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不同密度与氮肥对绵油11制种产量的影响2
2结果与分析
2.产量与密度、氮肥的关系
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表2 二次回归正交旋转组合设计方差分析表 | |||||||
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变异 |
回归 |
自由度 |
期望 |
F值 |
显著性 |
F0.05 |
F0.01 |
|
来源 |
平方和 |
|
均方 |
|
|
|
|
|
X1 |
703.75 |
1 |
703.75 |
0.25 |
<1 |
4.96 |
10.04 |
|
X2 |
20880.03 |
1 |
20880.03 |
7.51* |
|
|
|
|
X1X2 |
14890.10 |
1 |
14890.10 |
5.35* |
|
|
|
|
X11 |
16078.73 |
1 |
16078.73 |
5.78* |
|
|
|
|
X22 |
168446.59 |
1 |
168446.59 |
60.58** |
|
|
|
|
回归 |
220999.20 |
5 |
44199.84 |
15.90** |
|
3.33 |
5.64 |
|
剩余 |
27806.86 |
10 |
2780.69 |
|
|
|
|
|
失拟 |
8296.82 |
3 |
2765.61 |
0.99 |
|
4.35 |
8.45 |
|
误差 |
19510.04 |
7 |
2787.15 |
|
|
|
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|
总变异 |
248806.06 |
15 |
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由表2看出，F1=0.99<F0.05=4.35，说明该回归方程拟合度好，影响制种产量的主要因素均已考虑到；F2=15.90>F0.01=5.64，说明回归方程反映了油菜制种的客观实际，数学模型的拟合程度也比较好。
通过计算，得出回归方程：
Y=1537.03+9.38X1-51.09X2-61.0lXlX2-44.83Xl2.-145.11X22
对不显著水平的回归系数从方程中剔除，得到最优回归方程：
Y=1537.03-51.09X2-61.01X1X2-44.83X12-145.11X22
通过固定另外一个因素为零水平，得到一个因子与产量的回归方程。密度的主效回归方程：
Y1=l537.03+9.38X1-44.83Xl2
氮肥的主效回归方程：
Y2=1537.03-51.09X2-145.11X22
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表3 主效应分析表 | |||||
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项目 |
-γ |
-1 |
0 |
1 |
γ |
|
X1 |
1434.11 |
1482.82 |
1537.03 |
1501.58 |
1460.63 |
|
X2 |
1319.07 |
1443.01 |
1537.03 |
1340.84 |
1174.57 |
从上面两个主效回归方程及表3可以看出，随着密度的增大，制种产量进一步增大，但密度接近1水平时制种产量下降；氮肥施用有增产效果，随着氮肥用量增大，制种产量进一步增大，但密度超过0水平时制种产量下降，故用氮过多产量反而下降。
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表4 X1、X2综效分析表 | ||||||||
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X2 |
X1 | |||||||
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|
编码 |
Y平均 |
S |
CV(%) | ||||
|
|
-γ |
-1 |
0 |
1 |
γ |
|
|
|
|
编码 -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 |
|
0 |
1434.11 |
1482.82 |
1537.03 |
1501.58 |
1460.63 |
1483.23 |
39.23 |
2.64 |
|
1 |
1324.19 |
1347.64 |
1340.84 |
1244.37 |
1178.16 |
1287.04 |
73.52 |
5.71 |
|
γ |
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 |
|
|
|
|
S |
128.83 |
122.01 |
136.58 |
183.27 |
207.47 |
|
|
|
|
CV(%) |
10.22 |
9.32 |
10.02 |
13.81 |
16.13 |
|
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