Redovisning av ogräsförsök

Transkript

1 Fältforsk Redovisning av ogräsförsök Inledning Detta dokument beskriver hur ogräsvikter redovisas i försöksdatabasen för fältförsök. Tidigare har ogräsvikter analyserats på ursprunglig skala, men nu analyseras de på logaritmisk skala. De nya metoderna och resultatredovisningen beskrivs med ett exempel. Material och metoder Ett försök (05A948) med 8 led (A H) utfördes i höstvete. Leden B H utgjordes av olika preparat eller kombinationer av preparat. Led A var ett obehandlat led, dvs. ett led utan bekämpning. Försöket utfördes som ett randomiserat fullständigt blockförsök med 4 block. Således omfattade försöket totalt 32 rutor. I försöket räknades och vägdes örtogräsen baldersbrå (MATIN), snärjmåra (GALAP) och våtarv (STEME). Dessutom räknades och vägdes övriga ettåriga örtogräs (WEADR). Från dessa variabler beräknades samtliga ettåriga örtogräs (WEADT). Enkelt uttryckt räknades och vägdes således 5 ogräs. Beräkningar gjordes i försöksdatabasen och i SAS, version 9.2. Genomsnittliga antalet ogräsplantor per kvadratmeter beräknades per led och ogräs. Genomsnittliga ogräsvikten i gram per kvadratmeter beräknades per led och ogräs. Andelen rutor i vilket ogräset förekom beräknades och uttrycktes i procent. Samtliga vikter logaritmerades före statistisk analys. Naturliga logaritmen användes. När ogräset inte förekom i rutan registrerades ingen logaritmerad vikt. Med andra ord utfördes statistiska beräkningar enbart på observationer från de rutor i vilka ogräset funnits. Försöket analyserades som ett fullständigt randomiserat försök. En ensidig variansanalys gjordes med logaritmerad vikt som beroende variabel och med led som förklarande faktor. Medelvärden beräknades per led. Dessa medelvärden antilogaritmerades före redovisning, dvs. transformerades tillbaka till ursprunglig skala med hjälp av exponentialfunktionen. Således beräknades geometriska medelvärden. Johannes Forkman Postadress: Växtproduktionsekologi, Box 7043, Uppsala Besöksadress: Ulls väg 16, Uppsala Telefon: Fax: E-post: johannes.forkman@vpe.slu.se

2 Resultat Resultaten redovisas på bifogad resultatblankett. Här följer några kommentarer. 1. De redovisade ogräsantalen i enheten stycken per kvadratmeter (st/m2) är vanliga medelvärden beräknade på samtliga fyra observationer. 2. Kolumnerna med rubriken Rel tal visar föregående kolumns värden i procent av värdet för det obehandlade ledet (A). 3. De redovisade fältvikterna i enheten gram per kvadratmeter (g/m2) är vanliga medelvärden beräknade på samtliga fyra observationer. 4. Ogräsförekomsten redovisas under rubriken Frekv % av block. Eftersom det fanns fyra rutor per led kunde ogräsförekomsten vara 0, 25, 50, 75 eller 100 %, beroende på om ogräset förekommit i 0, 1, 2, 3, eller 4 rutor. 5. Geometriska medelvärden redovisas under rubriken g/m2 geom.. Geometriska medelvärden beräknas bara på positiva tal, dvs. inte på nollvikter. Exempel: För baldersbrå, led F, registrerades 2 g/m 2 i block I, 16 g/m 2 i block II, 1 g/m 2 i block III och 0 g/m 2 i block IV. Det vanliga aritmetiska medelvärdet är ( )/4 = 4,75, men det geometriska medelvärdet är (2 16 1) 1/3 = 3,2 (efter avrundning). Det geometriska medelvärdet är antilogaritmen av det aritmetiska medelvärdet av de logaritmerade vikterna: 3,2 = exp((ln 2 + ln 16 + ln 1)/3). 6. När ogräset inte förekommit finns inget geometriskt medelvärde. 7. De geometriska medelvärdena för baldersbrå, snärjmåra, våtarv och övriga ettåriga örtogräs summerar inte till det geometriska medelvärdet av sammanlagda vikten ettåriga örtogräs. 8. STDEV% är residualspridningen multiplicerad med 100. Den ska tolkas på samma sätt som variationskoefficienten (CV), dvs. som ett mått på hur stor spridningen är i försöket. I ogräsförsök är spridningen ofta mycket stor. 9. PROB F1 är sannolikhetsvärdet för testet av hypotesen att leden genomsnittligt ger samma ogräsvikt när ogräset förekommer. Enligt hypotesen är de geometriska medelvärdena egentligen lika för alla led, och det är bara på grund av slumpmässig variation som de varierar i försöket. Om PROB F1 är mindre än 0,05 finns signifikanta skillnader på 5 % -nivån, och hypotesen förkastas. Observera att testet avser de led för vilka ogräs observerats. Exempel: För snärjmåra är sannolikhetsvärdet 0,0042, vilket är mindre än 0,05. Således finns signifikanta skillnader på 5 % - nivån i ogräsvikter (när ogräset förekommer) mellan leden A, B, E, F, G och H. De geometriska medelvärdena är signifikant olika. 10. Parvisa test redovisas på resultatblankettens sista sida. Exempel: Eftersom det övergripande testet av likhet i de geometriska medelvärdena var signifikant för snärjmåra vill vi göra parvisa jämförelser av leden A, B, E, F, G och H för det ogräset. Vi vill nämligen ta reda på vilka par av led som ger signifikant olika vikt vid ogräsförekomst. På första sidan står det att försöksdatabasens kod för snärjmåra är GALAP. För snärjmåra redovisas därför de parvisa testen av ogräsvikterna, vid ogräsförekomst, efter rubriken GALAP.GM2. Antalet stjärnor indikerar hur stort sannolikhetsvärdet (P) är: *** betyder att P < 0,001, ** betyder att 0,01 < P < 0,001, och * betyder att 0,01 < P < 0,05. Det framgår att skillnaderna mellan A 2

