic
eroarea care afecteaz 100 de uniti de produs.
Calculul se face cu ajutorul relaiei :
m % = m 100M
Pentru exemplul dat,
m % =191 1006694
2,8 =
Rezultatele obinute reflect fidel situaia din teren atunci cnd valoarea
erorii mijlocii relative a mediei aritmetice (m%) este mai mic dect cifra trei.
Dup modelul prezentat se calculeaz datele pn la eroarea mijlocie
relativ a mediei aritmetice i pentru celelalte trei variante luate n studiu dup
care se compar i se interpreteaz rezultatele experimentale.
-
39
n acest scop, se centralizeaz mai nti datele obinute ntr-un tabel de
sintez (tabelul 4.3.).
Tabelul 4.3.
Sinteza rezultatelor experimentale
Varianta M m m% D mD S Producia
relativ
Nefertilizat 6694 l9l 2,8 Martor - 100,0 N0P60 8875 190 2,1 2181 269 8,10 132,58
N0P0K30 8525 170 1,9 1831 255 7,18 121,35
N25P40K30 9537 124 1,3 2843 227 12,52 142,47
Dup nregistrarea erorilor mijlocii i relative ale mediei aritmetice se
calculeaz diferenele de producie fa de varianta martor (nefertilizat).
Deoarece diferenele de producie se calculeaz pentru valori nsoite de
erori este necesar s se calculeze i erorile care afecteaz aceste diferene.
Astfel, eroarea mijlocie a diferenei se calculeaz cu ajutorul relaiei :
mD = +m m12 2 2
m1 = eroarea mijlocie absolut a variantei martor
m2 = eroarea mijlocie absolut a variantei de comparat.
n exemplul prezentat, eroarea mijlocie a diferenei pentru varianta doi este :
mD = + =191 190 269
Pentru a putea considera o diferen de producie n plus sau n minus fa
de martor ca fiind sigur, aceasta trebuie s depeasc de cel puin trei ori eroarea
ei.
n acest sens,
- se calculeaz coeficientul de siguran cu ajutorul relaiei :
-
40
S = DmD
Pentru interpretarea rezultatelor obinute este necesar s se calculeze
producia relativ, considerndu-se producia martorului egal cu 100 %.
Din datele prezentate n tabelul 4.3. se constat c producia de psti la
fasolea de grdin este influenat pozitiv de fertilizare.
Astfel, prin administrarea a 60 Kg/ha P2O5 se realizeaz o diferen de
producie de 2181 Kg/ha fa de martor ceea ce reprezint un spor de 32,58 %.
Prin aplicarea unilateral a potasiului diferena de producie este de 1831 Kg/ha
deci numai cu 21,35 % mai mult fa de martor.
Cele mai bune rezultate s-au obinut prin fertilizare complex ,i anume 25
Kg/ha azot, 40 Kg/ha fosfor i 30 Kg/ha potasiu, n acest caz nregistrndu-se o
diferen de producie fa de martor de 2843 Kg/ha, deci o cretere a produciei
de psti cu 42,47 %.
4.2. VALORIFICAREA REZULTATELOR OBINUTE LA
EXPERIENELE AEZATE DUP METODE MODERNE
La baza valorificrii experienelor aezate dup metodele moderne st
analiza varianei.
Aceasta este o metod elaborat de F i s c h e r i se caracterizeaz prin
aceea c erorile sunt analizate sub aspectul cauzelor care le provoac. Derivnd de
la englezul " variance " care nseamn neomogenitate, neuniformitate, variana
reprezint deci msura neomogenitii datelor obinute ntr-un cmp experimental.
Valorificarea datelor cu aceast metod este precedat de stabilirea
cauzelor care au determinat diferenele de producie ntre diferitele variante
experimentale. Continuarea calculelor este justificat numai n cazul n care
diferenele de producie sunt determinate de factorii luai n studiu i nu de erorile
de tehnic experimental.
