Метод проведення польового досвіду [ виправити ] текст може містити помилки, будь ласка перевіряйте перш ніж використовувати. скачати Зміст Задача 1 Задача 2 Задача 3 Список літератури Задача 1 Спланувати однофакторний польовий досвід для умов конкретного колгоспу, радгоспу або іншого сільськогосподарського підприємства. Сформулювати тему дослідження, робочу гіпотезу; конкретні завдання польового досвіду і об'єкт дослідження. Розробити схему і елементи методики польового досвіду Підібрати дослідну ділянку, врахувати його особливості (схил, вплив на нього узлісся, лісосмуги, яру та ін.) Продумати розміщення в зв'язку з цим ділянок майбутнього польового досвіду. При плануванні польового досвіду в теплиці врахувати різний мікроклімат. Свої міркування викласти у відповіді. Накреслити схематичний план польового досвіду. Показати всі розміри, розміщення варіантів на ділянках, повторення, якщо треба. Передбачити застосування наявної в господарстві сільськогосподарської техніки. Визначити схему дисперсійного аналізу для отримання в досвіді врожайності та іншої цифрової інформації. Розробити детальну методику двох супутніх спостережень, що вимагають взяття вибірок. Вказати методику взяття зразків грунту, рослин та інших об'єктів (срокі. ділянки, місце на ділянці). Рішення: Тема: Дослідження впливу норми висіву на врожайність пшениці в умовах в умовах Приобского лісостепу Алтайського краю. Робоча гіпотеза: наукове передбачення. Припускаємо, що оптимальна норма висіву схожого насіння - 5 млн. на 1 га. Завдання польового досвіду - встановити вплив на врожайність зерна наступних норм висіву насіння: 4; 4,5; 5; 5.5; 6 млн. на га. Об'єкт дослідження - ярова пшениця в умовах Приобского лісостепу Алтайського краю. Грунт дослідної ділянки повинна бути одноманітною. Рельєф - невеликий одноманітний ухил. Схема досліду (табл. 1): Таблиця 1 Схема польового досвіду Варіант Норма висіву, млн. на га 1 4 2 4,5 3 5 4 5,5 5 6 Повторність досліду - чотирикратна, досліди закладаємо на ділянках площею 50 м 2 і недостатньо вирівняних земельних ділянках. Площа ділянки вибрана з урахуванням того, що на таких ділянках у зернових досягається досить хороша точність досвіду. Крім того, на таких порівняно невеликих ділянках легше досягти більшої точності, вони зручніше і вимагають менше витрат і праці, ніж великі ділянки. Форма ділянки - прямокутна, 10х5м. Ширину бічної захисної смуги встановлює в розмірі 1 м. Напрямок ділянки - довгою стороною - у напрямку, де найсильніше змінюється родючість грунту. Число дослідних ділянок - 4. Розміщення ділянок - систематичне, в один ярус. Схематичний план польового досвіду представлений на рис. Загальна схема дисперсійного аналізу показана в табл. Сума квадратів і ступеня свободи Формула Загальна C y / N -1 Повторень C p / n -1 Варіантів C v / l -1 Залишки (помилки) C z / (l -1) (n-1) Таблиця Методика дисперсійного аналізу Задача 2 Визначити 95%-вий і 99%-ний довірчі інтервали для генеральної середньої. Перевірити нульову гіпотезу про відсутність істотних відмінностей між вибірковими середніми. Оцінити суттєвість різниці вибіркових середніх за t-критерієм та критерієм F. Цифрову інформацію запозичувати з табл. 2, з якої використовувати врожайність перших двох варіантів. Врожайність за варіантом 17: 245,290,217,280 (табл. 3) Врожайність за варіантом 15: 240,282,210,173 (табл. 4) Таблиця 3 Х 1 Х 1 - Хср (Х 1 - Х 1 сер) 2 Х 1 лютого 245 -13 169 30025 290 32 1024 84100 217 -41 1681 47089 Січень 1980 -53 2809 32400 Σ вересня 1932 0 5683 Х 1 сер лютого 1933 Х 1 сер = 932 / 4 = 233 S 2 = Σ (Х - Хср) 2 / n-1 = 5683 / 3 = 1 894, 33 S = √ S 2 = 43.52 V = S / Хср * 100 = 43.52/233 * 100 = 18.68% S Хср 1 = √ S 2 / n = √ 1894.33 / 4 = 21.76 S Хср 1% = S Хср 1 / Хср 1 * 100% = 21.76/233 * 100 = 9.34% Х 1 сер ± t 05 S Хср1 = 233 ± 3,18 * 21.76 = 233 ± 69.19 (163.81-302.19) Х 1 сер ± t 01 S Хср1 = 233 ± 5,84 * 21.76 = 233 ± 127.08 (105.92 - 360.08) Теоретичні значення t беремо з табл. для 5%-ного і 1%-ного рівня значущості при ступенях свободи n = 4-1 = 3 t 05 = 3,18 t 01 = 5,84 Отже, середня досліджуваної сукупності з 95%-ним рівнем вірогідності знаходиться в інтервалі 163.81-302.19 і з 99%-ним рівнем - в інтервалі 105.92 - 360.08. ймовірність помилкового висновку у першому випадку становить 5%, а в другому - 1%. Абсолютна помилка середньої S дорівнює 21.76 і відносна помилка дорівнює 9.34%. Коефіцієнт варіації в даному випадку V = 18.68% характеризує в даному прикладі помилку паралельних аналізів. Таблиця 4 Х 2 Х 2 - Х 2 ср (Х 2 - Х 2 ср) 2
240	-13,75	189,0625
282	55,75	3108,0625
210	-16,25	264,0625
173	-53,25	2835,5625
Σ 905		6396,75
Х 1 сер 226,25