3 och B, mellan A och F samt mellan A och H är signifikanta på 1 % -nivån. Skillnaderna mellan A och E, mellan B och G samt mellan F och G är signifikanta på 5 % -nivån. För snärjmåra finns inga ytterligare signifikanta parvisa skillnader. Observera att inga test av ogräsvikten gjordes för leden C och D, eftersom dessa helt saknade ogräset. Därför finns till exempel varken A < > C eller A < > D i redovisningen. Diskussion Det är knappast möjligt att analysera fältvikter statistiskt utan att några slags problem uppstår eller nackdelar visar sig. Däremot är det möjligt att analysera förekomsten av ogräs, dvs. andelen block i vilket ogräset observerats, samt ogräsvikterna i de fall ogräset funnits. Logaritmering syftar till att åstadkomma homogen varians. Det är typiskt i ogräsförsök att ogräsvikterna varierar mer mellan rutorna när det finns mycket ogräs än när det finns lite. Vanligen är variationen väsentligt större i det obehandlade ledet än i de behandlade leden. Med andra ord är variansen inhomogen. Den statistiska analysen är emellertid bara giltig om variansen är homogen. Analysens största styrka, jämfört med en analys utan logaritmering, är förbättrade signifikanstest. Vanligen är det övergripande testet av skillnader mellan leden signifikant eftersom det obehandlade ledets rutor brukar innehålla mycket mer ogräs än de behandlade ledens. Mer intressanta är därför de parvisa jämförelserna. På grund av logaritmeringen är det lättare att påvisa skillnader i ogräsvikter mellan de behandlade leden. För statistisk signifikans krävs, vid analys på logaritmisk skala, större skillnader i ursprunglig skala mellan led med mycket ogräs än mellan led med lite ogräs. Därför går det inte att beräkna en minsta signifikant skillnad (LSD) i ursprunglig skala för jämförelse av samtliga par av led. Istället redovisas de parvisa testen i tabellform på resultatblankettens sista sida. Alternativt skulle bokstäver i anslutning till medelvärdena kunnat visa vilka par av led som är signifikanta. Det är vanligt att redovisa parvisa test i fältförsök på det sättet. Eftersom det finns framskridna planer på att övergå till den nordiska databasen för fältförsök, Nordic Field Trial System, valde vi att utnyttja en befintlig rutin för parvisa test i den nuvarande fältförsöksdatabasen istället för att utveckla en ny. Det kan verka märkligt att inget parvis test av ogräsvikten görs när ogräset förekommer i ena ledet men helt saknas i det andra. Det är på grund av svårigheterna att göra giltig statistik för ogräsvikterna som testet saknas. Istället för att redovisa diskutabel statistik för ogräsvikterna har vi valt att redovisa giltig statistik för ogräsvikterna när ogräset förekommer. Man ska tänka sig att det för varje led finns en sannolikhet att ogräset förekommer. Denna sannolikhet kan vara 0 eller 1 eller vilket tal som helst däremellan. I det fall ogräset förekommer varierar vikten slumpmässigt kring någon positiv medelnivå. Olika led kan ha olika medelnivåer. När ogräset inte observerats finns dessvärre ingen information om vilken medelnivån är. Då är det omöjligt att göra ett statistiskt test. Men i praktiken är nog medelnivån oftast nära noll på grund av att ledet har bra effekt. Leden kan påverka ogräsförekomsten. I försök med många block skulle det vara naturligt att testa ogräsförekomsten statistiskt, dvs. testa hypotesen att leden inte påverkar förekomsten av ogräs. Vanligen omfattar försöken inte så många block att det är meningsfullt att utföra det testet, för det är ändå inte möjligt att få ett signifikant resultat. Men det är naturligtvis ändå mycket intressant om man för ett led finner ogräset i samtliga block, men för ett annat inte finner det i något block. Därför redovisas ogräsförekomsten. 3

