表6-10A×B各组合平均数间多重比较所用SSR及LSR值 45 7 10 12 SSRoo52.822.943.043.133.193.233.273.303.333.353.37 SSRo. on3.743.944.014.094.144.204244.284.314.344.37 LSRa055.575.806.006.186.306.386.456.516.576.616.65 787.928.078.178.298.378.458.518.57 A、B、C因素及A×B互作的各水平作均数差异比较后应还原成败育率(p,%)。比较结果见表6-11, 表6-12 表6-11A、B、C各水平均数间差异的比较X=sin-1 A7.9795.7AB3|73.1591.6aAc:73.9292.3aA A269.0787.2BB1|71.4289.9aABc373.1591.6aA A6.9581.0cB2|67.6285.5bBC|c|2:8291.3aA B166.4584.0bC|C:58.7573.1bB 大、小字母分别表示差异显着性达1%、5%水准。 表6-12A×B各组合平均数间差异的比较X=sin-√ 组合AB2ABAB1AB1ABAB2ABAB1AB2 A2B. A3 B. A3 B3 x83.9283.1380.4178.4972070.7970.3666.9361.7155.3755.2152.39 p|98.9098.6097.2096.0095.1089.2088.7084.707.50677067.506280 ab b 多重比较结果表明:各供试材料的不育度随播期的推迟而显着降低(p<0.01),A3的不育度最低,说 明5月31日后播种的多数材料已开始育性转换,故不宜再作为亲本进行杂交。4个不育系中,7001S(B3) 的育性最为稳定,不育率明显高于W6l|(B2)和M105S(B4)(p0.01)。但与W6014S(B1)相比,差 异不明显(p>0.05)。4种药剂中,Cocl2(C1)对降低材料的不育性极显着地高于其它3种药剂(p001), 故可看作是恢复育性的化学物质。而从A2、A3的对照组可看出,随着育性的逐渐恢复,乙烯利(C2)、B40 (C3)及901(C4)可明显地提高材料的不育性。这从存在着一定的AXC互作(F=1.76,Fos=222)也 可看出。故一定浓度的这3种药剂可看作育性恢复的抑制剂。从A×B的互作可知,各材料在不同播期内 的不育度存在着明显的差异(p<001)。总的来看,W6l、901S、M105S在第一播期以及W6l54S在第 播期内的不育度较高,它们之间的差异不明显(p>0.05),但与其它各水平组合的均数间存在着明显的差 异,π001S在第三播期内的可育度最高,其次为MI05S在第三播期、w6154S在第二播期的可育度较高 这些差异除了与各材料对光周期的敏感性不同外,同时还与各材料对药物敏感程度的不同有关。例如, 7001S对各种药剂敏感性最低,其余材料对药剂的敏感性较高 、多年多地品种区域试验的方差分析 品种区域试验常要在不同地点连续进行若干年,试验地点的划分一般是根据生态区来确定的,以明确 品种在某个区域内的平均表现以及品种的稳定性和适应性。假设有a个地点(A),b个品种(B),c个年 份(C),每年每地都有r个随机区组(R),则第j(j=1,2,…,b)品种、在第i(i=1,2,…,a)地点、 第k(k=l,2,…,c)年份、第l(}=l,2,…,r)区组观察值yk的线性数学模型以及期望均方,除改 区组效应P1为P,由样本估计(xR-x)改为(xR-x∥C)外,其余与三因素随机区组设计资料的相同(见 P78) 多年多地品种区域试验的方差分析方法与三因素随机区组设计资料的略有不同,它首先要对各年各地 的试验进行分析,然后检验各个试验的误差是否同质,如不同质则不能进行综合的方差分析,若为同质则84 表 6-10 A×B 各组合平均数间多重比较所用 SSR 及 LSR 值 k 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 SSR0.05 SSR0.01 2.82 2.94 3.04 3.13 3.19 3.23 3.27 3.30 3.33 3.35 3.37 3.74 3.94 4.01 4.09 4.14 4.20 4.24 4.28 4.31 4.34 4.37 LSR0.05 LSR0.01 5.57 5.80 6.00 6.18 6.30 6.38 6.45 6.51 6.57 6.61 6.65 7.38 7.78 7.92 8.07 8.17 8.29 8.37 8.45 8.51 8.57 8.63 A、B、C 因素及 A×B 互作的各水平作均数差异比较后应还原成败育率（p，%）。