Х ₂ сер = 905 / 4 = 226,25

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

S = √ S ² = 46,17

V = S / Хср ₂ * 100 = 46,17 / 226,25 * 100 = 20,41%

S _Хср2 = √ S ² / n = √ 2132,25 / 4 = 23,09

S _Хср% = S _Хср / Хср ₂ * 100% = 23,09 / 226,25 * 100 = 10,20%

Х ₂ ср ± t ₀₅ S _Хср2 = 258 ± 3,18 * 23,09 = 226,25 ± 73,43 (152,82 - 299,67)

Х ₂ ср ± t ₀₁ S _Хср2 = 258 ± 5,84 * 23,09 = 226,25 ± 97,70 (128,55 - 323,95)

Отже, середня досліджуваної сукупності з 95%-ним рівнем вірогідності знаходиться в інтервалі 152,82 - 299,67 і з 99%-ним рівнем - в інтервалі 128,55 - 323,95. ймовірність помилкового висновку у першому випадку становить 5%, а в другому - 1%. Абсолютна помилка середньої S _Хср дорівнює 23,09 і відносна помилка дорівнює 10,20%. Коефіцієнт варіації в даному випадку V = 20,41% характеризує в даному прикладі помилку паралельних аналізів.

Далі необхідно визначити, істотно Чи різняться ці вибіркові середні при 0,95-95% рівні ймовірності або 0,05-5% рівні значимості, тобто перевірити нульову гіпотезу

Н _0: μ ₁ - μ ₂ = d = 0.

Х _{1 сер} ± t ₀₁ S _Хср1 = 233 ± 5,84 * 21.76 = 233 ± 127.08 (105.92 - 360.08)

Х ₂ ср ± t ₀₁ S _Хср = 226,25 ± 5,84 * 23,09 = 226,25 ± 97,70 (128,55 - 323,95)

Довірчі інтервали для генеральних середніх перекривають один одного, і, отже, різниця між вибірковими середніми d = Х _{1 сер} - Х ₂ ср = 233-226,25 = 6.75 не можна переносити на генеральні середні μ ₁ і μ _2, так як генеральна різниця між ними D = μ ₁ - μ ₂ може бути рівна і нулю і навіть негативною величиною, коли μ _2> μ _1. Тому гіпотеза Н _0: d = 0 не відкидається.

Нульову гіпотезу про відсутність істотних відмінностей між вибірковими середніми можна перевірити і іншим способом інтервальної оцінки генеральних параметрів сукупності. За формулою

S _d = √ (S _Хср1 ² + S _Хср2 ²⁾

можна визначити помилку різниці середніх, а потім розрахувати довірчі інтервали для генеральної різниці середніх D. Якщо довірчі інтервали перекривають нульове значення і включають область негативних величин, то Н _0: d = 0 не відкидається, а якщо лежать в області позитивних величин, то Н ₀ відхиляється і різниця визнається істотною.