4 Avsaknaden av ett specifikt ogräs i en ruta är oftast en effekt av ledet, men det skulle också kunna vara en effekt av att rutan inte exponerats för ogräset. I det senare fallet är det inte möjligt att säga hur stor vikten hade varit om ogräset hade funnits. I analysen behandlas rutor utan ogräs som saknade värden. Det är en försiktig ansats. Bara om man i flera block noterat låga ogräsvikter för ett led och höga för ett annat får man ett signifikant resultat. Genom att exkludera ogräsfria rutor från analysen minskar man risken att få signifikanta resultat på grund av ojämn exponering. Om ogräset saknas i somliga block blir försöket obalanserat vid analys av logaritmerade ogräsvikter. Då är det lämpligt att analysera de logaritmerade ogräsvikterna utan block i modellen. Resultatet blir annars att analysen skattar vad de logaritmerade vikterna hade varit om ogräset funnits. Det är rimligt att göra så om ogräset saknas på grund av att rutan inte exponerats för ogräset. Om emellertid ogräset saknas som en följd av ledets effekt blir resultatet felaktigt. Genom att använda den enklaste möjliga modellen, med endast led som förklarande faktor, blir de geometriska medelvärden som redovisas alltid samma som om man hade räknat för hand. Det geometriska medelvärdet används ofta i biologiska tillämpningar, i synnerhet vid skeva fördelningar för att inte enstaka höga observationer ska få för stort inflytande. Det geometriska medelvärdet är aldrig större än det vanliga aritmetiska. Man kan hävda att det geometriska medelvärdet är att föredra framför det aritmetiska eftersom de statistiska analyserna gjorts på logaritmisk skala (Mead, 1988, s. 286). Även om standardavvikelsen ofta ökar proportionellt med storleken på vikterna behöver det inte alltid vara så. Som ett alternativ till logaritmisk transformation skulle man därför kunna använda så kallad Box-Cox-transformation, som är mer flexibel (se t.ex. Mead, 1988, s. 286). Den logaritmiska transformationen är emellertid biologiskt rimlig. Vid analys av logaritmerade ogräsvikter är CV inte ett lämpligt mått på spridning. Detta beror på att medelvärdet riskerar bli ungefär 0, vilket inträffar om vikterna är nära 1. CV är ju standardavvikelsen dividerad med medelvärdet, så CV kan därför bli mycket stor utan att spridningen är stor. Vid analys av logaritmerade data är standardavvikelsen, utan division med medelvärdet, ett bättre mått. När spridningen är liten är standardavvikelsen på logaritmisk skala ungefär lika stor som CV. Ett exempel på detta ges i tabell 1. Eftersom CV brukar redovisas i procent, dvs. efter multiplikation med 100, multipliceras även STDEV med 100 före redovisning på resultatblanketten. Då kan STDEV % tolkas på samma sätt som CV %. Tabell 1. Tio datamängder om vardera två observationer. För varje datamängd har beräknats dels variationskoefficienten (CV), och dels standardavvikelsen i de logaritmerade värdena (STDEV), multiplicerad med 100. Vid måttlig variation är STDEV ungefär lika med CV. Obs Obs CV % STDEV % Referens Mead, R. (1988). The design of experiments: Statistical principles for practical application. Cambridge: Cambridge University Press. 4

