Resumos
Os objetivos deste trabalho foram determinar o tamanho ótimo de parcela e o número de repetições, para avaliar a massa verde de canola (Brassica napus L.). Foram realizados 27 ensaios de uniformidade de 5m×5m (25m2), sendo nove ensaios para cada um dos seguintes híbridos: Hyola 61, Hyola 76 e Hyola 433. Cada ensaio foi dividido em 25 unidades experimentais básicas (UEB) de 1m×1m, totalizando 675 UEB. Foi pesada a massa verde das plantas de cada UEB. O tamanho ótimo de parcela (Xo) foi determinado por meio do método da curvatura máxima do modelo do coeficiente de variação, e as comparações de médias, entre os híbridos, foram feitas pelo teste de Scott-Knott. O número de repetições, para experimentos nos delineamentos inteiramente casualizados e blocos ao acaso, em cenários formados pelas combinações de i tratamentos (i=3, 4, ..., 50) e d diferenças mínimas entre médias de tratamentos a serem detectadas como significativas a 5% de probabilidade, pelo teste de Tukey, expressas em percentagem da média do experimento (d=10%, 13%, ..., 40%), foi determinado por processo iterativo até a convergência. O tamanho ótimo de parcela para avaliar a massa verde de canola é 6,41m2. Quatro repetições, para avaliar até 50 tratamentos, nos delineamentos inteiramente casualizados e blocos ao acaso, são suficientes para identificar, como significativas a 5% de probabilidade, pelo teste de Tukey, diferenças entre médias de tratamentos de 41,4% da média do experimento.
Brassica napus L.; experimentação agrícola; planejamento experimental; precisão experimental
The objectives of this work were to determine the optimum plot size and number of repetitions, to evaluate the fresh weight of canola (Brassica napus L.). Twenty-seven uniformity trials of 5m×5m (25m2) were conducted. Each trials was divided in 25 basic experimental units (BEU) of 1m×1m, totaling 675BEU. The fresh weight of plants, in each BEU was weighed. The optimum plot size (Xo) was determined by the method of maximum curvature of the model coefficient of variation and the means compared, among hybrids, by Scott-Knott test. The number of repetitions, for experiments on completely randomized and randomized block designs, in scenarios of combinations of i treatments (i=3, 4, ..., 50) and d minimal differences between treatments means, to be detected as significant, 5% probability by Tukey test, expressed in percentage of the average of the experiment (d=10%, 12%, ..., 40%), was determined by iterative process until convergence. The optimum plot size to evaluate the fresh weight of canola is 6.41 m2. Four replications, to evaluate up to 50 treatments, in completely randomized and randomized block designs, are sufficient to identify, as significant at the 5% probability by Tukey test, differences between treatment means 41.4% of the average experiment.
Brassica napus L.; agricultural experimentation; experimental design; experimental precision
1 INTRODUÇÃO
A canola (Brassica napus L.) é uma planta oleaginosa desenvolvida a partir do
melhoramento genético da colza (Kaefer et al., 2014Kaefer, J. E., Guimarães, V. F., Richart, A., Tomm, G. O., & Müller, A. L.
(2014). Produtividade de grãos e componentes de produção da canola de acordo com fontes e doses
de nitrogênio. Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 49, 273-280.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2014000400005.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2014...
;
Tomm et al., 2009Tomm, G. O., Wiethölter, S., Dalmago, G. A., & Santos, H. P. (2009).
Tecnologia para produção de canola no Rio Grande do Sul (Embrapa Trigo. Documentos, 92). Passo
Fundo: Embrapa Trigo. 41 p. Recuperado de
http://www.cnpt.embrapa.br/biblio/do/p_do113.htm). É destinada a produção de grãos e
de óleo comestível e biodiesel, e seu resíduo é usado na fabricação de rações para alimentação
animal (Mori et al., 2014Mori, C., Tomm, G. O., & Ferreira, P. E. P. (2014). Aspectos econômicos e
conjunturais da cultura da canola no mundo e no Brasil (Embrapa Trigo. Documentos, 149). Passo
Fundo: Embrapa Trigo. 36 p. Recuperado de
http://www.cnpt.embrapa.br/biblio/do/p_do149.htm; Tomm et al., 2009Tomm, G. O., Wiethölter, S., Dalmago, G. A., & Santos, H. P. (2009).
Tecnologia para produção de canola no Rio Grande do Sul (Embrapa Trigo. Documentos, 92). Passo
Fundo: Embrapa Trigo. 41 p. Recuperado de
http://www.cnpt.embrapa.br/biblio/do/p_do113.htm). Também é cultivada como adubo verde de inverno (Mori et al., 2014Mori, C., Tomm, G. O., & Ferreira, P. E. P. (2014). Aspectos econômicos e
conjunturais da cultura da canola no mundo e no Brasil (Embrapa Trigo. Documentos, 149). Passo
Fundo: Embrapa Trigo. 36 p. Recuperado de
http://www.cnpt.embrapa.br/biblio/do/p_do149.htm; Pavinato
et al., 1994Pavinato, A., Aita, C., Ceretta, C. A., & Bevilaqua, G. P. (1994). Resíduos
culturais de espécies de inverno e o rendimento de grãos de milho no sistema de cultivo mínimo.
Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 29, 1427-1432. Recuperado de
https://seer.sct.embrapa.br/index.php/pab/article/viewFile/4192/1483), em sistema de rotação de culturas. Nesse cenário, em experimentos com a
cultura de canola, além da produtividade de grãos e do teor de óleo, o dimensionamento da
quantidade de massa verde e/ou de massa seca de parte aérea é importante para avaliar o
potencial da espécie como cobertura de solo.
Na cultura de canola, aspectos relacionados à produtividade de grãos e/ou teor de óleo têm
sido avaliados em pesquisas desenvolvidas por Bandeira et al.
