您現(xiàn)在的位置：中國農(nóng)業(yè)儀器網(wǎng) > 技術(shù)文章 > 不同密度與氮肥對綿油11制種產(chǎn)量的影響2

不同密度與氮肥對綿油11制種產(chǎn)量的影響2

來源：種子世界　類別：技術(shù)文章　更新時間：2008-05-19　閱讀次

2結(jié)果與分析

2.產(chǎn)量與密度、氮肥的關(guān)系

表2 二次回歸正交旋轉(zhuǎn)組合設(shè)計方差分析表

變異

回歸

自由度

期望

F值

顯著性

F_0.05

F_0.01

來源

平方和

均方

X₁

703.75

0.25

4.96

10.04

X₂

20880.03

7.51*

X₁X₂

14890.10

5.35*

X₁₁

16078.73

5.78*

X₂₂

168446.59

60.58**

回歸

220999.20

44199.84

15.90**

3.33

5.64

剩余

27806.86

2780.69

失擬

8296.82

2765.61

0.99

4.35

8.45

誤差

19510.04

2787.15

總變異

248806.06

由表2看出，F₁=0.99<F_0.05=4.35，說明該回歸方程擬合度好，影響制種產(chǎn)量的主要因素均已考慮到；F₂=15.90>F_0.01=5.64，說明回歸方程反映了油菜制種的客觀實際，數(shù)學(xué)模型的擬合程度也比較好。

通過計算，得出回歸方程：

Y=1537.03+9.38X₁-51.09X₂-61.0lX_lX₂-44.83X_l².-145.11X₂²

對不顯著水平的回歸系數(shù)從方程中剔除，得到最優(yōu)回歸方程：

Y=1537.03-51.09X₂-61.01X₁X₂-44.83X₁²-145.11X₂²

通過固定另外一個因素為零水平，得到一個因子與產(chǎn)量的回歸方程。密度的主效回歸方程：

Y₁=l537.03+9.38X₁-44.83X_l²

氮肥的主效回歸方程：

Y₂=1537.03-51.09X₂-145.11X₂²

表3 主效應(yīng)分析表

項目

-γ

-1

X₁

1434.11

1482.82

1537.03

1501.58

1460.63

X₂

1319.07

1443.01

1537.03

1340.84

1174.57

從上面兩個主效回歸方程及表3可以看出，隨著密度的增大，制種產(chǎn)量進(jìn)一步增大，但密度接近1水平時制種產(chǎn)量下降；氮肥施用有增產(chǎn)效果，隨著氮肥用量增大，制種產(chǎn)量進(jìn)一步增大，但密度超過0水平時制種產(chǎn)量下降，故用氮過多產(chǎn)量反而下降。

表4 X₁、X₂綜效分析表

X₂

X₁

編碼

Y平均

CV(%)

-γ

-1

編碼 -γ

1094.13

1178.58

1319.07

1369.90

1364.70

1265.28

123.02

9.72

-1

1253.80

1327.79

1443.01

1468.57

1452.90

1389.22

94.02

6.77

1434.11

1482.82

1537.03

1501.58

1460.63

1483.23

39.23

2.64

1324.19

1347.64

1340.84

1244.37

1178.16

1287.04

73.52

5.71

1193.67

1206.65

1174.57

1052.84

976.15

1120.78

101.38

9.05

Y平均

1259.98

1038.69

1362.91

1327.45

1286.51

128.83

122.01

136.58

183.27

207.47

CV(%)

10.22

9.32

10.02

13.81

16.13

【中國農(nóng)業(yè)儀器網(wǎng)】聲明部分文章轉(zhuǎn)載自其它媒體，轉(zhuǎn)載目的在于傳遞更多信息，并不代表本網(wǎng)贊同其觀點(diǎn)和對其真實性負(fù)責(zé)，且不承擔(dān)此類作品侵權(quán)行為的直接責(zé)任及連帶責(zé)任。如涉及作品內(nèi)容、版權(quán)和其它問題，請在30日內(nèi)與本網(wǎng)聯(lián)系。