Dac se stabilete c diferenele sunt datorate factorilor luai n studiu se
calculeaz gradul de semnificaie a diferenelor.
Chiar dac la toate experienele dispuse dup metode moderne de aezare
se folosete pentru valorificarea rezultatelor analiza varianei, totui modul de
calcul difer de la o metod de aezare la alta.
-
41
n desfurarea calculelor prin metoda analizei varianei se folosesc o serie
de termeni care definesc expresii matematice i care se noteaz cu simboluri
specifice.
Principalii termeni folosii i simbolurile acestora se redau n cele ce
urmeaz :
= suma unor valori ; x = producia sau valoarea individual a unei parcele experimentale
(variante) ;
x = producia medie sau valoarea medie a unui caracter luat n studiu i se
calculeaz raportnd suma tuturor valorilor la numrul de parcele ( x = xN
) ;
N = numrul tuturor parcelelor care compun o experien ;
n = numrul de repetiii ;
v = numrul de variante ;
b = numrul de repetiii sau blocuri ;
C = termenul de corecie sau scztorul, se calculeaz raportnd ptratul
sumei tuturor valorilor msurate la numrul de valori;
SP sau SPA = suma ptratelor abaterilor;
SPT = suma ptratelor abaterilor pentru toat experiena ;
SPB = suma ptratelor abaterilor pentru blocuri (repetiii) ;
SPV = suma ptratelor abaterilor pentru variante ;
SPE = suma ptratelor abaterilor pentru eroare ;
SPA x C = suma ptratelor abaterilor pentru aciunea combinat a factorilor;
SPL = suma ptratelor abaterilor pentru coloane (linii) ;
GL = gradul de libertate al valorilor ;
GLT = gradul de libertate pentru total experien ;
GLB = gradul de libertate pentru repetiii (blocuri) ;
GLV = gradul de libertate pentru variante ;
GLL = gradul de libertate pentru coloane (linii) ;
GLE = gradul de libertate pentru eroare ;
GLA x C = gradul de libertate pentru aciunea combinat a factorilor
experimentali ;
s2 = variana sau abaterea medie ptratic ;
s2v = variana variantelor ;
s2E = variana erorii ;
-
42
s2A x C = variana interaciunilor dintre factori ;
mt = varianta martor fa de care se compar rezultatele obinute n celelalte
variante experimentale ;
sd = eroarea diferenei sau abaterea standard a diferenei ;
p = probabilitatea de transgresiune ;
t = proba t sau testul t ;
f = proba sau testul F ;
DL = diferenele limit pentru diferite probabiliti de transgresiune .
n ceea ce privete simbolurile utilizate pentru diferitele semnificaii ale
diferenelor acestea sunt urmtoarele :
* - diferen pozitiv semnificativ
** - diferen pozitiv distinct semnificativ
*** - diferen pozitiv foarte semnificativ
o - diferen negativ semnificativ
oo - diferen negativ distinct semnificativ
ooo - diferen negativ foarte semnificativ
- - diferen pozitiv sau negativ nesemnificativ
Indiferent de metoda de calcul folosit, produciile parcelelor
experimentale se exprim n producii la hectar i se nscriu pe un plan, conform
aezrii parcelelor pe teren. Pentru uurarea calculelor produciile se exprim, de
regul, prin dou sau cel mult trei cifre (t sau q/ha).
Se folosete, de asemenea, micorarea tuturor produciilor parcelelor
experimentale cu aceeai cantitate, astfel c operaiile matematice se vor efectua
cu cifre mai mici. La sfritul calculului urmeaz s se adauge la fiecare variant
cantitatea diminuat iniial.
4.2.1. Valorificarea rezultatelor experimentale la
experienele aezate n blocuri
Pentru exemplificare se propune o cultur comparativ cu ase clone de
vi de vie obinute din soiul Gras de Cotnari. Experiena este aezat dup
metoda blocurilor n patru repetiii.
