REPUBLIQUE DU SENEGAL ,:INISTERE DE L'ENSEIGMEMENT ...
REPUBLIQUE DU SENEGAL
,:INISTERE DE L'ENSEIGMEMENT SUPERIEUR
XT XX LA RECHERCHE SCIENTIFIQUJZ
I
Ak ? ?LIORATION DU MIL
Document no 4 : Exploitstion des pools de s¨¦lection
pour la constitution de composites
Far
Aminata Thiam Wto~-e
. i
,¡®,
r
¡®,.
i
,
,
j¡¯
.Tanvi.:r 1981
Centre National de Recherhc~ Agronomique::
de C;amhey
INSTITUT SENEGALAIS DE XECHERCHES AGRICOLES
(1. S. R. a.)
SYNTkXSE E%S RESULTATS
UES C&@AGNES 1977, 137S, 1979
Les pools de s¨¦lection ont ¨¦t¨¦ constitu¨¦s par rebrassage des lignees
en deux recombinaisons panCctiques dans le but de fegoriser de nouvelles recom-
binaisons pour 1 ¡®¨¦tude des liaisons cycle-rendement, nrchitecture-rendement. Les
lip¨¦cs constitutives. de ces pools et leur origine peuvent &re trouv¨¦es dans
le document Nol, II-6 * IV-l.
I - LES LIldITES EU k&TERIEL
Il nous a sembl¨¦ nkessaire avant d¡¯entamer une telle ¨¦tude de
tester, ne serait-se que de Facjon partielle les limites C!U mat¨¦riel. C¡¯est ainsi
qu¡¯Uri nombre de caract¨¦res a ¨¦t¨¦ observ¨¦ sur un khantillon de 60 phvbcs tir¨¦es
au hasard dans chaque pool et leur moyenne et leur diF:persion ¨¦tudi¨¦es.
L ¡¯ analyaz :J. rkv¨¦l¨¦ we homog¨¦nlit¨¦ de la plupart des earaot¨¨res
¨¦tudisc exceptes le nombre de talles et la longueur dt.: i¡¯exertion dont les coef-
ficients de variation ont pu atteindre respectivement 6FJ et 139 %.
A la r¨¦colte de,r; plantes
zutofbcond¨¦es, 1s pratique de parcelles
communes aux deux sous programmes cycle et archit.?cture nIa pas manqu& de po,rrer
des probl¨¨mes Pratique#s dans la mesure o¨´ les plailtes r¨¦colt¨¦es n!¨¦taient pas
toujours les meilleures. L¡¯essai a ¨¦t¨¦ reconduit 1 ¡®anr¨¦e suivante.
Les bonnes conditions pluviom¨¦triql~es
de 1¡¯ hivernage 1978 a permis
une meilleure expression ph¨¦notypique des pools par rapport 3 1 ¡®hi.vern.age 1977 et
particuliksment de la population 65 jours dans 1aqueil.e le glus grand nomhr:: de
SI a
¨¦
t
¨¦
s¨¦lectiORn¨¦.
Ida pqxdatiol-!
sur cyboplasbie
339 a <t¨¦ comY)lktement 11&im¨¦e
par le mildiou, ce qui n¡¯avait pas ¨¦t¨¦ observ¨¦! en hiverwge 1977¡¯. ntunt= ann¨¦e 5
la suivante on a pu noter une diff¨¦rezce de 56 X pour la hauteur de la plante
(principalement la tige) dam le pool 65 jours, 23 % pour la longueur de la chan-
delle dans le Syn. 5-3, 18 % pour 1 e diam¨¨tre Je la chandelle dans les 60-65 jours
et 2¡¯1 X pour le diam¨¦tre des tiges dans la population mixte (tableau Nol).
Gependar.t les coeQficients de variation. restent encore faiSles &
1 t irn&+.eur des populations et sont m&ne en baisse par rapport ¨¤ l¡¯ann4e 1977.
Las plus i¡¯8ibles variations sont wt¨¦es pour les¡¯d¨¦lais d¡±kpiaison de :I~I chandelle
principale. Lv tallage reste le cara.ct&re le plus diversifi¨¦ wec un coefficient
d ? variation de l¡¯ordre de 67 % (tableau N*2).