(2013)Bandeira, T. P., Chavarria, G., & Tomm, G. O. (2013). Desempenho agronômico
de canola em diferentes espaçamentos entre linhas e densidades de plantas. Pesquisa
Agropecuaria Brasileira, 48, 1332-1341.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2013001000004.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2013...
, Kaefer et al. (2014)Kaefer, J. E., Guimarães, V. F., Richart, A., Tomm, G. O., & Müller, A. L.
(2014). Produtividade de grãos e componentes de produção da canola de acordo com fontes e doses
de nitrogênio. Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 49, 273-280.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2014000400005.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2014...
, Krüger et al. (2011)Krüger, C. A. M. B., Silva, J. A. G., Medeiros, S. L. P., Dalmago, G. A.,
Sartori, C. O., & Schiavo, J. (2011). Arranjo de plantas na expressão dos componentes da
produtividade de grãos de canola. Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 46, 1448-1453.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2011001100005.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2011...
, Luz et
al. (2013)Luz, G. L., Brunetto, S. P., Meneghini, A. L., Petri, G., Carpenedo, M. C.,
& Nesello, R. (2013). Produtividade de cinco híbridos de canola em Xanxerê, SC. Unoesc
& Ciência, 4, 7-12. Recuperado de
http://editora.unoesc.edu.br/index.php/acet/article/view/2663/pdf e Sanches et al. (2014)Sanches, A. C., Gomes, E. P., Ramos, W. B., Mauad, M., Santos, S., &
Biscaro, G. A. (2014). Produtividade da canola sob irrigação e doses de adubação nitrogenada.
Revista Brasileira de Engenharia Agrícola e Ambiental, 18, 688-693.
http://dx.doi.org/10.1590/S1415-43662014000700003.
http://dx.doi.org/10.1590/S1415-43662014...
. Além desses
dois caracteres, a massa seca e/ou massa verde de parte aérea de canola tem sido dimensionada em
pesquisas de Bandeira et al. (2013)Bandeira, T. P., Chavarria, G., & Tomm, G. O. (2013). Desempenho agronômico
de canola em diferentes espaçamentos entre linhas e densidades de plantas. Pesquisa
Agropecuaria Brasileira, 48, 1332-1341.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2013001000004.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2013...
, Castro & Boaretto (2004)Castro, A. M. C., & Boaretto, A. E. (2004). Teores e acúmulo de nutrientes
em função da população de plantas de canola. Scientia Agraria, 5, 95-101. Recuperado de
http://ojs.c3sl.ufpr.br/ojs/index.php/agraria/article/view/1103/920, Kaefer et al. (2014)Kaefer, J. E., Guimarães, V. F., Richart, A., Tomm, G. O., & Müller, A. L.
(2014). Produtividade de grãos e componentes de produção da canola de acordo com fontes e doses
de nitrogênio. Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 49, 273-280.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2014000400005.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2014...
, Pavinato et al.
(1994)Pavinato, A., Aita, C., Ceretta, C. A., & Bevilaqua, G. P. (1994). Resíduos
culturais de espécies de inverno e o rendimento de grãos de milho no sistema de cultivo mínimo.
Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 29, 1427-1432. Recuperado de
https://seer.sct.embrapa.br/index.php/pab/article/viewFile/4192/1483 e Sanches et al. (2014)Sanches, A. C., Gomes, E. P., Ramos, W. B., Mauad, M., Santos, S., &
Biscaro, G. A. (2014). Produtividade da canola sob irrigação e doses de adubação nitrogenada.
Revista Brasileira de Engenharia Agrícola e Ambiental, 18, 688-693.
http://dx.doi.org/10.1590/S1415-43662014000700003.
http://dx.doi.org/10.1590/S1415-43662014...
. Nessas
pesquisas, as avaliações desses caracteres foram realizadas em parcelas experimentais com
distintas dimensões, e os experimentos foram em delineamento blocos ao acaso com quatro
repetições. De maneira geral, nesses estudos têm sido apontadas características promissoras da
cultura de canola.
Na avaliação da massa verde de parte aérea de canola/colza (Brassica napus
L.), Pavinato et al. (1994)Pavinato, A., Aita, C., Ceretta, C. A., & Bevilaqua, G. P. (1994). Resíduos
culturais de espécies de inverno e o rendimento de grãos de milho no sistema de cultivo mínimo.
Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 29, 1427-1432. Recuperado de
https://seer.sct.embrapa.br/index.php/pab/article/viewFile/4192/1483 coletaram amostras de
1m2 de cada parcela e retiraram uma subamostra para determinar a massa seca. Para
determinar os efeitos da população de plantas nos teores de nutrientes de canola, Castro & Boaretto (2004)Castro, A. M. C., & Boaretto, A. E. (2004). Teores e acúmulo de nutrientes
em função da população de plantas de canola. Scientia Agraria, 5, 95-101. Recuperado de
http://ojs.c3sl.ufpr.br/ojs/index.php/agraria/article/view/1103/920 utilizaram parcelas de
12m2 (3m×4m) com área útil de 6m2, 12,96m2 (3,24m×4m) com área
útil de 6,48m2 e 14,4m2 (3,6m×4m) com área útil de 6,48m2. Já
no estudo de arranjo de plantas dos híbridos de canola Hyola 432 e Hyola 61, realizado por Krüger et al. (2011)Krüger, C. A. M. B., Silva, J. A. G., Medeiros, S. L. P., Dalmago, G. A.,
Sartori, C. O., & Schiavo, J. (2011). Arranjo de plantas na expressão dos componentes da
produtividade de grãos de canola. Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 46, 1448-1453.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2011001100005.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2011...
, foram utilizadas parcelas de
5,0m2 (1m×5m), 10,0m2 (2m×5m) e 15,0m2 (3m×5m).
Parcelas de 6,8m2 (1,36m×5m), 10,2m2 (2,04m×5m) e 13,6m2
(2,72m×5m) foram utilizadas por Bandeira et al. (2013)Bandeira, T. P., Chavarria, G., & Tomm, G. O. (2013). Desempenho agronômico
de canola em diferentes espaçamentos entre linhas e densidades de plantas. Pesquisa
Agropecuaria Brasileira, 48, 1332-1341.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2013001000004.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2013...