Etapele de calcul sunt urmtoarele :
-
43
a. Produciile parcelelor experimentale exprimate n t/ha se
nscriu ntr-un plan corespunztor aezrii n teren (tabelul 4.4.).
Tabelul 4.4.
Produciile nscrise n planul experienei
Repe-
tiia Produciile parcelelor (t/ha)
1 11,5 1 10,7 2 11,2 3 11,7 4 12,3 5 11,9 6
2 12,1 4 11,6 6 12,1 5 11,3 3 11,2 1 10,5 2
3 11,0 3 11,9 5 11,3 1 11,8 6 10,6 2 12,0 4
4 11,7 6 11,8 4 10,8 2 12,5 5 11,1 3 11,4 1
x) - cifrele din colul de sus reprezint numrul variantei
b. Se ordoneaz produciile pe variante i blocuri ntr-un tabel n care se
nscriu i urmtoarele valori (tabelul 9.5.) :
- suma produciilor parcelelor ocupate cu aceeai variant (V);
- suma produciilor parcelelor din fiecare repetiie (B);
- suma produciilor tuturor parcelelor experimentale (x); c. Se calculeaz termenul de corecie sau scztorul cu ajutorul relaiei:
C = ( ) x
N
2
, n care :
x = suma produciilor tuturor parcelelor experimentale; N = numrul total al parcelelor din experien;
Termenul de corecie sau scztorul se calculeaz pentru a elimina
numrul mare de scderi necesare aflrii abaterii fa de medie a fiecrei valori n
vederea obinerii sumei ptratelor abaterilor de la media aritmetic. Prin folosirea
scztorului toate aceste operaii se nlocuiesc cu una singur.
Pentru exemplul dat,
C = 275,924
3171,70042
=
-
44
d. Se calculeaz suma ptratelor abaterilor de la media
aritmetic pentru ntreaga experien, pentru blocuri, pentru variante i pentru
eroare.
Calculele se fac cu ajutorul urmtoarelor relaii :
- suma ptratelor abaterilor pentru ntreaga experien (SPT) ,
SPT = x2- C
- suma ptratelor abaterilor pentru blocuri (SPB) ,
SPB = b
v
2
- C , n care :
v = numrul variantelor
- suma ptratelor abaterilor pentru variante (SPV),
SPV = v
b
2
- C, n care :
b = numrul repetiiilor
- suma ptratelor abaterilor pentru eroare (SPE) ,
SPE = SPT - (SPB + SPV),
Pentru exemplul dat,
SPT = (11,5 11,2 11,3 ... 11,72 2 2 2+ + + + ) - 3171,7004 = 6,6296
SPB = 69,3 68,8 68,6 69,2
63171,7004 0,0546
2 2 2 2+ + + =
SPV = 45,42 42,62 ...47,02
43171,7004 6,1821+ + =
SPE = 6,6296 - (0,0546 + 6,1821) = 0,3929
-
45
e. Se calculeaz gradele de libertate (GL) pentru toat experiena (GLT),
pentru repetiii (GLB), pentru variante (GLV) i pentru eroare (GLE) .
Dup calcularea mediei aritmetice, numrul termenilor care pot varia liber
fr a modifica valoarea acesteia este mai mic cu unu fa de numrul total al
termenilor care o compun..
Unul din termeni va primi n mod obligatoriu o anumit valoare n funcie
de variaia celorlali termeni, astfel ca valoarea mediei s rmn neschimbat.
De exemplu, media 15 poate proveni din cinci numere. Patru din acestea
pot fi alese liber, primul poate fi 8, al doilea 23, al treilea 18, al patrulea 6. Cel de-
al cincilea termen nu poate fi dect 20, deoarece numai astfel se poate obine
media 15.
Rezult deci, c informaia cuprins n unul din termeni nu mai este
necesar dac se dispune de media aritmetic i de valorile celorlali termeni.