Les r¨¦sultats de l¡¯hiver:..age 1975 confirment ceux de l¡¯hivernage; 1977
pour ce qui est de la variabilit¨¦ do ce mat¨¦riel : au r,zin d¡¯une m$me populat:i.on,
la rkaction conforme et con.jug¨¦e des individus aux efi¡¯cts de 1¡¯ environwment
t¨¦moiync d¡¯une pr¨¦dominance de la balance interne et de 1 ¡®inefficacite des, recom-
binaisons panmictiques qui. n¡¯ont pas abouti 2 une r¨¦elle redistribution all¨¦ligue
comme on a d ? l¡¯esp¨¦rer.
2
L¡¯insuffisance de la variabilit9 dev cara.ctGres ,architacturaux
constat6e dans les populations exp¨¦rimentale, ne permettent pas leur stricte
utilisation dans 1 ¡®¨¦tude des liaisons archi teeturc-rendement,
ni leur am¨¦lioration
pour elles-mCmes.
Il a 6th d¨¦cid¨¦ d¡¯un au,tre emploi de ce mat¨¦riel et. de mener
1 ¡®¨¦tude des liaisons arc~lit~c,~ure-rendement
sur un mat&riel de qualite et d¡¯origine
plus diversifi¨¦es,
II - SELECI¡±IO1¡¯I DES Sl
Dec ¨¦pis autof¨¦cond¨¦s ont ¨¦t¨¦ s¨¦lectionnos sur 10 populations d¡±apr¨¨s
la valeur propre; des SO plantes-mkws des S1.
Les r¨¦sultats du test de studrnt de comparaison de moyennes inter-
>cpulations effectu&
c,our une s¨¦rie de ?aracteres permettent de distinguer deur
groupes de &>opulations (tableau No?) :
-l celles dont les cycles, d¨¦lais d¡¯¨¦piaison de la chsndelle
principale ne pr5senter.k P:IS de diff¨¦rence significative : il s¡¯agit des populatiors
3/4 HI<, 3/4 E:j, 3/4 Goui-ia, PS 90-2, Syn l-5 et PS X ;
- C::A.-les doni; les cycles pr¨¦sen.tent
(ntre elles et avec le
ler groupe une diff¨¦rence hautement ?ixnificative : i:. s¡¯agit des populations
PS 60-2, PS 75-2, PS AC ct Syn 6-3.
?n peut remarquer que PS 90-2 9 PSifi et PS C;i4 Ex-B ne pr¨¦sentent pas
entre ellea de diff¨¦rence significative pour les caract¨¦ristiques¡¯ de la chandelle,
PS 90.~2 est particuli¨¨rement proche de la ponulatioc naine du $Ji,tc-r*
3,¡®4 EB, Ces deux populations ne diff¨¨rent significativement que pour la hauteur
des plantes et ls¡¯longdeur des feuilles. Les plantes tic PS W-2 sont de taill?
su@rieure mais di; longueur de feuilles plus petite que celles dc 3/4 El;.
Les riieultats de ? ¡®essai potentiel conduit :j Zambey, Louga. et Nioro
f,ii hivernage 1979 mont:?e ~1 :~~ei!leur potertiol. dc production df: PS 30-2 ccmp:;r¨¦
5 J/4 Ex-Bornu et m¨ºme uni: meilleure stabilit¨¦ (fig ! a, 1 c) , Son rendement inter-
site atteint 96 % de celui du t¨¦moin local.
A la lumi¨¨re Ge 1 ¡®analyse, il est convenu dt envisager :
- 1 ¡®am6lioration dc PS 90-2 pcjur elle mgme ;
- la oonoti~ution de composites d¡¯apr&s ies tests statistiques
effectu¨¦s pour le cycle; et diverses carat-ISristiques architecturales et de rwkkmmt.