,
com a finalidade de avaliar o desempenho agronômico de canola em espaçamentos entrelinhas e
densidades de plantas. Para a mensuração da produtividade de grãos dos híbridos de canola: Hyola
61, Hyola 433, Hyola 43, Hyola 60 e Hyola 432, parcelas de 11,25m2 (2,25m×5m) e área
útil de 5,4m2 (1,35m×4m) foram utilizadas por Luz et
al. (2013)Luz, G. L., Brunetto, S. P., Meneghini, A. L., Petri, G., Carpenedo, M. C.,
& Nesello, R. (2013). Produtividade de cinco híbridos de canola em Xanxerê, SC. Unoesc
& Ciência, 4, 7-12. Recuperado de
http://editora.unoesc.edu.br/index.php/acet/article/view/2663/pdf. Parcelas de 15,3m2 (2,55m×6m), com área útil de 5,0m2,
foram usadas para avaliar a resposta de canola (híbrido Hyola 61) a fontes e doses de nitrogênio
(Kaefer et al., 2014Kaefer, J. E., Guimarães, V. F., Richart, A., Tomm, G. O., & Müller, A. L.
(2014). Produtividade de grãos e componentes de produção da canola de acordo com fontes e doses
de nitrogênio. Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 49, 273-280.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2014000400005.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2014...
). Visando dimensionar a massa seca
da parte aérea de canola (híbrido Hyola 61) sob irrigação e doses de adubação nitrogenada, Sanches et al. (2014)Sanches, A. C., Gomes, E. P., Ramos, W. B., Mauad, M., Santos, S., &
Biscaro, G. A. (2014). Produtividade da canola sob irrigação e doses de adubação nitrogenada.
Revista Brasileira de Engenharia Agrícola e Ambiental, 18, 688-693.
http://dx.doi.org/10.1590/S1415-43662014000700003.
http://dx.doi.org/10.1590/S1415-43662014...
utilizaram parcelas de 5,4m2
(1,8m×3m), sendo as avaliações realizadas em área útil de 1,8m2 (0,9m×2m).
Em culturas agrícolas com potencial para cobertura de solo, é importante quantificar, com
precisão, a quantidade de massa verde de parte aérea. Para isso, planejamentos experimentais,
com adequado dimensionamento de tamanho ótimo de parcela e número de repetições, são
fundamentais para obtenção de resultados fidedignos. A partir de dados obtidos em ensaios de
uniformidade (experimentos sem tratamentos, em que a cultura agrícola e todos os procedimentos
realizados durante o experimento são homogêneos em toda a área experimental), é possível
determinar o tamanho ótimo de parcela e o número de repetições. Dimensionamentos do tamanho
ótimo de parcela, com base no método da curvatura máxima do modelo do coeficiente de variação
(Paranaíba et al., 2009Paranaíba, P. F., Ferreira, D. F., & Morais, A. R. (2009). Tamanho ótimo de
parcelas experimentais: proposição de métodos de estimação. Revista Brasileira de Biometria,
27, 255-268. Recuperado de
http://jaguar.fcav.unesp.br/RME/fasciculos/v27/v27_n2/Patricia.pdf), e do número de repetições em
combinações de tratamentos e níveis de precisão, têm sido realizados para a mensuração da massa
verde de aveia preta (Avena strigosa Schreb) (Cargnelutti et al., 2014aCargnelutti, A., Fo., Alves, B. M., Toebe, M., Burin, C., Santos, G. O., Facco,
G., Neu, I. M. M., & Stefanello, R. B. (2014a). Tamanho de parcela e número de repetições
em aveia preta. Ciência Rural, 44, 1732-1739.
http://dx.doi.org/10.1590/0103-8478cr20131466.
http://dx.doi.org/10.1590/0103-8478cr201...
) e para massa verde de vagens, massa verde de parte aérea sem
vagens e massa verde de parte aérea de feijão-de-porco (Canavalia ensiformis)
(Cargnelutti et al., 2014bCargnelutti, A., Fo., Toebe, M., Burin, C., Alves, B. M., Neu, I. M. M.,
Casarotto, G., & Facco, G. (2014b). Tamanho de parcela e número de repetições em feijão de
porco. Ciência Rural, 44, 2142-2150. Recuperado de
http://coral.ufsm.br/ccrrevista/artigos/cr-2014-0317.pdf). No entanto, em outras
plantas com potencial de cobertura de solo, como a canola, investigações sobre o tamanho ótimo
de parcela e o número de repetições, para avaliar a massa verde de parte aérea, não foram
encontradas na literatura. Assim, os objetivos deste trabalho foram determinar o tamanho ótimo
de parcela e o número de repetições, para avaliar a massa verde de canola (Brassica
napus L.).
2 MATERIAL E MÉTODO
Foram conduzidos 27 ensaios de uniformidade com a cultura de canola (Brassica napus L.), em área experimental localizada a 29°42’S, 53°49’W e a 95m de altitude. Desses 27 ensaios de uniformidade, 9 foram com o híbrido Hyola 61, 9 com o híbrido Hyola 76 e os outros 9 com o híbrido Hyola 433. Conforme classificação de Köppen, o clima da região é do tipo Cfa, subtropical úmido, com verões quentes e sem estação seca definida (Heldwein et al., 2009Heldwein, A. B., Buriol, G. A., & Streck, N. A. (2009). O clima de Santa Maria. Ciência & Ambiente, 38, 43-58.). O solo é classificado como Argissolo Vermelho distrófico arênico (Santos et al., 2006Santos, H. G., Jacomine, P. K. T., Anjos, L. H. C., Oliveira, V. A., Oliveira, J. B., Coelho, M. R., Lumbreras, J. F., & Cunha, T. J. F. (2006). Sistema brasileiro de classificação de solos. (2. ed.) Rio de Janeiro: Embrapa Solos. 306 p.).