Маємо:

d = Х _{1 сер} - Х ₂ ср = 233-226,25 = 6.75

S _d = √ (S _{Хср 1} ² + S _{Хср ² 2)} = √ (21.76 ² + 23,09 ²⁾ = 31.73

При n ₁ + n ₂ - 2 = 4 +4-2 = 6 ступенях свободи t ₀₅ = 2.45 і t ₀₁ = 3,71

Знайдемо довірчі інтервали для генеральної різниці:

95% - d ± t ₀₅ s _d = 6.75 ± 2.45 * 31.73 = 6.75 ± 77.74 (-70.99 - 84.49)

99% - d ± t ₀₅ s _d = 6.75 ± 3,71 * 31.73 = 6.75 ± 117.72 (-110.97 - 124.47)

Нульова гіпотеза Н _0: d = 0 не відкидається, оскільки довірчі інтервали включають нуль і область негативних величин, тобто різниця менше граничної випадкової помилки різниці (d <t _sd).

Далі оцінимо суттєвість різниці вибіркових середніх за t критерієм.

Фактичне значення критерію суттєвості знаходимо за співвідношенням:

t = (х _1ср - х _2ср) / √ (S _Хср1 ² + S _Хср2 ²⁾ = (233-226,25) / 31.73 = 0.21

Зіставляючи фактичний коефіцієнт t з теоретичним, приходимо до висновку, що t _факт <t ₀₅ і 2.45 і t _факт <t _01. Отже, різниця несуттєва.

Оцінимо суттєвість різниці за критерієм F.

F = s ₁ ² / s _{² лютого}

s ₁ ² = 21.76 ² = 473.49

s _{² лютого} = 23,09 ² = 533.15

F ₀₅ = 6.39

F ₀₁ = 15.98

F = s ₁ ² / s _{² лютого} = 473.49/533, 15 = 0, 88

Одержуємо:

F _ф <F ₀₅ і F _ф <F ₀₁

Отже, нульова гіпотеза не відкидається, між усіма вибірковими середніми немає істотних відмінностей.

Задача 3

Обробити методом дисперсійного аналізу врожайність однофакторного польового досвіду з однорічним культурою, проведеного методом рендомізіровано повторень.

При виконанні даного завдання скористатися методикою (1, с.232-233). Підсумкові таблиці оформити за типом табл. 62 (1, с. 243). Варіанти оцінити з урахуванням дисперсійного аналізу. Встановити кращий варіант за врожайністю.

Передбачено піддати дисперсійному аналізі врожайність двох польових дослідів, з них один з картоплею (табл. 5), другий - з ячменем (табл.6).

Рішення:

Таблиця 5

Урожайність картоплі, 10 ^-1 т з 1 га

Для обчислення сум квадратів вихідні дати перетворюємо за співвідношенням Х ₁ = Х-А, прийнявши за вихідне А число 250, близьке до Хср. Перетворені дати записуємо в табл. Правильність розрахунків перевіряємо по рівності ΣР = Σ V = ΣХср ₀

Таблиця 6

Таблиця перетворених дат

Обчислення сум квадратів відхилень проводимо в такій послідовності:

Загальна кількість спостережень: N = l * n = 3 * 4 = 12

Коригувальний фактор

С = (ΣХ ₁ ²⁾ / N = (-172) ² / 12 = 2465.33

З _y = ΣХ ₁ ² - C = ((-5) ² +40 ² + (-33) ² + 30 ² + (10) ² + 32 ² + (-40) ² + (-77) ²⁾ + (-16) ² + 28 ² + (-43) ² + (-78) ² - 2465.33 = 25 +1600 +1089 +900 +100 +1024 +1600 +5929 +256 +784 +1849 +6084 - 2465.33 = 18774.67

C _p = Σ P ² / l - C = (((-31) ² + 100 ² + (-116) ² + (-125) ²⁾ / 3) - 2465.33 = (961 +10000 +15625 +13456) / 3-2465.33 = 10882.00

C _v = Σ V ² / n - C = ((32 ² + (-95) ² + (-109) ²⁾ / 4 - 2465.33) = (1024 +9025 +11881) / 4 - 2465.33 = 3017.17

C _z = С _y - C _p - C _v = 18774.67 - 10882.00 - 3017.17 = 4875.5

Тепер можна заповнити таблицю дисперсійного аналізу

Результати дисперсійного аналізу (табл. 7)

Таблиця 7

Результати дисперсійного аналізу

Значення критерію F знаходимо за таблицею для 3 ступенів свободи дисперсії варіантів і для 5 ступенів свободи дисперсії помилки.

Висновок: так як F _ф <F _05, нульова гіпотеза не відкидається, між усіма вибірковими середніми немає істотних відмінностей.

Судячи з досвідченим даними, краща врожайність картоплі - по першому варіанту.

Далі проведемо вибір кращого врожаю для ячменю. Вихідні дані наведено в табл. 8

Таблиця 8

Урожайність ячменю, 10 ^-2 т з 1 га