III - TEST DES Sl (HIWjlNAGE 1979)
Les six cents (600) Si test¨¦es en hiVc+nag,c: 1979 par rapport aux
poolu ~1or.t elles sont issues et par rapport au Souna, i: Bambey, Nioro et Lou~a se
rbpwtjsscnt comm sui. t :
Hauteur totale plante (HT?)
iicxltE!Ur S~l?S chandelle (i-ISC)
Longueur chandelle
ILSI
Uildiou
(Sd)
Cltarklon
ICha)
Ch&. 1 le
(Ck)
Nbre p l a n t e s rkoltees (NPR)
Rendement
(nd)
Pails d e paille
(UP)
La localit6 (Lj est introduite comme variable auxiliaire dans
1 ¡®analyse multivariable : Eioro est 1s c l a s s e d e base avec x = 0.
2/- iGt!1odes
a+/ . . L¡¯infl~uence du milieu, de la hauteur de la plante et du
-...1_-2_-.-.~-----.--------_..--.-----L--.--,.--.¡°.--I-¡°-I--.----.___._-C.
poids de paille sur 1 e rendement ( tabluac. LT!
?--r-.-.------l-r-¡°--.--.-r...Prnl --...L...*.....--I**
i.s quzstion ¨¤ 1aquel.l.e on cherche ¨¤ r&ponike est la suivante :
- lr Fendement (y) 6tant la variable d¨¦pendante et les
Liutrfy.< caract¨¦ren
(x) ier> v a r i a b l e s ind$pendante::, qu ?:;? ?es &Ont c e l l e s o u qu¡¯e?-lr
est CC~~C: cpi parmi les variablet, ind¨¦pendantes explique le mieux les varia-
tions li¨¦es au reixlumnt 7
- Le illod?le admet la lin¨¦arit¨¦ des cornbiiw:isoVqn de variabl.es
exp¡®i2atives.
On a y =: bo -1- bl x1 + bZ x2 . . . . . . . . . b:; xl< + Se
bi = coefficient de corr¨ºlakion totale, Se
wreur
- Qua;:.ci i l +
~¡®agi.t de Faire resr;ortir la contribution des v.wiable ?
explicative s x ¨¤ l¡¯explicxtion Ues variations de y$ ?Ci; coe ?ficients bj, sont
recq3l.ac¨¦s ~?Cl? les B ?tae i c p i soxt d e s c o e f f i c i e n t s ind¨¦~~enclax~; d e 1i::urs un:i t<ic
dt: nc::ure > cc:-!tr¨¦s e t exp:rim&c e?: unit& de leur &car-t-t&¡±
et qui sont, donc kiiui;
& fait compaxtbles.
_
4
- Le coe:Y¡¯icient de corr¨¦lation multiple (3) indique le degr¨¦
de liaison antre la wriable d¨¦pendante et la neilleure combinaison lin&air,r de,
variab ? ?s ind¨¦penda;kes.
"-
:!4'
rar~!?j.
!:;
C--lj.~ 1;
coe.Wi~ient de d61;ern;ir,ation indi.qw l a
fractior! de variante exp:.i.$&e (RSQD) par 3.a regression lin¨¦aire.
- r.2 partiel : part de variancc expliqu ?e par chaque variable
ind¨¦pvntiante o
- r% margina1 : 1 laugmentation de la vari.~ation expiiquite ¨¤ 1 * intro.-
d¨¹ction
de chaque varisble explic~tivi;.
- Les corr+lations partielles
- Les priwipaietl statis-tique; t I Fc 3 Se < ri:sidue:lle) pcri:wtLent.
de faire des i;c-sts :
- si&Pication ch nodk1.e
-. COi3tX4.butiOn (4ZZ variables exS;l.)lica?;i.ves
- ii ?tervalles 22 cor ?fiance
- prCcisior1 de la mesure de 1 ¡¯ i.r$luance des variables
explicativen,
2-b/-* Raalyse de la stabiliV6 du rendemar~i.; (fin. 1 - ¡®7 a b c)
.-11-11-1----1---1-----------.-----.1-.1.---,L-. -L--I-.-I- L ---. 0-e.
La mesure de la r¨¦gularit& du rendr-;ment dz; SI a ¨¦t¨¦ faite G. partir
de quatre modelez~ comp2~mentaires
rlont chacun fournit une contribution impwtante
¨¤ la d¨¦fi.;Ctiorl dc la stabilit¨¦ du rendemer&.