Nos 27 ensaios de uniformidade, a semeadura foi realizada em linhas, com espaçamento de 0,50m entrelinhas, no dia 13/6/2013, com emergência das plantas em 20/6/2013. A adubação de base foi de 8kg ha–1 de N, 80kg ha–1 de P2O5 e 80kg ha–1 de K2O. Cada ensaio de uniformidade de tamanho 5m×5m (25m2) foi dividido em 25 unidades experimentais básicas (UEB) de 1m×1m (1m2), formando uma matriz de cinco linhas e cinco colunas. Aos 127 dias após a semeadura, em cada UEB, foram cortadas as plantas, junto à superfície do solo, e pesada a massa verde em gramas m–2, e contado o número de plantas. Por meio dessa contagem, a densidade obtida foi de 320.267, 351.067 e 410.800 plantas ha–1, respectivamente, para os híbridos Hyola 61, Hyola 76 e Hyola 433.
Para cada ensaio de uniformidade, com os dados de massa verde das 25UEB, foram determinados o coeficiente de autocorrelação espacial de primeira ordem (ρ), a variância (s2), a média (m) e o coeficiente de variação do ensaio (CV), em percentagem. A estimativa de ρ foi obtida no sentido das linhas, de acordo com Paranaíba et al. (2009)Paranaíba, P. F., Ferreira, D. F., & Morais, A. R. (2009). Tamanho ótimo de parcelas experimentais: proposição de métodos de estimação. Revista Brasileira de Biometria, 27, 255-268. Recuperado de http://jaguar.fcav.unesp.br/RME/fasciculos/v27/v27_n2/Patricia.pdf. Para isso, iniciou-se o caminhamento a partir da UEB localizada na linha 1, coluna 1, até a linha 1, coluna 5, retornando a partir da linha 2, coluna 5, até a linha 2, coluna 1, e assim sucessivamente, até completar o caminhamento na UEB localizada na linha 5, coluna 5. Em cada um dos 27 ensaios, foi determinado o tamanho ótimo de parcela (Xo) pelo método da curvatura máxima do modelo do coeficiente de variação, pela expressão (Paranaíba et al., 2009)Paranaíba, P. F., Ferreira, D. F., & Morais, A. R. (2009). Tamanho ótimo de parcelas experimentais: proposição de métodos de estimação. Revista Brasileira de Biometria, 27, 255-268. Recuperado de http://jaguar.fcav.unesp.br/RME/fasciculos/v27/v27_n2/Patricia.pdf
A seguir, foi determinado o coeficiente de variação no tamanho ótimo de parcela (CVXo), em percentagem, pela expressão (Paranaíba et al., 2009Paranaíba, P. F., Ferreira, D. F., & Morais, A. R. (2009). Tamanho ótimo de parcelas experimentais: proposição de métodos de estimação. Revista Brasileira de Biometria, 27, 255-268. Recuperado de http://jaguar.fcav.unesp.br/RME/fasciculos/v27/v27_n2/Patricia.pdf)
Dessa forma, para cada um dos híbridos, foram obtidas nove estimativas das estatísticas ρ, s2, m, CV, Xo e CVXo.
A partir das nove estimativas de cada estatística (ρ, s2, m, CV, Xo e CVXo), de cada híbrido, foram calculadas a média, o desvio-padrão, o coeficiente de variação e o valor-p do teste de normalidade de Kolmogorov-Smirnov. A comparação das médias das estatísticas ρ, s2, m, CV, Xo e CVXo entre os híbridos (n=9 ensaios de uniformidade por híbrido) foi realizada por meio do teste de Scott-Knott, a 5% de probabilidade.
A diferença mínima significativa (d) do teste de Tukey, expressa em percentagem da média do experimento, é estimada por
em que é o valor crítico do teste de Tukey em nível α de probabilidade de erro (α=0,05, nesse estudo), i é o número de tratamentos, GLE é o número de graus de liberdade do erro, ou seja, i(r-1) para o delineamento inteiramente casualizado e (i-1)(r-1) para o delineamento blocos ao acaso, QME é o quadrado médio do erro, r é o número de repetições e m é a média do experimento.
Substituindo a expressão do coeficiente de variação experimental
em percentagem, na expressão para o cálculo de d e isolando r tem-se
Nesse estudo, o CV é expresso em percentagem e corresponde ao CVXo, pois esse é o
CV esperado para o experimento com o tamanho ótimo de parcela (Xo) determinado. A seguir, a
partir da maior média de CVXo, entre os três híbridos, determinou-se o número de
repetições (r), por processo iterativo até a convergência, para experimentos nos delineamentos
inteiramente casualizados e blocos ao acaso, em cenários formados por combinações de i (i=3, 4,
..., 50) e d (d=10%, 13%, ..., 40%). Menores valores de d indicam maior precisão experimental,
ou seja, menores diferenças entre médias de tratamentos serão consideradas significativas e
vice-versa. As análises estatísticas foram realizadas com auxílio dos aplicativos Microsoft
Office Excel® e Genes (Cruz, 2013Cruz, C. D. (2013). GENES: a software package for analysis in experimental
statistics and quantitative genetics. Acta Scientiarum Agronomy, 35, 271-276.
http://dx.doi.org/10.4025/actasciagron.v35i3.21251.
http://dx.doi.org/10.4025/actasciagron.v...
).