Gradele de libertate se calculeaz cu ajutorul relaiilor :
GLT = N - 1 n care ,
N = numrul parcelelor experimentale
GLB = b - 1 n care,
b = numrul repetiiilor
GLV = v - 1 n care,
v = numrul variantelor
GLE = GLT - (GLB + GLV)
Pentru exemplul dat,
GLT = 24 - 1 = 23
GLB = 4 - 1 = 3
GLV = 6 - 1 = 5
GLE = 23 - (3 + 5) = 15
-
46
f. Se calculeaz variana (s2) pentru variante i pentru erori raportnd suma
ptratelor abaterilor la gradele de libertate corespunztoare .
Astfel,
- pentru variante s2v VV
SPGL
=
- pentru eroare s2E EE
SPGL
=
n experiena ce se valorific,
s 6,18215
1,23642V = =
s = 0,392915
= 0,02622E
g. Se calculeaz proba F (Ficher). Variana variantelor cuprinde att
msura variaiilor ntmpltoare de producie ct i variaia real datorat
factorilor cercetai.
Variana erorii cuprinde numai efectul fluctuaiilor ntmpltoare.
Pentru cunoaterea diferenelor reale de producie ntre variante, deci a
diferenelor datorate factorilor cercetai, este necesar s se compare variana
variantelor cu variana erorii. Aceast comparare se face calculnd proba F, cu
ajutorul relaiei :
F ss
2V
2E
=
n exemplul prezentat,
-
47
Valoarea probei F din experien se compar cu valoarea F calculat
teoretic pentru probabilitatea de transgresiune de 5 % i n funcie de numrul
gradelor de libertate al celor dou variane.
Prin probabilitate de transgresiune (P%) se nelege improbabilitatea
obinerii acelorai rezultate. Probabilitatea de transgresiune de 5% nseamn ansa
de 95% de a obine aceleai rezultate n anii urmtori sau n experiene
asemntoare.
Dac valoarea F calculat pentru o anumit experien este mai mare dect
valoarea F limit calculat teoretic pentru aceleai grade de libertate, se poate
afirma, cu un risc mai mic de 5% de a grei, c diferenele de producie sunt
datorate factorilor cercetai.
n situaia cnd valoarea F este mai mic dect valoarea calculat teoretic,
nseamn c diferenele ntre variante sunt mici, neasigurate statistic i sunt
datorate abaterilor accidentale. n acest caz nu se mai justific cercetarea
semnificaiei diferenelor.
Pentru exemplul dat, n tabelul anex 1, valoarea F gsit la intersecia
rndului indicat de GLE (15) cu coloana indicat de GLV (5) este de 2,90. Proba F
calculat pentru experiena ce se valorific este de 47,19, mai mare fa de
valoarea F pentru probabilitatea de transgresiune de 5%. Aceasta nseamn c cele
ase clone cu care s-a experimentat sunt diferite n privina capacitii de
producie, c diferenele de producie ntre variante sunt, n general, semnificative
i deci, calculul poate continua.
Toate datele obinute se centralizeaz ntr-un tabel care poart numele de
"tabelul varianelor" (tabelul 4.6.).
h. Se calculeaz producia medie a fiecrei variante, producia
medie a ntregii experiene i diferenele de producie ntre variante i martor.
- Producia medie a fiecrei variante se calculeaz raportnd produciile
totale V din tabelul 4.5., la numrul repetiiilor.
- varianta 1 = 45,44
= 11,35 t/ha
- varianta 2 = 42,64
= 10,65 t/ha
- varianta 3 = 44,64
= 11,15 t/ha
-
48
- varianta 4 = 47,64
= 11,90 t/ha
- varianta 5 = 48,74
= 12,18 t/ha
- varianta 6 = 47,04
= 11,75 t/ha
Tabelul 4.6.