- R6gressiw d e Tinlay - 1Villcinso;z (1983)
me-
II s¡¯agi-t dans cette m¨¦thode de calculer ¡®La Ggx~Cs:jio~~ du rei?demetll;
individuel de chaque w:lzke sur IF. re ?:dem$?i?.t T!C)yJc;n dc¡¯.: rnvi ro;~nem¨¦:nts . Deux
param¨¨tres permettent de caract¨¦riser une en-ti4e : son coef?icient de r¨¦gression
et ?;Or: rendement irker:<i.te ( BiE. a). 1~3 diE¨¦rence entre les coeCficients de
r¨¦gressiun explique
11.~ maJ¡¯wr¡¯3 partic de2 interactiow g¨¦notype-+nvironncment
~
-- ii¨¦zi*rssio;l dlEboAlart et RUSSE (1986)
Le rcndemenk moyen d¡¯une entr¨¦e i est li¨¦ .f 1 ¡®environnement ,j
par la relation :
= moyenn.e de 1 ¡®entrRe i dan:; tous les cnvironnement~~
pi
b i = coefFicient rie r¨¦g,rcssion
6 . .
~JZ Jf&-iation 5 1.a rGg ?;.:;ssior,
L1ewirwnzment
Ej csi; car.wtGris¨¦ par 1 I irAice 2 : = BI¡®j - M
Li
,.i J* ¨¦tant la moyenile dc ,toutea Tes entrkes test¨¦es dans 1 ¡®e~wironnement 1¡® * ; si j
la moyenne $r+raf5 (tableau 5)
3
Da{l$ l e r:od,3lr d¡¯Eberhart et Roussel, l a ¡®f::riance utilisk
CF.~, d¨¦compos¨¦e (tableau 6) comme suite,
-* T:ariation li6e aux potentialit¨¦s .&ell::s ire chaque entr6e
- Variation due & La divcrsitd des envi rl,nncmc?nt.s
- ;nt¨¦ractions ~enoty~r--r:1~vi ?-onnernents.
-- test de l¡¯~~;pot¡®n&se d¡¯identit¨¦ des po-kentieis de production
des entGes ;
- test de la lirdnrit~ de la r¨¦ac:ion vis--¨¤--vis de
1 t ewi;onnement 1
. test sur lss d¨¦viations.
Ef¡¯rets ii..:iividuels
U??c: ctructure sCable kit :woir :
Le rcr;.demeCl; i20JfeIl d¡¯un ~¨¦noty:q:-: i est Ii.6 ¨¤ 1¡¯ environnement 3.j
par la relatior :
Le$; coe.<:fic.ients de r¨¦l-y>ession peuvcr,l; Strv estim¨¦:< G. partir des
co ?f.Picients de r¨¦gression lirAaire bi et les ¨¦carts Zi la r¨¦fyession 6rj par 1~
rclatic:! :
La comparaison des coeFfici3ntu de rbgression da:rs une analyse
combin¨¦e y permet d¡¯estimer pr¨¦cis&ment l¡¯hCt¨¦rog&nhii:C des r¨¦gre:;sior;s. L;X cou?-
pesante cowJergence des droites dti r¨¦gression? permet .ie sp¨¦.:ifier l a formr I&
l¡¯int¨¦racti.on tr x E.
- Xod¨¨le t!c Francis et Xmnenberg ( 1978 )
ces auteurs carat-thisont u n ~~¬y~~e P&i Sort reWteiW~t e t SO3
coefficient de variation i!ker:;i tef:. Les jihotypes peuvent ¨ºzre class¨¦s 311 ;6owt.i.on
de ces param¨¨tre:; da ?;:; q u a t r e 2,roupes di~~l¡®c~rcnts ( f i g . c)
Groupe 1
: klaut rondement;; Laiblc variation
Groupe II
: :iaut sendnment , forte variation
cGro¨¹i.ie II j:
: 3as reridoment
9 f a i b l e varhtioiz
Groupe TV
: Bas rendement 9 forte variation.
Seul le grouy;e 1 est con~~id~h% comme ztab.t e.
