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不同密度與氮肥對綿油11制種產量的影響2
2結果與分析
2.產量與密度、氮肥的關系
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表2 二次回歸正交旋轉組合設計方差分析表 | |||||||
|
變異 |
回歸 |
自由度 |
期望 |
F值 |
顯著性 |
F0.05 |
F0.01 |
|
來源 |
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** |
|
|
|
|
回歸 |
220999.20 |
5 |
44199.84 |
15.90** |
|
3.33 |
5.64 |
|
剩余 |
27806.86 |
10 |
2780.69 |
|
|
|
|
|
失擬 |
8296.82 |
3 |
2765.61 |
0.99 |
|
4.35 |
8.45 |
|
誤差 |
19510.04 |
7 |
2787.15 |
|
|
|
|
|
總變異 |
248806.06 |
15 |
|
|
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|
|
由表2看出，F1=0.99<F0.05=4.35，說明該回歸方程擬合度好，影響制種產量的主要因素均已考慮到；F2=15.90>F0.01=5.64，說明回歸方程反映了油菜制種的客觀實際，數學模型的擬合程度也比較好。
通過計算，得出回歸方程：
Y=1537.03+9.38X1-51.09X2-61.0lXlX2-44.83Xl2.-145.11X22
對不顯著水平的回歸系數從方程中剔除，得到最優回歸方程：
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，得到一個因子與產量的回歸方程。密度的主效回歸方程：
Y1=l537.03+9.38X1-44.83Xl2
氮肥的主效回歸方程：
Y2=1537.03-51.09X2-145.11X22
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表3 主效應分析表 | |||||
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項目 |
-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 |
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，制種產量進一步增大，但密度接近1水平時制種產量下降；氮肥施用有增產效果，隨著氮肥用量增大，制種產量進一步增大，但密度超過0水平時制種產量下降，故用氮過多產量反而下降。
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表4 X1、X2綜效分析表 | ||||||||
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X2 |
X1 | |||||||
|
|
編碼 |
Y平均 |
S |
CV(%) | ||||
|
|
-γ |
-1 |
0 |
1 |
γ |
|
|
|
|
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 |
|
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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