Tabelul varianelor
Specificare SP GL s2 Proba F
Total 6,6296 23
Blocuri 0,0546 3
Variante 6,1821 5 1,2364
Eroare 0,3929 15 0,0262
F = 1,23640,0262
47,19=
(2,90)
- Producia medie a ntregii experiene, notat cu X se calculeaz
raportnd suma produciilor tuturor parcelelor experimentale la numrul acestora .
X xN
275,924
11,49= = = t/ha
Producia medie a ntregii experiene se folosete ca martor pentru
compararea rezultatelor obinute de fiecare variant n parte. Se poate folosi drept
martor i producia unei variante experimentale sau, pentru experienele cu soiuri,
producia soiului zonat n regiunea respectiv .
Diferenele de producie (d) se calculeaz ntre producia medie a fiecrei
variante i producia medie a ntregii experiene.
Astfel,
- pentru varianta l,
d = 11,35 - 11,49 = - 0,14 t/ha = - 140 Kg/ha
- pentru varianta 2,
d = 10,65 - 11,49 = - 0,84 t/ha = - 840 Kg/ha
-
49
- pentru varianta 3,
d = 11,15 - 11,49 = - 0,34 t/ha = - 340 Kg/ha
- pentru varianta 4,
d = 11,90 - 11,49 = + 0,41 t/ha = 410 Kg/ha
- pentru varianta 5,
d = 12,18 - 11,49 = + 0,69 t/ha = 690 Kg/ha
- pentru varianta 6,
d = 11,75 - 11.49 = + 0,26 t/ha = 260 Kg/ha
i. Se stabilete gradul de semnificaie a diferenelor folosind proba t (testul
t) sau diferenele limit.
n acest sens este necesar s se stabileasc eroarea care afecteaz
diferenele de producie, numit eroarea diferenelor i care se noteaz cu sd .
sd 2sn
2E= n care ,
- s2E - reprezint variana erorii ;
- n - reprezint numrul de repetiii.
Pentru exemplul dat,
sd 2 0,02624
0,11= = t/ha = 110 Kg/ha
- Gradul de semnificaie prin testul t se stabilete calculnd acest test
pentru fiecare variant prin raportarea diferenelor de producie la eroarea
diferenei .
t = dsd
-
50
Astfel,
- pentru varianta 1,
t = 140110
1,3= - pentru varianta 2,
t = 840110
7,6= - pentru varianta 3,
t = 340110
3,1= - pentru varianta 4,
t = 410110
3,7= - pentru varianta 5,
t = 690110
6,3= - pentru varianta 6,
t = 260110
2,4=
n funcie de valorile t calculate i de gradele de libertate ale erorii, n
tabelul anex 2 se caut probabilitatea de transgresiune (P%), corespunztoare
fiecrei diferene de producie.
Aprecierea semnificaiei unei diferene de producie n funcie de
probabilitatea de transgresiune corespunztoare se face folosind gradele de
semnificaie i notrile prezentate n tabelul 4.7.
-
51
Tabelul 4.7.
Gradele de semnificaie
N o t r i Probabilitate
de transgresiune
Grade de
semnificaie Surplus Deficit
P > 5% Nesemnificativ - -
P = 5% - 1% Semnificativ * o
P = 1% - 0,1% Distinct semnificativ ** oo
P < 0,1% Foarte semnificativ *** ooo
Astfel :
- Pentru varianta 1 valoarea probabilitii de transgresiune (P%) se gsete
la intersecia rndului indicat de t = 1,3 cu valoarea corespunztoare a gradului de
libertate pentru eroare GL = 15. Deoarece valoarea P (21,3%) este mai mare de
5%, diferena de producie este nesemnificativ.
- Pentru varianta 2, valoarea lui t este 7,6 iar probabilitatea de
transgresiune este sub 0,1%. Rezult c diferena de producie este foarte
semnificativ. Fiind un deficit de producie se va nota cu trei cercuri (ooo).