3 RESULTADOS E DISCUSSÃO
Os coeficientes de variação das estatísticas coeficiente de autocorrelação espacial de
primeira ordem (ρ), variância (s2), média (m), coeficiente de variação do ensaio
(CV), tamanho ótimo de parcela (Xo) e coeficiente de variação no tamanho ótimo de parcela
(CVXo), obtidas a partir da massa verde de canola (Brassica napus
L.), oscilaram entre 19,10% e 109,38% para o híbrido Hyola 61, entre 9,42% e 100,06% para o
híbrido Hyola 76 e entre 16,01% e 68,44% para o híbrido Hyola 433 (Tabela 1). Esse cenário de ampla variabilidade das estatísticas ρ,
s2, m, CV, Xo e CVXo, entre ensaios de uniformidade, também foi
constatado nas culturas de aveia-preta (Cargnelutti et al.,
2014aCargnelutti, A., Fo., Alves, B. M., Toebe, M., Burin, C., Santos, G. O., Facco,
G., Neu, I. M. M., & Stefanello, R. B. (2014a). Tamanho de parcela e número de repetições
em aveia preta. Ciência Rural, 44, 1732-1739.
http://dx.doi.org/10.1590/0103-8478cr20131466.
http://dx.doi.org/10.1590/0103-8478cr201...
) e feijão-de-porco (Cargnelutti et al.,
2014bCargnelutti, A., Fo., Toebe, M., Burin, C., Alves, B. M., Neu, I. M. M.,
Casarotto, G., & Facco, G. (2014b). Tamanho de parcela e número de repetições em feijão de
porco. Ciência Rural, 44, 2142-2150. Recuperado de
http://coral.ufsm.br/ccrrevista/artigos/cr-2014-0317.pdf). Devido à ampla variação, pode-se inferir que esse conjunto de ensaios de
uniformidade (nove ensaios de uniformidade para cada híbrido) é adequado para o estudo do
dimensionamento de tamanho ótimo de parcela e número de repetições, por contemplar cenários
extremos de variabilidade.
Coeficiente de autocorrelação espacial de primeira ordem (ρ), variância (s2), média (m), coeficiente de variação do ensaio (CV, em %), tamanho ótimo de parcela (Xo, em m2) e coeficiente de variação no tamanho ótimo de parcela (CVXo, em %), para a massa verde de canola (Brassica napus L.), em gramas por unidade experimental básica de 1m×1m (1m2), em 27 ensaios de uniformidade avaliados em três híbridos (9 ensaios por híbrido)
De acordo com o teste de Kolmogorov-Smirnov, as estatísticas ρ, s2, m, CV, Xo e CVXo apresentaram boa aderência à distribuição normal (p≥0,821 no híbrido Hyola 61, p≥0,407 no híbrido Hyola 76 e p≥0,446 no híbrido Hyola 433) (Tabela 1), o que indica que a média é a medida de tendência central adequada para representar os nove ensaios de uniformidade, de cada híbrido. Assim, com base no teste de Scott-Knott, observou-se que o coeficiente de autocorrelação espacial de primeira ordem (ρ) não diferiu entre os híbridos. Porém, foram constatadas diferenças entre os híbridos quanto à variância (s2) e a média (m). No método da curvatura máxima do modelo do coeficiente de variação (Paranaíba et al., 2009Paranaíba, P. F., Ferreira, D. F., & Morais, A. R. (2009). Tamanho ótimo de parcelas experimentais: proposição de métodos de estimação. Revista Brasileira de Biometria, 27, 255-268. Recuperado de http://jaguar.fcav.unesp.br/RME/fasciculos/v27/v27_n2/Patricia.pdf), o tamanho ótimo de parcela (Xo) e o coeficiente de variação no tamanho ótimo de parcela (CVXo) são calculados com base em ρ, s2 e m, o que explica as diferenças de Xo e CVXo entre os híbridos (Tabela 1).
A média de massa verde de canola entre os híbridos decresceu na seguinte ordem: Hyola 76 (1.390,44 gramas m–2), Hyola 433 (1.017,35 gramas m–2) e Hyola 61 (570,25 gramas m–2) (Tabela 1). Essas produções de massa verde de canola, desses três híbridos, foram inferiores as 14,20 t ha–1, obtidas no estudo de Pavinato et al. (1994)Pavinato, A., Aita, C., Ceretta, C. A., & Bevilaqua, G. P. (1994). Resíduos culturais de espécies de inverno e o rendimento de grãos de milho no sistema de cultivo mínimo. Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 29, 1427-1432. Recuperado de https://seer.sct.embrapa.br/index.php/pab/article/viewFile/4192/1483. Diferenças de cultivar, clima, solo, manejo, época de semeadura e época de avaliação podem, provavelmente, explicar os resultados distintos entre essas pesquisas.
A média do coeficiente de variação do ensaio (CV=38,06%), do tamanho ótimo de parcela
(Xo=6,41m2) e do coeficiente de variação no tamanho ótimo de parcela
(CVXo=14,33%) dos nove ensaios de uniformidade com o híbrido Hyola 61 foi maior que
as médias dos ensaios com os híbridos Hyola 76 (CV=27,48%, Xo=5,22m2,
CVXo=11,66%) e Hyola 433 (CV=31,80%, Xo=5,60m2, CVXo=12,53%)
(Tabela 1). Assim, pode-se inferir que o tamanho ótimo
de parcela para avaliar a massa verde de canola foi de 6,41 unidades experimentais básicas de
1m2 (6,41m2), e o coeficiente de variação no tamanho ótimo de parcela foi
14,33%. Não foram encontrados estudos de tamanho ótimo de parcela para avaliar a massa verde de
canola para serem comparados com os obtidos neste estudo. Porém, em outras plantas de cobertura
de solo, como aveia-preta, para a avaliação da massa verde, Cargnelutti et al. (2014a)Cargnelutti, A., Fo., Alves, B. M., Toebe, M., Burin, C., Santos, G. O., Facco,
G., Neu, I. M. M., & Stefanello, R. B. (2014a). Tamanho de parcela e número de repetições
em aveia preta. Ciência Rural, 44, 1732-1739.
http://dx.doi.org/10.1590/0103-8478cr20131466.
http://dx.doi.org/10.1590/0103-8478cr201...
definiram Xo de 4,14m2 e CVXo de
9,25%, e para a mensuração de massa verde de parte aérea de feijão-de-porco, Cargnelutti et al. (2014b)Cargnelutti, A., Fo., Toebe, M., Burin, C., Alves, B. M., Neu, I. M. M.,
Casarotto, G., & Facco, G. (2014b). Tamanho de parcela e número de repetições em feijão de
porco. Ciência Rural, 44, 2142-2150. Recuperado de
http://coral.ufsm.br/ccrrevista/artigos/cr-2014-0317.pdf estabeleceram Xo de
5,85m2 e CVXo de 13,09%. Nesse contexto, pode-se verificar que, para a
avaliação de massa verde de parte aérea dessas culturas, as estimativas de Xo e CVXo
foram próximas. Então, quando estas culturas são avaliadas no mesmo experimento, sugere-se
dimensionar o tamanho de parcela com base na maior estimativa, a fim de garantir a precisão
desejada para todas as culturas.
