مقاله – 
مطالعه پایداری عملکرد دانه لاین های کلزا Brassica napus L.- قسمت ۵
(g -1)( g – 1) – ΣdfIPCA1

باقیمانده

Σ(Xi j k – X˚ j k )۲

ge(r -1)

اشتباه

egΣ( Xj ˚ ˚ – X )2

(k – 1)

بلوک

SSe – SSk

‌‌‌‌dfG -dfR

اشتباه خالص

λ مقدار ویژه مورد آزمون S2 = Se2 / r ، که Se2 خطای ادغام شده (Pooled error) میباشد که دارای منابع تغییرات ژنوتیپ محیط و PCAها میباشد و r تعداد تکرارها بوده و U1 نیز از جدول کورنلیوس بدست میآید (Cornelius,1993).

۱-۹-۳-۲- ارزش پایداری امی[۲۵](ASV)

پورچاس و همکاران (Purchase et al., 2000) ارزش پایداری امی را جهت کمی کردن پایداری محاسبه شده توسط این مدل معرفی نمودند. این شاخص از مقادیر IPCA1 و IPCA2 برای هر ژنوتیپ یا محیط بدست می‌آید. در این روش نسبت مجموع مربعات IPCA1 ‌ به مجموع مربعات IPCA2 به عنوان وزن به ارزش IPCA1 داده می‌شود. هر زمان میزان آماره ASV یک ژنوتیپ به مبدأ مختصات نزدیک‌تر می‌شود، آن ژنوتیپ پایدارتر است. مقادیر ASV را می‌توان برای هر محیط نیز محاسبه نمود.

۱-۱۰- روش‌های ناپارامتری تجزیه پایداری

صحت و درستی نتایج حاصل از تجزیه‌های آماری بستگی مفروضات تجزیه واریانس از جمله نرمال بودن توزیع، مستقل بودن و یکنواختی واریانس‌ها دارد، در حالیکه در روش‌های ناپارامتری نیازی به برقراری فرض‌های اولیه نیست (Borttz et al., 1990). صباغ‌نیا و همکاران (Sabaghnia et al., 2007) در مطالعه خود روش‌های ناپارامتریک را بر روش‌های پارامتریک ترجیح دادند. آنان عدم نیاز به فرضیات آماری خاص، سهولت در کار و نگرش منطقی و مناسب این روش‌ها را در تخمین عملکرد از جمله دلایل خود ذکر کردند. همچنین در مطالعه دیگری که توسط سالمون و همکاران (Solomon et al., 2007) انجام گرفت، بیان شد که روش‌های ناپارامتری زمانی که فرضیات پایه آماری برای تجزیه پایداری و سازگاری محیا نیست، بسیار کارا می‌باشد. به نظر می‌رسد روش‌های ناپارامتری زمانی که فرضیات آماری و یکنواختی واریانس‌ها برقرار نیست، کارایی بالاتری نشان می‌دهند. اما این گونه از روش‌های آماری امکان برآورد سازگاری را نمی‌دهند (Scapim et al., 2000). پایداری باید مستقل از اثر ژنوتیپی برآورد شود به همین دلیل رتبه ژنوتیپ در یک محیط خاص نباید بر اساس ارزش فنوتیپی محاسبه شود. به منظور حذف اثر ژنوتیپی عملکرد، ابتدا عملکرد هر رقم تصحیح می‌شود و سپس هر ژنوتیپ بر مبنای عملکرد تصحیح شده خود، رتبه بندی می‌گردد. در این حالت رتبه‌های بدست آمده فقط بر اساس اثر متقابل ژنوتیپ و محیط و نیز خطای آزمایشی خواهند بود (Thennarasu, 1995). تصحیح عملکرد رقم به صورت زیر قابل انجام است.
هان و تنارازو (۱۹۸۷) دو معیار زیر را برای برآورد پایداری محاسبه نمودند.
در معادله بالا، rij رتبه ژنوتیپ iام در محیط j ام است. به بالاترین مقدار، رتبه‌ی ۱ داده می‌شود.   میانگین رتبه‌ها ژنوتیپ iام در تمام محیط‌ها است. e نیز تعداد محیط‌های مورد بررسی است. Si(1) میانگین اختلاف رتبه‌ها را در تمام محیط‌ها اندازه می‌گیرد و Si(2) واریانس عمومی رتبه‌هاست.
هان و نصار (۱۹۸۹) پیشنهاد نمودند به دلیل تأثیر تفاوت ژنوتیپ‌ها بر روی اندازه پارامتر‌های Si(1) و Si(2) باید اثرات ژنوتیپ را تصحیح نمود و از آزمون آماری بر مبنای توزیع نرمال برای آزمون تفاوت میزان پایداری بین ژنوتیپ‌ها استفاده نمود. مقدار Zبدست آمده تقریبی از χ۲ با درجه آزادی i است.
چهار پارامتر پایداری NPi(1) ، NPi(2)، NPi(3) و NPi(4) توسط تنارازو (۱۹۹۵) را برای رتبه‌بندی ژنوتیپ‌ها پیشنهاد شد. در معادله ذیل، rijرتبه تصحیح شده عملکرد تصحیح شده xij* است (   ). به بالاترین مقدار، رتبه‌ی ۱ داده می‌شود.   و Mdiبه ترتیب میانگین و میانه رتبه‌ها برای ارزش‌های تصحیح می‌باشند.   و Mdi نیز به ترتیب میانگین و میانه رتبه‌ها که از داده‌های تصحیح نشده بدست آمده است (Mohamadi and Amri, 2008).
دو شاخص ناپارامتری پایداری Ri و Li توسط پیفو و لوتیتو (Piepho and Lotiti, 1992) گزارش شد. این دو شاخص با استفاده از رابطههای زیر محاسبه شد:
در این فرمولها N، تعداد محیطها   ، rij* رتبه ژنوتیپ iام در محیط jام برای عملکرد تصحیح شده است.
کانگ (۱۹۸۸) روش مجموع رتبه (Rank- sum method ) را برای گزینش ژنوتیپ‌های پایدار با عملکرد بالا برای پیشنهاد کرد. در این روش بالاترین میانگین عملکرد، رتبه ۱ را دریافت کرده و همچنین، واریانس پایداری (s²i) (شوکلا، ۱۹۷۲) برای ژنوتیپ‌ها محاسبه شده و کم‌ترین مقدار رتبه ۱ را دریافت می‌کند. هر دو رتبه بدست آمده را جمع جبری نموده و پایین‌ترین مجموع رتبه به عنوان مطلوب‌ترین ژنوتیپ در نظر گرفته می‌شود. در این روش وزن‌‌های برابری برای عملکرد و پایداری در نظر گرفته می‌شود.کانگ(۱۹۹۱) روش تغییر یافته مجموع رتبه KMR با قابلیت تعیین اشتباه نوع اول و دوم برای جزء پایداری و سپس در سال ۱۹۹۳ روش تغییر یافته KMR با قابلیت تعیین مقادیر اشتباه نوع اول و دوم برای جزء پایداری و عملکرد را پیشنهاد نمود. آماره جدید به عنوان آماره عملکرد-پایداری (YSi) نام‌گذاری شد (کانگ ، ۱۹۹۳). کانگ پیشنهاد نمود که آماره عملکرد-پایداری به صورت زیر محاسبه شود.

