Prova Implantação Condução e Análise de Experimentos Agropecuários - UFGD

UNIVERSIDADE FEDERAL DA GRANDE DOURADOS FACULDADE DE CIÊNCIAS AGRÁRIAS 2ª AVALIAÇÃO Implantação condução e análise de experimentos agropecuários Profa Daniele Menezes Albuquerque Orientações Preencher de caneta preta ou azul AS QUESTÕES DEVEM VIR EM ANEXO O CÁLCULO REALIZADO PENALIDADE 15 pts Aluno Data 10082023 1 20 Três grupos de tilápia do Nilo variedade Chitralada foram alimentados com três rações isoprotéicas de diferentes procedências A B e C Comparar os pesos dos indivíduos g após 30 dias de cultivo para α 5 Emitir um parecer sobre seus resultados 2 10 Ao realizarmos uma Análise de Variância ANOVA estamos interessados em verificar comparações específicas Quanto a essas comparações e o teste utilizado é CORRETO concluir a Essa análise se utiliza do teste F e serve apenas para comparações entre três ou mais fatores b Esse método é também chamado de OneWay ANOVA o que indica que as comparações podem ser feitas com um fator apenas c A ANOVA compara duas amostras independentes tendo como teste base de comparação o teste tStudent d A ANOVA compara duas ou mais amostras independentes tendo como teste base de comparação o teste tStudent e O teste de F de Schnedecor é utilizado na ANOVA para testar se existe diferença significativa entre duas ou mais amostras independentes 3 10 Um fazendeiro deseja realizar um experimento de maneira a estudar o efeito de uma proteína misturada na ração do gado de corte Em um primeiro momento ele realizou o experimento com o gado sem considerar possíveis influências da raça na engorda Depois ele tratou duas raças como diferentes no processo de engorda A variável resposta é o peso ganho em kg Considerando F1005114 e F200511 correspondentes a ANOVA1 e ANOVA2 respectivamente temse Diante dos resultados encontrados é CORRETO afirmar que a A ANOVA1 representa um Delineamento Inteiramente Casualizado DIC enquanto que a ANOVA2 representa um Delineamento em Blocos Casualizado DBC Ambos os testes não rejeitam a hipótese nula ou seja não há diferença de efeitos com a presença de proteína na ração b A ANOVA1 é um DIC e a ANOVA2 é um DBC Na ANOVA1 o tratamento possui efeito significante estatisticamente enquanto que na ANOVA2 o efeito não é significante estatisticamente c A ANOVA1 é um DIC e a ANOVA2 é um DBC Na ANOVA1 o tratamento não possui efeito significante estatisticamente enquanto que na ANOVA2 o efeito é significante estatisticamente d A ANOVA1 representa um DIC enquanto que a ANOVA2 representa um DBC Ambos os testes rejeitam a hipótese nula ou seja há diferença de efeitos com a presença de proteína na ração e A ANOVA1 representa um DBC enquanto que a ANOVA2 representa DIC Ambos os testes não rejeitam a hipótese nula ou seja não há diferença de efeitos com a presença de proteína na ração 4 10 Com relação a experimentos fatoriais é CORRETO afirmar que a São experimentos que não fornecem mais detalhes através do estudo de níveis ou fatores de tratamentos envolvidos b O número de fatores envolvidos não interfere no número de interações que estarão presentes no estudo c Surgem como uma alternativa aos experimentos umfatordecadavez pois fornecem um maior nível de informações afronte desses d A ANOVA de tais experimentos é algo novo e pouco explorado na