Os tamanhos de parcela utilizados por Bandeira et al.
(2013)Bandeira, T. P., Chavarria, G., & Tomm, G. O. (2013). Desempenho agronômico
de canola em diferentes espaçamentos entre linhas e densidades de plantas. Pesquisa
Agropecuaria Brasileira, 48, 1332-1341.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2013001000004.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2013...
, Castro & Boaretto (2004)Castro, A. M. C., & Boaretto, A. E. (2004). Teores e acúmulo de nutrientes
em função da população de plantas de canola. Scientia Agraria, 5, 95-101. Recuperado de
http://ojs.c3sl.ufpr.br/ojs/index.php/agraria/article/view/1103/920, Kaefer et al. (2014)Kaefer, J. E., Guimarães, V. F., Richart, A., Tomm, G. O., & Müller, A. L.
(2014). Produtividade de grãos e componentes de produção da canola de acordo com fontes e doses
de nitrogênio. Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 49, 273-280.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2014000400005.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2014...
, Krüger
et al. (2011)Krüger, C. A. M. B., Silva, J. A. G., Medeiros, S. L. P., Dalmago, G. A.,
Sartori, C. O., & Schiavo, J. (2011). Arranjo de plantas na expressão dos componentes da
produtividade de grãos de canola. Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 46, 1448-1453.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2011001100005.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2011...
, Luz et al. (2013)Luz, G. L., Brunetto, S. P., Meneghini, A. L., Petri, G., Carpenedo, M. C.,
& Nesello, R. (2013). Produtividade de cinco híbridos de canola em Xanxerê, SC. Unoesc
& Ciência, 4, 7-12. Recuperado de
http://editora.unoesc.edu.br/index.php/acet/article/view/2663/pdf, foram
superiores aos obtidos no presente estudo, sugerindo confiabilidade nas informações publicadas.
Por outro lado, Pavinato et al. (1994)Pavinato, A., Aita, C., Ceretta, C. A., & Bevilaqua, G. P. (1994). Resíduos
culturais de espécies de inverno e o rendimento de grãos de milho no sistema de cultivo mínimo.
Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 29, 1427-1432. Recuperado de
https://seer.sct.embrapa.br/index.php/pab/article/viewFile/4192/1483 e Sanches et al. (2014)Sanches, A. C., Gomes, E. P., Ramos, W. B., Mauad, M., Santos, S., &
Biscaro, G. A. (2014). Produtividade da canola sob irrigação e doses de adubação nitrogenada.
Revista Brasileira de Engenharia Agrícola e Ambiental, 18, 688-693.
http://dx.doi.org/10.1590/S1415-43662014000700003.
http://dx.doi.org/10.1590/S1415-43662014...
utilizaram parcelas menores. A
comparação entre o tamanho ótimo de parcela, obtido neste estudo, com os tamanhos de parcela
utilizados nessas pesquisas, deve ser vista com cautela, pois há diferenças quanto à área da
parcela efetivamente utilizada nas avaliações, ao híbrido, à densidade de plantas, ao manejo e à
presença de outras espécies, juntamente com a canola.
O número de repetições, para experimentos no delineamento inteiramente casualizado (DIC), em cenários formados por combinações de i tratamentos (i=3, 4, ..., 50) e d diferenças mínimas entre médias de tratamentos a serem detectadas como significativas a 5% de probabilidade, pelo teste de Tukey, expressas em percentagem da média do experimento (d=10%, 12%, ..., 40%), para avaliar a massa verde de canola, oscilou entre 2,62 (3 tratamentos e d=40%) e 65,60 (50 tratamentos e d=10%) (Tabela 2). Já para experimentos no delineamento blocos ao acaso (DBA), o número de repetições variou entre 2,17 (3 tratamentos e d=40%) e 65,60 (50 tratamentos e d=10%) (Tabela 3). Portanto, em experimentos com 50 tratamentos, mesmo com coeficiente de variação de 14,33%, classificado como médio conforme Pimentel Gomes (2009)Pimentel Gomes, F. (2009). Curso de estatística experimental. (15. ed.). Piracicaba: FEALQ. 451 p., independentemente do delineamento experimental, obter precisão de 10% (maior precisão) é impraticável, pelo elevado número de repetições necessário (66 repetições). O usuário das informações deste estudo pode, a partir do tamanho ótimo de parcela (Xo=6,41m2), estabelecer a relação entre i, d e número de repetições, possível de ser realizada. Embora, na prática, valores inteiros de número de repetições devam ser utilizados, os números de repetições foram expressos com duas casas decimais (Tabelas 2 e 3) para evidenciar as diferenças entre as combinações de i e d.