- Pentru varianta 3, (t = 3,1), P = 0,75% .Aceast valoare este cuprins ntre
1% i 0,1% , deci diferena este distinct semnificativ . Fiind, de asemenea, un
deficit de producie, semnificaia se va nota cu dou cercuri (oo).
- Pentru varianta 4, (t = 3,7), P = 0,21%. Diferena este distinct
semnificativ dar deoarece este un surplus de producie fa de martor, se va nota
cu dou asteriscuri (**).
- Pentru varianta 5, (t = 6,3), P este sub 0,1%. Diferena n acest caz este
foarte semnificativ dar fiind un surplus de producie se va nota cu trei asteriscuri
(***).
- Pentru varianta 6, (t = 2,4), P = 3,0%. n acest caz valoarea lui P% este
cuprins ntre 1% i 5%, deci diferena de producie este semnificativ i fiind un
surplus se va nota cu un asterisc (*).
Datele calculate se nregistreaz ntr-un tabel de sintez (tabelul 9.8.) n
care variantele se trec n ordinea descrescnd a produciilor .Producia medie a
experienei, considerat variant martor, se intercaleaz ntre celelalte variante
conform valorii obinute. n acelai tabel se nscriu i produciile relative
considerndu-se producia martorului egal cu 100%.
-
52
De regul, pentru experienele cu soiuri se folosete drept variant martor
soiul zonat n regiunea respectiv.
Tabelul 4.8.
Sinteza rezultatelor experimentale
Producia Varianta
Kg/ha %
d
Kg/ha t15 P%
Semni-
ficaia
5 12.180 106,00 690 6,3 0,1 ***
4 11.900 103,56 410 3,7 0,21 **
6 11.750 102,26 260 2,4 3,0 *
XMt 11.490 100,00 XMt - - -
1 11.350 98,78 - 140 1,3 21,3 -
3 11.150 97,04 - 340 3,1 0,75 oo
2 10.650 92,68 - 840 7,6 0,1 ooo
Din tabelul de sintez se observ c numai clonele 4, 5 i 6 pot fi
considerate de perspectiv pentru zona n care s-au fcut cercetrile deoarece
numai acestea au realizat sporuri de producie asigurate statistic fa de varianta
martor.
Astfel, clona 6 a nregistrat un surplus de producie semnificativ, clona 4
distinct semnificativ iar clona 5 foarte semnificativ. Se vor recomanda, deci,
pentru producie clonele 4 i 5.
Gradele de semnificaie pot fi determinate i cu ajutorul diferenelor limit
(DL).
Diferena limit reprezint o mrime care asigur o valoare minim a
surplusului sau a deficitului de producie pentru probabiliti de transgresiune de
5%, 1% i respectiv 0,1%.
Se calculeaz deci care este valoarea minim a unei diferene pentru a fi
semnificativ, distinct semnificativ sau foarte semnificativ.
Calculul diferenelor limit se face cu ajutorul formulei generale:
DL = tsd n care :
-
53
-t- poate lua diferite valori n funcie de probabilitile de transgresiune i
gradele de libertate ale erorilor ;
-sd - reprezint eroarea diferenelor.
Pentru exemplul cu care se lucreaz, la GLE = 15, n tabelul anex 2,
pentru t corespund urmtoarele valori :
P 5% , t = 2,13
P 1% , t = 2,95
P 0,1% ,t = 4,07
Eroarea diferenelor (sd) s-a calculat anterior i este de 110 Kg/ha.
Valorile diferenelor limit pentru diferite probabiliti de transgresiune
sunt urmtoarele :
DL 5% = 2,13 110 = 234 Kg/ha DL 1% = 2,95 110 = 324 Kg/ha DL 0,1%= 4,07 110 = 447 Kg/ha
Se calculeaz diferenele limit i n valori relative cu formula :
DL % = DL 100x
DL 5 % = 234 10011490
2,03% =
DL 1 % = 324 10011490
2,81% =
DL 0,1 % = 447 10011490
3,89% =
Diferenele limit se nscriu sub tabelul de sintez a rezultatelor
experimentale (tabelul 4.9.)