比较结果见表 6-11， 表 6-12。 表 6-11 A、B、C 各水平均数间差异的比较 X= p 1 sin − A x p B x p C x p A1 A2 A3 77.97 95.7 A 69.07 87.2 B 61.95 81.0 C B3 B1 B2 B4 73.15 91.6 a A 71.42 89.9 a AB 67.62 85.5 b BC 66.45 84.0 b C C4 C3 C2 C1 73.92 92.3 a A 73.15 91.6 a A 72.82 91.3 a A 58.75 73.1 b B 大、小字母分别表示差异显着性达 1%、5%水准。 表 6-12 A×B 各组合平均数间差异的比较 X= p 1 sin − 组合 A1B2 A1B3 A1B1 A3B1 A2B4 A2B2 A1B2 A2B4 A3B2 A2B1 A3B4 A3B3 x p 83.92 83.13 80.41 78.49 77.20 70.79 70.36 66.93 61.71 55.37 55.21 52.39 98.90 98.60 97.20 96.00 95.10 89.20 88.70 84.70 77.50 67.70 67.50 62.80 5% 1% a ab ab ab b c c cd d e e e A A A AB ABC BCD CD DE EF FG FG G 多重比较结果表明：各供试材料的不育度随播期的推迟而显着降低（p<0.01），A3 的不育度最低，说 明 5 月 31 日后播种的多数材料已开始育性转换，故不宜再作为亲本进行杂交。4 个不育系中，7001S（B3） 的育性最为稳定，不育率明显高于 W6111S（B2）和 M105S（B4）（p<0.01）。但与 W6014S（B1）相比，差 异不明显（p>0.05）。4 种药剂中，Cocl2（C1）对降低材料的不育性极显着地高于其它 3 种药剂（p<0.01）， 故可看作是恢复育性的化学物质。而从 A2、A3 的对照组可看出，随着育性的逐渐恢复，乙烯利（C2）、B40 （C3）及 901（C4）可明显地提高材料的不育性。这从存在着一定的 A×C 互作（F=1.76，F0.05=2.22）也 可看出。故一定浓度的这 3 种药剂可看作育性恢复的抑制剂。从 A×B 的互作可知，各材料在不同播期内 的不育度存在着明显的差异（p<0.01）。总的来看，W6111S、901S、M105S 在第一播期以及 W6154S 在第 三播期内的不育度较高，它们之间的差异不明显（p>0.05），但与其它各水平组合的均数间存在着明显的差 异，7001S 在第三播期内的可育度最高，其次为 M105S 在第三播期、W6154S 在第二播期的可育度较高。 这些差异除了与各材料对光周期的敏感性不同外，同时还与各材料对药物敏感程度的不同有关。例如， 7001S 对各种药剂敏感性最低，其余材料对药剂的敏感性较高。 三、多年多地品种区域试验的方差分析 品种区域试验常要在不同地点连续进行若干年，试验地点的划分一般是根据生态区来确定的，以明确 品种在某个区域内的平均表现以及品种的稳定性和适应性。假设有 a 个地点（A），b 个品种（B），c 个年 份（C），每年每地都有 r 个随机区组（R），则第 j（j=1，2，…，b）品种、在第 i（i=1，2，…，a）地点、 第 k（k=1，2，…，c）年份、第 l（l=1，2，…，r）区组观察值 yijkl 的线性数学模型以及期望均方，除改 区组效应  l 为 ilk ，由样本估计 (x x) R − 改为 ( ) R AC x − x 外，其余与三因素随机区组设计资料的相同（见 P78）。 多年多地品种区域试验的方差分析方法与三因素随机区组设计资料的略有不同，它首先要对各年各地 的试验进行分析，然后检验各个试验的误差是否同质，如不同质则不能进行综合的方差分析，若为同质则