-
-
I I I - !ESULTATS ZT DISCUSSIOMS
On r.¡®a pas eu le temps de finaliser 1. ¡®il;t~;rpl-¨¦.tatiorz des r¨¦sulta-ts
consign¨¦s dans 1~; tAleaux 4, 5, 6 et les ficures 1 3 7a, ij, c comme U&W. CettE:
a -
partie du texte sera c ompi.6 t¨¦e ult¨¦ri eure2ent.
,:INISTERE DE L'ENSEIGMEMENT SUPERIEUR
XT XX LA RECHERCHE SCIENTIFIQUJZ
I
Ak ? ?LIORATION DU MIL
Document no 4 : Exploitstion des pools de s¨¦lection
pour la constitution de composites
Far
Aminata Thiam Wto~-e
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.Tanvi.:r 1981
Centre National de Recherhc~ Agronomique::
de C;amhey
INSTITUT SENEGALAIS DE XECHERCHES AGRICOLES
(1. S. R. a.)
SYNTkXSE E%S RESULTATS
UES C&@AGNES 1977, 137S, 1979
Les pools de s¨¦lection ont ¨¦t¨¦ constitu¨¦s par rebrassage des lignees
en deux recombinaisons panCctiques dans le but de fegoriser de nouvelles recom-
binaisons pour 1 ¡®¨¦tude des liaisons cycle-rendement, nrchitecture-rendement. Les
lip¨¦cs constitutives. de ces pools et leur origine peuvent &re trouv¨¦es dans
le document Nol, II-6 * IV-l.
I - LES LIldITES EU k&TERIEL
Il nous a sembl¨¦ nkessaire avant d¡¯entamer une telle ¨¦tude de
tester, ne serait-se que de Facjon partielle les limites C!U mat¨¦riel. C¡¯est ainsi
qu¡¯Uri nombre de caract¨¦res a ¨¦t¨¦ observ¨¦ sur un khantillon de 60 phvbcs tir¨¦es
au hasard dans chaque pool et leur moyenne et leur diF:persion ¨¦tudi¨¦es.
L ¡¯ analyaz :J. rkv¨¦l¨¦ we homog¨¦nlit¨¦ de la plupart des earaot¨¨res
¨¦tudisc exceptes le nombre de talles et la longueur dt.: i¡¯exertion dont les coef-
ficients de variation ont pu atteindre respectivement 6FJ et 139 %.
A la r¨¦colte de,r; plantes
zutofbcond¨¦es, 1s pratique de parcelles
communes aux deux sous programmes cycle et archit.?cture nIa pas manqu& de po,rrer
des probl¨¨mes Pratique#s dans la mesure o¨´ les plailtes r¨¦colt¨¦es n!¨¦taient pas
toujours les meilleures. L¡¯essai a ¨¦t¨¦ reconduit 1 ¡®anr¨¦e suivante.
Les bonnes conditions pluviom¨¦triql~es
de 1¡¯ hivernage 1978 a permis
une meilleure expression ph¨¦notypique des pools par rapport 3 1 ¡®hi.vern.age 1977 et
particuliksment de la population 65 jours dans 1aqueil.e le glus grand nomhr:: de
SI a
¨¦
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¨¦
s¨¦lectiORn¨¦.
Ida pqxdatiol-!
sur cyboplasbie
339 a <t¨¦ comY)lktement 11&im¨¦e
par le mildiou, ce qui n¡¯avait pas ¨¦t¨¦ observ¨¦! en hiverwge 1977¡¯. ntunt= ann¨¦e 5
la suivante on a pu noter une diff¨¦rezce de 56 X pour la hauteur de la plante
(principalement la tige) dam le pool 65 jours, 23 % pour la longueur de la chan-
delle dans le Syn. 5-3, 18 % pour 1 e diam¨¨tre Je la chandelle dans les 60-65 jours
et 2¡¯1 X pour le diam¨¦tre des tiges dans la population mixte (tableau Nol).
Gependar.t les coeQficients de variation. restent encore faiSles &
1 t irn&+.eur des populations et sont m&ne en baisse par rapport ¨¤ l¡¯ann4e 1977.