literatura podendo ainda ser expandida e melhor explorada e Uma vez detectada a presença de interações fica a critério do pesquisador incluílas ou não visto que tais interações não alterarão as conclusões do estudo 5 10 Num experimento de controle de lagarta do pescoço vermelho Stegasta bosquella em amendoim foram utilizados 6 tratamentos sendo 5 inseticidas e uma grupo testemunha dispostos em 4 blocos casualizado para controlar pequenas diferenças de infestação inicial pela lagarta Para cada uma das parcelas foram avaliadas 10 plantas ao acaso contandose o número de folíolos atacados e em seguida para cada parcela obtevese a média de folíolos atacados por planta Os resultados obtidos para os números médios de folíolos atacados por parcela foram os seguintes Pedese a Fazer análise de variância pelo teste F e concluir b Calcular as médias dos tratamentos e o erro padrão para cada média c Verificar pelo teste de Tukey à 5 de significância quais médias de tratamentos que diferem entre si d Com base no teste de Tukey e nas médias dos tratamentos qual is inseticida s você aconselharia Justifique sua resposta e Calcular o coeficiente de variação do experimento 1º Bloco X11 59 X61 98 X31 21 X21 77 X41 18 X51 17 2º Bloco X52 15 X42 38 X12 75 X32 25 X22 66 X62 137 3º Bloco X43 37 X63 148 X23 71 X53 25 X12 102 X33 27 4º Bloco X24 58 X54 21 X34 38 X14 83 X64 133 X44 31 6 20 Organize um experimento em esquema fatorial inteiramente casualizado na produção de microalgas para estudar o efeito de cinco fórmulas de adubação e três tipos de calcário para o pH Defina o modelo matemático os tratamentos e a forma como serão casualizados a variável em análise as hipóteses e expresse graus de liberdade somas de quadrado e quadrado médio resumindo as fórmulas em uma tabela de ANOVA 7 20 Com a finalidade de aumentar a produção de lã de suas ovelhas por meio de uma alimentação mais apropriada um criador separou 28 ovelhas de sua criação Como eram de idades diferentes elas foram divididas em sete grupos de modo que dentro de cada grupo existiam quatro ovelhas com idades similares e homogêneas para as demais características Em cada grupo foi realizado um sorteio para distribuir inteiramente ao acaso quatro tipos de alimentação O experimento iniciouse no momento de se realizar uma nova tosquia obtendo os seguintes resultados expressos em unidades de medidas de lã por animal No entanto durante o experimento uma das ovelhas faleceu Alimentação Grupos I II III IV V VI VII Totais A 30 32 33 34 29 30 33 B 29 31 34 31 33 33 29 C 43 47 47 48 44 47 D 23 25 21 19 20 21 22 TOTAIS Faça o que se pede 1 Hipótese s 2 Memorial de cálculos 3 Quadro de ANOVA 4 Fazer teste de médias quando necessário 5 Realizar a representação gráfica dos efeitos 6 Concluir com os resultados obtidos A Σx 73 Σx² 1115 m 5 x 146 B Σx 550 Σx² 28614 m 12 x 4583 C Σx 215 Σx² 6187 m 8 x 2687 Variância Σx² Σx² m m 1 Desvio padrãos variância Variância de A 1115 73² 5 4 1115 10688 4 323 sA 123 3507 Variância de B 28614 550² 12 11 28614 2520833 11 3096 sB 3096 17595 Variância de C 6187 215² 8 7 6187 5778125 7 5841 sC 5841 7642 Teste t de Welch A e B A e C B e C t x₁ x₂ s₁² m₁ s₂² m₂ A e B t 146 4583 3507² 5 17595² 12 3323 2459 25798 3323 28257 3323 5315 t 587 A e C t 146 2687 3507² 5 7642² 8 1227 2459 7300 1227 9759 1227 3123 