5 R E S U L T A T B L A N K E T T, OGRÄS 2009 SIDA 1 Inst för växtproduktionsekologi, ogräsreglering ANSVARIG: Lars Danielsson PLAN: L Örtogräs i höstvete, höst och vår ADB-NR: 05A948 LÄN-FNR: LA JBR.OMR: 4a GRÖDA: Höstvete FÖRSÖKSVÄRD: ADRESS: Hushållningssällskapet Helgegården, Skepparslövsvägen 258, Kristianstad GÖDSLING DATUM MÄNGD KG/HA N P K NS SORT: Cubus SÅTT DEN: KG/HA: 170 FÖRFRUKT: Vårkorn JORDART: MÅTTLIGT MULLHALTIG LERIG SAND VÄXTSKYDD DATUM BEH ENL PLAN GRÖDANS UTV.STADIUM PH-VÄRDE: Proline Comet blad 0.3 Sumi-alpha DC DC 29 R E S U L T A T: UTSKRIFTSDATUM: Balders- Balders- Stat: Balders- Snärj- Snärj- Stat: Snärj- Våtarv brå brå Frekv brå måra måra Frekv måra Rel fältv Rel % av MATIN Rel Rel fältv Rel % av GALAP Rel st/m2 tal g/m2 tal block g/m2 tal st/m2 tal g/m2 tal block g/m2 tal st/m2 F Ö R S Ö K S L E D: geom geom A. Obehandlat [Regioner] B l Bacara 1) [Regioner] C. 0.3 l Bacara 1) l Starane XL 2) [SJV] D. 0.3 l Bacara 1) l Starane XL 2) [DOW] E. 1.0 l Fox 1) [Makhteshim-Agan] F. 1.5 tabl Express l Starane l vätmedel 2) [Regioner] G. 15 g ANR l vätmedel 3) [NA] H. 15 g ANR l NA l vätmedel 3) [NA] ) Då grödan har 1.5 blad på hösten 2) Vid tillväxtens början på våren 3) Vid normal tidpunkt på våren STDEV% PROB F ANM: För information om statistiska beräkningar, se l Starane XL (sen vårbeh) tillsatt led E. Nederbörd ca 300 m från försöket: Se protokoll.

6 R E S U L T A T B L A N K E T T, OGRÄS 2009 SIDA 2 Inst för växtproduktionsekologi, ogräsreglering ANSVARIG: Lars Danielsson PLAN: L Örtogräs i höstvete, höst och vår ADB-NR: 05A948 LÄN-FNR: LA JBR.OMR: 4a GRÖDA: Höstvete FÖRSÖKSVÄRD: ADRESS: Hushållningssällskapet Helgegården, Skepparslövsvägen 258, Kristianstad GÖDSLING DATUM MÄNGD KG/HA N P K NS SORT: Cubus SÅTT DEN: KG/HA: 170 FÖRFRUKT: Vårkorn JORDART: MÅTTLIGT MULLHALTIG LERIG SAND VÄXTSKYDD DATUM BEH ENL PLAN GRÖDANS UTV.STADIUM PH-VÄRDE: Proline Comet blad 0.3 Sumi-alpha DC DC 29 R E S U L T A T: UTSKRIFTSDATUM: Våtarv Stat: Våtarv Övr 1-år Övr 1-år Stat: Övr 1-år Samt 1år Frekv örtogräs örtogräs Frekv örtogräs örtogräs Rel fältv Rel % av STEME Rel Rel fältv Rel % av WEADR Rel Rel tal g/m2 tal block g/m2 tal st/m2 tal g/m2 tal block g/m2 tal st/m2 tal F Ö R S Ö K S L E D: geom geom A. Obehandlat [Regioner] B l Bacara 1) [Regioner] C. 0.3 l Bacara 1) l Starane XL 2) [SJV] D. 0.3 l Bacara 1) l Starane XL 2) [DOW] E. 1.0 l Fox 1) [Makhteshim-Agan] F. 1.5 tabl Express l Starane l vätmedel 2) [Regioner] G. 15 g ANR l vätmedel 3) [NA] H. 15 g ANR l NA l vätmedel 3) [NA] ) Då grödan har 1.5 blad på hösten 2) Vid tillväxtens början på våren 3) Vid normal tidpunkt på våren STDEV% PROB F ANM: För information om statistiska beräkningar, se l Starane XL (sen vårbeh) tillsatt led E. Nederbörd ca 300 m från försöket: Se protokoll.