Las plus i¡¯8ibles variations sont wt¨¦es pour les¡¯d¨¦lais d¡±kpiaison de :I~I chandelle
principale. Lv tallage reste le cara.ct&re le plus diversifi¨¦ wec un coefficient
d ? variation de l¡¯ordre de 67 % (tableau N*2).
Les r¨¦sultats de l¡¯hiver:..age 1975 confirment ceux de l¡¯hivernage; 1977
pour ce qui est de la variabilit¨¦ do ce mat¨¦riel : au r,zin d¡¯une m$me populat:i.on,
la rkaction conforme et con.jug¨¦e des individus aux efi¡¯cts de 1¡¯ environwment
t¨¦moiync d¡¯une pr¨¦dominance de la balance interne et de 1 ¡®inefficacite des, recom-
binaisons panmictiques qui. n¡¯ont pas abouti 2 une r¨¦elle redistribution all¨¦ligue
comme on a d ? l¡¯esp¨¦rer.
2
L¡¯insuffisance de la variabilit9 dev cara.ctGres ,architacturaux
constat6e dans les populations exp¨¦rimentale, ne permettent pas leur stricte
utilisation dans 1 ¡®¨¦tude des liaisons archi teeturc-rendement,
ni leur am¨¦lioration
pour elles-mCmes.
Il a 6th d¨¦cid¨¦ d¡¯un au,tre emploi de ce mat¨¦riel et. de mener
1 ¡®¨¦tude des liaisons arc~lit~c,~ure-rendement
sur un mat&riel de qualite et d¡¯origine
plus diversifi¨¦es,
II - SELECI¡±IO1¡¯I DES Sl
Dec ¨¦pis autof¨¦cond¨¦s ont ¨¦t¨¦ s¨¦lectionnos sur 10 populations d¡±apr¨¨s
la valeur propre; des SO plantes-mkws des S1.
Les r¨¦sultats du test de studrnt de comparaison de moyennes inter-
>cpulations effectu&
c,our une s¨¦rie de ?aracteres permettent de distinguer deur
groupes de &>opulations (tableau No?) :
-l celles dont les cycles, d¨¦lais d¡¯¨¦piaison de la chsndelle
principale ne pr5senter.k P:IS de diff¨¦rence significative : il s¡¯agit des populatiors
3/4 HI<, 3/4 E:j, 3/4 Goui-ia, PS 90-2, Syn l-5 et PS X ;
- C::A.-les doni; les cycles pr¨¦sen.tent
(ntre elles et avec le
ler groupe une diff¨¦rence hautement ?ixnificative : i:. s¡¯agit des populations
PS 60-2, PS 75-2, PS AC ct Syn 6-3.
?n peut remarquer que PS 90-2 9 PSifi et PS C;i4 Ex-B ne pr¨¦sentent pas
entre ellea de diff¨¦rence significative pour les caract¨¦ristiques¡¯ de la chandelle,
PS 90.~2 est particuli¨¨rement proche de la ponulatioc naine du $Ji,tc-r*
3,¡®4 EB, Ces deux populations ne diff¨¨rent significativement que pour la hauteur
des plantes et ls¡¯longdeur des feuilles. Les plantes tic PS W-2 sont de taill?
su@rieure mais di; longueur de feuilles plus petite que celles dc 3/4 El;.
Les riieultats de ? ¡®essai potentiel conduit :j Zambey, Louga. et Nioro
f,ii hivernage 1979 mont:?e ~1 :~~ei!leur potertiol. dc production df: PS 30-2 ccmp:;r¨¦
5 J/4 Ex-Bornu et m¨ºme uni: meilleure stabilit¨¦ (fig ! a, 1 c) , Son rendement inter-
site atteint 96 % de celui du t¨¦moin local.
A la lumi¨¨re Ge 1 ¡®analyse, il est convenu dt envisager :
- 1 ¡®am6lioration dc PS 90-2 pcjur elle mgme ;
- la oonoti~ution de composites d¡¯apr&s ies tests statistiques
effectu¨¦s pour le cycle; et diverses carat-ISristiques architecturales et de rwkkmmt.