t 39 B e C t 4583 2687 17595² 12 7642² 8 1896 25798 7300 1896 33098 1896 5753 t 33 Grau de liberdade GL GL s₁² m₁ s₂² m₂² s₁² m₁² m₁ 1 s₂² m₂² m₂ 1 A e B GL 3507² 5 17595² 12² 3507² 5² 4 17595² 12² 11 2459 25798² 2459² 4 25798² 11 GL 798458 351167 6050334 798458 6201501 128 13 A e C GL 3507² 5 7642² 8² 3507² 5² 4 7642² 8² 7 2459 7300² 2459² 4 7300² 7 95238081 912452 1043 10 B e C GL 17595² 12 7642² 8² 17595² 12² 11 7642² 8² 7 25798 7300² 25798² 11 7300² 7 1095477 6811619 1608 16 I AB 587 I AC 39 I BC 33 GL AB 13 GL AC 10 GL BC 16 α 5 TAB tabelado 2160 TAC tabelado 2228 TBC tabelado 2120 TAB calculado TAB tabelado Rejeitase ho Referente ao tratamento razões A e B os efeitos diferem entre si TAC TAC tabelado Rejeitase ho Referente ao tratamento razões A e C concluise que os efeitos diferem entre si TBC TAC tabelado Rejeitase ho Conclui que os efeitos das razões B e C diferem entre si Em geral podese concluir que todos os tratamentos diferem entre si ② A ho não existe diferença estatística no efeito dos tratamentos ho existe diferença estatística no efeito dos tratamentos ③ ANOVA 1 desconsiderando a raça do gado ANOVA 2 considerando as 2 raças diferentes Variável resposta peso ganho kg ANOVA 1 F calc F tabelado F1 aceitase ho ANOVA 2 F calc F tabelado F2 aceitase ho Resposta A ④ Experimentos fatoriais Planejado observa efeitos de vários fatores sobre uma resposta Varia o nivel de todos os fatores ao mesmo tempo Interações entre fatores Resposta C ⑤ a 6 tratamentos 4 repetições Σx 142 Σx² 121972 m 24 C Σx² m 142² 24 840166 SQ total Σx² C 121972 840166 379554 SQ bloco 1T ΣB² C 16 29² 356² 41² 364² 840166 SQ bloco 017 x 511432 840166 8694344 840166 SQ bloco 292684 SQ trat 1U ΣT² C 14 169² 305² 205² 21² 319² 212² 840166 SQ trat 025 x 354416 840166 88604 840166 SQ trat 45874 SQ residuo total bloco tratamento 379544 292684 45874 SQ residuo 3044016 Grau de liberdade GL Tratamento tratamento 1 6 1 5 Bloco repetição 1 4 1 3 Resíduo tratamento 1repetição 1 5 x 3 15 Total 23 QM tratamento SQ trat GL trat 458745 91748 Bloco SQ bloco GL bloco 2926843 97561 Resíduo SQ residuoGL residuo 304401615 202934 F Tratamento QM tratQM residuo 91748202934 045 Bloco QM blocoQM residuo 97561202934 048 GL SQ QM F Tratamento 5 45874 91748 045 Bloco 3 292684 97561 048 Resíduo 15 3044016 total 23 379544 F tabelado α 5 290 F calc F tab Concluise que não há diferençcas estatísticas α 1 456 entre os tratamentos aceitase ho 13 V 125 51 205 2 4 3 12551 1050625 3 204475 3 6815 St3 raiz 6815 2610 Erro padrão da média 2610 2 1305 14 V 140 68 21 2 4 3 14068 11025 3 3043 3 10143 St4 raiz 10143 3184 Erro padrão da média 3184 2 1592 15 V 327 73 319 2 4 3 32773 2544025 3 733275 3 244425 St5 raiz 244425 4943 Erro padrão da média 4943 2 2471 16 V 207 48 212 2 4 3 20748 11236 3 9512 3 31706 St6 raiz 31706 5630 Erro padrão da média 5 630 2 2815 b médias dos tratamentos t1 59 15 37 58 4 4225 t2 98 38 148 21 4 7625 t3 21 75 71 38 4 5125 t4 47 25 25 83 4 525 t5 18 66 102 1334 7975 t6 37 137 27 31 4 53 Erro padrão da média s raiz m s raiz variância Variância Ex2 Ex 2 m m 1 t1 Variância t1 8439 169 2 4 3 8439 714025 3 329875 3 4329 S t1 raiz 4329 2080 Erro padrão da média 2080 raiz m 2080 2 104 t2 V 33393 305 2 4 3 33393 2325625 3 3013675 3 33789 St2 raiz 33789 5812 Erro padrão da média 5812 2 2906 c 5 9 