Pentru stabilirea gradelor de semnificaie se compar diferenele
nregistrate ntre produciile obinute n fiecare variant experimental i varianta
martor cu diferenele limit calculate.
-
54
Diferena de producie de 690 Kg/ha realizat de clona 5 este mai mare
dect valoarea diferenei limit pentru probabilitatea de transgresiune de 0,01%,
deci, este foarte semnificativ i se noteaz cu trei asteriscuri.
Clona 4 realizeaz o diferen de producie fa de martor de 410 Kg/ha,
care se ncadreaz ntre DL 1% i DL 0,1%, diferen distinct semnificativ. Se
noteaz cu dou asteriscuri.
Tabelul 4.9.
Sinteza rezultatelor experimentale
Producia Clona
Kg/ha %
d
Kg/ha t15 P%
Semnifi-
caia
5 12.180 106,00 690 6,3 0,1 ***
4 11.900 103,56 410 3,7 0,21 **
6 11.750 102,26 260 2,4 3,0 *
XMt 11.490 100,00 XMt - - -
1 11.350 98,78 - 140 1,3 21,3 -
3 11.150 97,04 - 340 3,1 0,75 oo
2 10.650 92,68 - 840 7,6 0,1 ooo
DL 5% 2,03 234
DL 1% 2,81 324
DL 0,1% 3,89 447
Diferena de producie realizat de clona 6 fa de martor, de 260 Kg/ha,
este situat ntre DL 1% i DL 5%. Fiind un surplus de producie semnificativ se
noteaz cu un asterisc.
Clona 1 nregistreaz un deficit de producie de 140 Kg/ha fa de martor.
Deoarece valoarea este mai mic dect 234 Kg/ha (DL 5%), deficitul este
nesemnificativ.
Clona 3 realizeaz o producie de 1l150 Kg/ha, cu 340 Kg/ha mai puin
fa de martor. Diferena de producie se ncadreaz ntre DL 1% i DL 0,1% fiind
deci distinct semnificativ. Fiindc este un deficit de producie se noteaz cu dou
zerouri.
-
55
Diferena de producie nregistrat de clona 2 este de 840 Kg/ha. Aceast
valoare fiind mai mare dect DL 0,1%, este foarte semnificativ i se noteaz cu
trei zerouri.
Se observ, astfel, c indiferent de metoda folosit pentru stabilirea
gradelor de semnificaie a diferenelor, rezultatele sunt aceleai.
Cnd este necesar s se fac i alte comparaii ntre diferitele variante
experimentale se folosete metoda diferenelor multiple, cunoscut i sub numele
de "testul Duncan".
Pentru aprecierea semnificaiei diferenelor prin aceast metod se iau n
considerare gradele de libertate ale erorii i numrul variantelor experimentale. n
funcie de deprtarea ntre mediile comparate, n clasificarea variantelor, se
folosesc mai multe valori q corespunztoare (tabelul anex 3).
Pentru calcularea diferenelor semnificative (DS) se utilizeaz formula :
DS 5% =s qx
-sx -reprezint eroarea mediilor aritmetice i se calculeaz cu formula :
s snx2
E= -q -reprezint valori ce se gsesc n tabelul anex 3 la ntretierea rndului
corespunztor gradului de libertate al erorii cu coloana corespunztoare
numrului de variante cuprinse ntre limitele comparaiei.
Pentru aprecierea semnificaiei diferenelor, prin metoda comparaiilor
multiple se stabilete, mai nti, clasificarea variantelor n ordinea produciilor
obinute i se calculeaz toate diferenele posibile (tabelul 4.10.) .
Dup calcularea tuturor diferenelor ntre variante se determin eroarea
mediilor folosind variana erorii din tabelul de analiz a varianei (0,0262).
s 0,02624x
= =0,0809 t/ha = 80,9 Kg/ha