Número de repetições, para experimentos no delineamento inteiramente casualizado, em cenários formados pelas combinações de i tratamentos (i=3, 4, ..., 50) e d diferenças mínimas entre médias de tratamentos a serem detectadas como significativas a 5% de probabilidade, pelo teste de Tukey, expressas em percentagem da média do experimento (d=10%, 13%, ..., 40%), para avaliar a massa verde de canola (Brassica napus L.) a partir de tamanho ótimo de parcela (Xo=6,41m2) e coeficiente de variação no tamanho ótimo de parcela (CVXo=14,33%)
Número de repetições, para experimentos no delineamento blocos ao acaso, em cenários formados pelas combinações de i tratamentos (i=3, 4, ..., 50) e d diferenças mínimas entre médias de tratamentos a serem detectadas como significativas a 5% de probabilidade, pelo teste de Tukey, expressas em percentagem da média do experimento (d=10%, 13%, ..., 40%), para avaliar a massa verde de canola (Brassica napus L.) a partir de tamanho ótimo de parcela (Xo=6,41m2) e coeficiente de variação no tamanho ótimo de parcela (CVXo=14,33%)
Independentemente do delineamento experimental (DIC ou DBA), para valores fixos de Xo, CVXo e d, há aumento do número de repetições (r) com o acréscimo do número de tratamentos (Tabelas 2 e 3). Como esperado, para valores fixos de Xo, CVXo, i e d, são necessárias mais repetições no DBA em relação ao DIC, o que comprova a maior eficiência do DIC em relação ao DBA, quando as unidades experimentais (parcelas) são homogêneas (Storck et al., 2011Storck, L., Garcia, D. C., Lopes, S. J., & Estefanel, V. (2011). Experimentação vegetal. (3. ed.). Santa Maria: UFSM. 200 p.). Por exemplo, para i=3 e d=10%, precisariam 24,08 repetições no DBA e 23,58 no DIC (Tabelas 2 e 3). Para o mesmo d, a diferença entre o número de repetições entre os delineamentos DIC e DBA diminui com o acréscimo do número de tratamentos. Assim, quando o número de tratamentos é alto (i=50), o número de repetições para o DBA e para o DIC é próximo. Assim, por exemplo, para avaliar i=50 com d=40%, precisariam 4,26 repetições nos dois delineamentos (DIC e DBA).
Como na prática não é possível realizar 4,26 repetições em experimentos, deve ser escolhido
número inteiro de repetições. Assim, por exemplo, fixando-se r igual a quatro repetições,
conforme utilizado nos experimentos de Bandeira et al.
(2013)Bandeira, T. P., Chavarria, G., & Tomm, G. O. (2013). Desempenho agronômico
de canola em diferentes espaçamentos entre linhas e densidades de plantas. Pesquisa
Agropecuaria Brasileira, 48, 1332-1341.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2013001000004.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2013...
, Castro & Boaretto (2004)Castro, A. M. C., & Boaretto, A. E. (2004). Teores e acúmulo de nutrientes
em função da população de plantas de canola. Scientia Agraria, 5, 95-101. Recuperado de
http://ojs.c3sl.ufpr.br/ojs/index.php/agraria/article/view/1103/920, Kaefer et al. (2014)Kaefer, J. E., Guimarães, V. F., Richart, A., Tomm, G. O., & Müller, A. L.
(2014). Produtividade de grãos e componentes de produção da canola de acordo com fontes e doses
de nitrogênio. Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 49, 273-280.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2014000400005.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2014...
, Krüger
et al. (2011)Krüger, C. A. M. B., Silva, J. A. G., Medeiros, S. L. P., Dalmago, G. A.,
Sartori, C. O., & Schiavo, J. (2011). Arranjo de plantas na expressão dos componentes da
produtividade de grãos de canola. Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 46, 1448-1453.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2011001100005.
http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2011...
, Luz et al. (2013)Luz, G. L., Brunetto, S. P., Meneghini, A. L., Petri, G., Carpenedo, M. C.,
& Nesello, R. (2013). Produtividade de cinco híbridos de canola em Xanxerê, SC. Unoesc
& Ciência, 4, 7-12. Recuperado de
http://editora.unoesc.edu.br/index.php/acet/article/view/2663/pdf, Pavinato et al. (1994)Pavinato, A., Aita, C., Ceretta, C. A., & Bevilaqua, G. P. (1994). Resíduos
culturais de espécies de inverno e o rendimento de grãos de milho no sistema de cultivo mínimo.
Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 29, 1427-1432. Recuperado de
https://seer.sct.embrapa.br/index.php/pab/article/viewFile/4192/1483 e Sanches et al. (2014)Sanches, A. C., Gomes, E. P., Ramos, W. B., Mauad, M., Santos, S., &
Biscaro, G. A. (2014). Produtividade da canola sob irrigação e doses de adubação nitrogenada.
Revista Brasileira de Engenharia Agrícola e Ambiental, 18, 688-693.
http://dx.doi.org/10.1590/S1415-43662014000700003.
http://dx.doi.org/10.1590/S1415-43662014...
, a diferença mínima significativa (d) do teste de Tukey, expressa
em percentagem da média do experimento, pode ser estimada pela expressão
Assim, com 50 tratamentos, para o delineamento inteiramente casualizado, ter-se-ia
e para o delineamento blocos ao acaso
Então, pode-se inferir que, para avaliar a massa verde de canola nos delineamentos inteiramente casualizados e blocos ao acaso com até 50 tratamentos, quatro repetições são suficientes para identificar, como significativas a 5% de probabilidade, pelo teste de Tukey, diferenças entre médias de tratamentos de 41,4% da média do experimento.
Estudos similares a esse para outros caracteres importantes de canola, como a produtividade de grãos e o teor de óleo, são sugeridos, pois não necessariamente o tamanho de parcela e o número de repetições determinados para massa verde garantem a precisão experimental desejada para os demais caracteres. Porém, para percentual fixo de massa seca em relação à massa verde, em todas as unidades experimentais básicas, como exemplo 10% da massa verde é massa seca, o tamanho de parcela e o número de repetições determinados para massa verde serão os mesmos para massa seca.
4 CONCLUSÃO
O tamanho ótimo de parcela para avaliar a massa verde de canola é de 6,41m2. Quatro repetições, para avaliar até 50 tratamentos, nos delineamento inteiramente casualizado e blocos ao acaso, são suficientes para identificar, como significativas a 5% de probabilidade, pelo teste de Tukey, diferenças entre médias de tratamentos de 41,4% da média do experimento.