7 R E S U L T A T B L A N K E T T, OGRÄS 2009 SIDA 3 Inst för växtproduktionsekologi, ogräsreglering ANSVARIG: Lars Danielsson PLAN: L Örtogräs i höstvete, höst och vår ADB-NR: 05A948 LÄN-FNR: LA JBR.OMR: 4a GRÖDA: Höstvete FÖRSÖKSVÄRD: ADRESS: Hushållningssällskapet Helgegården, Skepparslövsvägen 258, Kristianstad GÖDSLING DATUM MÄNGD KG/HA N P K NS SORT: Cubus SÅTT DEN: KG/HA: 170 FÖRFRUKT: Vårkorn JORDART: MÅTTLIGT MULLHALTIG LERIG SAND VÄXTSKYDD DATUM BEH ENL PLAN GRÖDANS UTV.STADIUM PH-VÄRDE: Proline Comet blad 0.3 Sumi-alpha DC DC 29 R E S U L T A T: UTSKRIFTSDATUM: Samt 1år Stat: Samt 1år örtogräs Frekv örtogräs fältv Rel % av WEADT Rel g/m2 tal block g/m2 tal F Ö R S Ö K S L E D: geom. A. Obehandlat [Regioner] B l Bacara 1) [Regioner] C. 0.3 l Bacara 1) l Starane XL 2) [SJV] D. 0.3 l Bacara 1) l Starane XL 2) [DOW] E. 1.0 l Fox 1) [Makhteshim-Agan] F. 1.5 tabl Express l Starane l vätmedel 2) [Regioner] G. 15 g ANR l vätmedel 3) [NA] H. 15 g ANR l NA l vätmedel 3) [NA] ) Då grödan har 1.5 blad på hösten 2) Vid tillväxtens början på våren 3) Vid normal tidpunkt på våren STDEV% 80.1 PROB F ANM: För information om statistiska beräkningar, se l Starane XL (sen vårbeh) tillsatt led E. Nederbörd ca 300 m från försöket: Se protokoll.

8 R E S U L T A T B L A N K E T T, OGRÄS 2009 SIDA 4 Inst för växtproduktionsekologi, ogräsreglering ANSVARIG: Lars Danielsson PLAN: L Örtogräs i höstvete, höst och vår ADB-NR: 05A948 LÄN-FNR: LA JBR.OMR: 4a GRÖDA: Höstvete FÖRSÖKSVÄRD: ADRESS: Hushållningssällskapet Helgegården, Skepparslövsvägen 258, Kristianstad GÖDSLING DATUM MÄNGD KG/HA N P K NS SORT: Cubus SÅTT DEN: KG/HA: 170 FÖRFRUKT: Vårkorn JORDART: MÅTTLIGT MULLHALTIG LERIG SAND VÄXTSKYDD DATUM BEH ENL PLAN GRÖDANS UTV.STADIUM GALAP.GM2:F1 ** A<>B A<>F A<>H GALAP.GM2:F1 * A<>E B<>G F<>G MATIN.GM2:F1 *** A<>C A<>F A<>H C<>G G<>H MATIN.GM2:F1 ** A<>G F<>G STEME.GM2:F1 *** A<>E STEME.GM2:F1 ** A<>C A<>D A<>H STEME.GM2:F1 * A<>F A<>G C<>G D<>G E<>G WEADR.GM2:F1 * E<>H F<>H WEADT.GM2:F1 *** A<>B A<>C A<>D A<>E A<>F A<>H B<>G C<>G C<>H D<>G D<>H E<>G F<>G WEADT.GM2:F1 ** A<>G B<>H E<>H WEADT.GM2:F1 * F<>H