459 Δ 9 raiz amostrado raiz 459 raiz 202934 2 raiz 101467 318 m5 7975 a m2 7625 a m6 53 a m4 525 a m3 5125 a m1 4225 b c médias que se diferem entre sí t1 e t5 t1 e t2 m5 m1 375 m2 m1 337 d Considerando o teote de tukey e vas médias aacosefharia o unsetiada t5 e m razão de sua alta média foliolos atacados e possuir diferença significativa entre outros tratamentos como o 2 e 5 e Coeficiente de variação s x 100 t1 2080 4225 100 49 23 t2 5812 7625 100 76 22 t3 2610 5125 100 50 92 t4 3184 525 100 60 64 t5 4943 7975 100 61 98 t6 5630 53 100 106 6 Produção de microalgas variável de interesse em relação as fórmulas de adubação e tipos do calcário Microalgas produção variável em análise Fórmulas de adubação A tipos de calcário B Modelo matemático Yijk μ τi βj 1βij Eijk Onde Yijk observação da variável de interesse do iésimo nível de adubação jésimo nível de calcário e késima repetição μ média global τi efeito da iésima fórmula de adubação i A1 A2 A3 A4 A5 βj efeito do jésimo tipo de calcário j B1 B2 B3 Eijk erro aleatório associado Tratamentos Fórmulas de adubação 5 níveis de tratamento A1 A2 A3 A4 A5 Tipos de calcário 3 níveis de tratamento B1 B2 B3 Casualização Inteiramente casualizado ou veja cada combinação de níveis de adubação e calcário serão alocado aleatoriamente em diferentes repetições Variável em análise Produção de microalgas medidas em unidade de peso seco Hipóteses H0 não há efeito significativo das fórmulas de adubação e calcário bem como suas interações H1 Um dos efeitos pelo menos da adubação ou calcário ou interação é significativo GL SQ QM F Tratamento Trat1 31rε²c SQ trat GL trat 8M1 0M 1 resi bloco 1 Slt εt ² C SQ blocol GL bloc 8M18M1 resid resíduo GL trat GL blocco SQ tot trat bloco SQ resid GL resid Fator A a1 εA²Jk C SQ A GL A Fator B b1 εB² Ik C SQ B GL B A x B a1b1 SQ A x SQ B SQ AB GL AB total abm1 εy²εy² IJk 7 1 Hipóteses Ho não há efeito significativo da alimentação sobre a produção de lã Portanto as médias dos tratamentos vão estatisticamente iguais Hi existe diferença significativa de pelo menos 1 tratamento II Memorial de cálculos A ovelha morta será considerada como dando parado a média de seu grupo 29kg Σx 897 Σx² 30775 C Σx² m 897² 28 2873603571 So total Σx² C 30775 2873603571 27204 SQ trat 1u εt² C 17 221² 220² 305² 151² 2873603571 SQ trat 17 213067 2873603571 1702107147 SQ bloco 1d εB² C 14 125² 135² 117² 131² 130² 128² 131² 2873603571 SQ bloco 025 115145 2873603571 5021429 SQ resíduo total bloco trat 27204 5021429 1702107147 SQ resíduo 2545167857 GL tratamento trat 1 41 3 bloco repetição 1 71 6 resíduo GL tratGL bloco 3x6 18 Total trat x rep 1 27 QM trat SQ tratGL trat 17021071473 567369049 bloco SQ blocoGL bloco 50214296 83690483 residuo SQ residGL resid 254516785718 1413982143 F trat QM tratQM resid 5673691413982 040 bloco QM blocoQM resid 83691413982 0005 III Quadro da ANOVA GL SQ QM F Tratamento 3 1702307147 567369 040 bloco 6 5021429 8369 0005 residuo 18 2545167857 1413982 total 27 27204 m2135 a m4131 a a c m7131 a a a d m5130 a a a m6128 a a a m1125 a a a m387 b c d media que se diferencia dos demais m3 V Representacao grafica VI A partir dos resultados concluise que a alimentacao tipo 3 é aquela cujo efeito é significativo estatisticamente sobre a produção de lã sendo então a mais adequada para o objeto do produtor