AGRADECIMENTOS
Ao Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq) e à Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (CAPES), pelas bolsas concedidas. Aos alunos bolsistas e voluntários, pelo auxílio na coleta de dados. Ao pesquisador da Embrapa, Gilberto Omar Tomm, pela cedência das sementes de canola (Brassica napus L.).
REFERÊNCIAS
- Bandeira, T. P., Chavarria, G., & Tomm, G. O. (2013). Desempenho agronômico de canola em diferentes espaçamentos entre linhas e densidades de plantas. Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 48, 1332-1341. http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2013001000004.
» http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2013001000004 - Cargnelutti, A., Fo., Alves, B. M., Toebe, M., Burin, C., Santos, G. O., Facco, G., Neu, I. M. M., & Stefanello, R. B. (2014a). Tamanho de parcela e número de repetições em aveia preta. Ciência Rural, 44, 1732-1739. http://dx.doi.org/10.1590/0103-8478cr20131466.
» http://dx.doi.org/10.1590/0103-8478cr20131466 - Cargnelutti, A., Fo., Toebe, M., Burin, C., Alves, B. M., Neu, I. M. M., Casarotto, G., & Facco, G. (2014b). Tamanho de parcela e número de repetições em feijão de porco. Ciência Rural, 44, 2142-2150. Recuperado de http://coral.ufsm.br/ccrrevista/artigos/cr-2014-0317.pdf
- Castro, A. M. C., & Boaretto, A. E. (2004). Teores e acúmulo de nutrientes em função da população de plantas de canola. Scientia Agraria, 5, 95-101. Recuperado de http://ojs.c3sl.ufpr.br/ojs/index.php/agraria/article/view/1103/920
- Cruz, C. D. (2013). GENES: a software package for analysis in experimental statistics and quantitative genetics. Acta Scientiarum Agronomy, 35, 271-276. http://dx.doi.org/10.4025/actasciagron.v35i3.21251.
» http://dx.doi.org/10.4025/actasciagron.v35i3.21251 - Heldwein, A. B., Buriol, G. A., & Streck, N. A. (2009). O clima de Santa Maria. Ciência & Ambiente, 38, 43-58.
- Kaefer, J. E., Guimarães, V. F., Richart, A., Tomm, G. O., & Müller, A. L. (2014). Produtividade de grãos e componentes de produção da canola de acordo com fontes e doses de nitrogênio. Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 49, 273-280. http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2014000400005.
» http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2014000400005 - Krüger, C. A. M. B., Silva, J. A. G., Medeiros, S. L. P., Dalmago, G. A., Sartori, C. O., & Schiavo, J. (2011). Arranjo de plantas na expressão dos componentes da produtividade de grãos de canola. Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 46, 1448-1453. http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2011001100005.
» http://dx.doi.org/10.1590/S0100-204X2011001100005 - Luz, G. L., Brunetto, S. P., Meneghini, A. L., Petri, G., Carpenedo, M. C., & Nesello, R. (2013). Produtividade de cinco híbridos de canola em Xanxerê, SC. Unoesc & Ciência, 4, 7-12. Recuperado de http://editora.unoesc.edu.br/index.php/acet/article/view/2663/pdf
- Mori, C., Tomm, G. O., & Ferreira, P. E. P. (2014). Aspectos econômicos e conjunturais da cultura da canola no mundo e no Brasil (Embrapa Trigo. Documentos, 149). Passo Fundo: Embrapa Trigo. 36 p. Recuperado de http://www.cnpt.embrapa.br/biblio/do/p_do149.htm
- Paranaíba, P. F., Ferreira, D. F., & Morais, A. R. (2009). Tamanho ótimo de parcelas experimentais: proposição de métodos de estimação. Revista Brasileira de Biometria, 27, 255-268. Recuperado de http://jaguar.fcav.unesp.br/RME/fasciculos/v27/v27_n2/Patricia.pdf
- Pavinato, A., Aita, C., Ceretta, C. A., & Bevilaqua, G. P. (1994). Resíduos culturais de espécies de inverno e o rendimento de grãos de milho no sistema de cultivo mínimo. Pesquisa Agropecuaria Brasileira, 29, 1427-1432. Recuperado de https://seer.sct.embrapa.br/index.php/pab/article/viewFile/4192/1483
- Pimentel Gomes, F. (2009). Curso de estatística experimental. (15. ed.). Piracicaba: FEALQ. 451 p.
- Sanches, A. C., Gomes, E. P., Ramos, W. B., Mauad, M., Santos, S., & Biscaro, G. A. (2014). Produtividade da canola sob irrigação e doses de adubação nitrogenada. Revista Brasileira de Engenharia Agrícola e Ambiental, 18, 688-693. http://dx.doi.org/10.1590/S1415-43662014000700003.
» http://dx.doi.org/10.1590/S1415-43662014000700003 - Santos, H. G., Jacomine, P. K. T., Anjos, L. H. C., Oliveira, V. A., Oliveira, J. B., Coelho, M. R., Lumbreras, J. F., & Cunha, T. J. F. (2006). Sistema brasileiro de classificação de solos. (2. ed.) Rio de Janeiro: Embrapa Solos. 306 p.
- Storck, L., Garcia, D. C., Lopes, S. J., & Estefanel, V. (2011). Experimentação vegetal. (3. ed.). Santa Maria: UFSM. 200 p.
- Tomm, G. O., Wiethölter, S., Dalmago, G. A., & Santos, H. P. (2009). Tecnologia para produção de canola no Rio Grande do Sul (Embrapa Trigo. Documentos, 92). Passo Fundo: Embrapa Trigo. 41 p. Recuperado de http://www.cnpt.embrapa.br/biblio/do/p_do113.htm
Datas de Publicação
-
Publicação nesta coleção
29 Abr 2015 -
Data do Fascículo
Apr-Jun 2015