  1. محاسبه سهم هر ژنوتیپ در تشکیل اثر متقابل از طریق واریانس پایداری شوکلا
  2. مرتب کردن عملکرد ژنوتیپ‌ها از بیشترین به کم‌ترین به گونه‌ای که کم‌ترین ژنوتیپ با کم‌ترین عملکرد رتبه ۱ داشته باشد.
  3. مقایسه عملکرد از طریق LSD 5%α(۲) با استفاده از معادله

در معادله فوق EMS میانگین مربعات اشتباه در جدول تجزیه واریانس مرکب داده‌ها، و r تعداد تکرار است.

  1. تعیین رتبه عملکرد تصحیح شده برای هر ژنوتیپ با اضافه کردن نسبت LSD 5% بدست آمده به اختلاف عملکرد ژنوتیپ‌ها با متوسط عملکرد ژنوتیپ‌ها
  2. آزمون واریانس پایداری شوکلا به کمک آزمون تقریبی F با درجه آزادی صورت (e-1) و مخرج dfems در سطوح ۱۰%، ۵% و ۱% معنی داری (  ). معنی داری نشان دهنده عدم پایداری است.
  3. نمرات پایداری ژنوتیپ‌ها (Si) به صورت زیر تعیین می‌شود: نمرات ۸-، ۴- و ۲- به ترتیب به ژنوتیپ‌های معنی‌داری در سطوح ۰۱/۰، ۰۵/۰ و ۱/۰ داده می‌شوند. نمره صفر نیز به ژنوتیپ‌های غیر معنی‌دار داده می‌شوند.
  4. تعیین مقدار آماره پایداری-عملکرد از طریق جمع جبری مقادیر رتبه تصحیح شده عملکرد و نمره پایداری.
  5. دانلود متن کامل پایان نامه در سایت jemo.ir موجود است

برچسب ها :