III - TEST DES Sl (HIWjlNAGE 1979)
Les six cents (600) Si test¨¦es en hiVc+nag,c: 1979 par rapport aux
poolu ~1or.t elles sont issues et par rapport au Souna, i: Bambey, Nioro et Lou~a se
rbpwtjsscnt comm sui. t :
Hauteur totale plante (HT?)
iicxltE!Ur S~l?S chandelle (i-ISC)
Longueur chandelle
ILSI
Uildiou
(Sd)
Cltarklon
ICha)
Ch&. 1 le
(Ck)
Nbre p l a n t e s rkoltees (NPR)
Rendement
(nd)
Pails d e paille
(UP)
La localit6 (Lj est introduite comme variable auxiliaire dans
1 ¡®analyse multivariable : Eioro est 1s c l a s s e d e base avec x = 0.
2/- iGt!1odes
a+/ . . L¡¯infl~uence du milieu, de la hauteur de la plante et du
-...1_-2_-.-.~-----.--------_..--.-----L--.--,.--.¡°.--I-¡°-I--.----.___._-C.
poids de paille sur 1 e rendement ( tabluac. LT!
?--r-.-.------l-r-¡°--.--.-r...Prnl --...L...*.....--I**
i.s quzstion ¨¤ 1aquel.l.e on cherche ¨¤ r&ponike est la suivante :
- lr Fendement (y) 6tant la variable d¨¦pendante et les
Liutrfy.< caract¨¦ren
(x) ier> v a r i a b l e s ind$pendante::, qu ?:;? ?es &Ont c e l l e s o u qu¡¯e?-lr
est CC~~C: cpi parmi les variablet, ind¨¦pendantes explique le mieux les varia-
tions li¨¦es au reixlumnt 7
- Le illod?le admet la lin¨¦arit¨¦ des cornbiiw:isoVqn de variabl.es
exp¡®i2atives.
On a y =: bo -1- bl x1 + bZ x2 . . . . . . . . . b:; xl< + Se
bi = coefficient de corr¨ºlakion totale, Se
wreur
- Qua;:.ci i l +
~¡®agi.t de Faire resr;ortir la contribution des v.wiable ?
explicative s x ¨¤ l¡¯explicxtion Ues variations de y$ ?Ci; coe ?ficients bj, sont
recq3l.ac¨¦s ~?Cl? les B ?tae i c p i soxt d e s c o e f f i c i e n t s ind¨¦~~enclax~; d e 1i::urs un:i t<ic
dt: nc::ure > cc:-!tr¨¦s e t exp:rim&c e?: unit& de leur &car-t-t&¡±
et qui sont, donc kiiui;
& fait compaxtbles.
_
4
- Le coe:Y¡¯icient de corr¨¦lation multiple (3) indique le degr¨¦
de liaison antre la wriable d¨¦pendante et la neilleure combinaison lin&air,r de,
variab ? ?s ind¨¦penda;kes.
"-
:!4'
rar~!?j.
!:;
C--lj.~ 1;
coe.Wi~ient de d61;ern;ir,ation indi.qw l a
fractior! de variante exp:.i.$&e (RSQD) par 3.a regression lin¨¦aire.
- r.2 partiel : part de variancc expliqu ?e par chaque variable
ind¨¦pvntiante o
- r% margina1 : 1 laugmentation de la vari.~ation expiiquite ¨¤ 1 * intro.-
d¨¹ction
de chaque varisble explic~tivi;.
- Les corr+lations partielles
- Les priwipaietl statis-tique; t I Fc 3 Se < ri:sidue:lle) pcri:wtLent.
de faire des i;c-sts :
- si&Pication ch nodk1.e
-. COi3tX4.butiOn (4ZZ variables exS;l.)lica?;i.ves
- ii ?tervalles 22 cor ?fiance
- prCcisior1 de la mesure de 1 ¡¯ i.r$luance des variables
explicativen,
2-b/-* Raalyse de la stabiliV6 du rendemar~i.; (fin. 1 - ¡®7 a b c)
.-11-11-1----1---1-----------.-----.1-.1.---,L-. -L--I-.-I- L ---. 0-e.
La mesure de la r¨¦gularit& du rendr-;ment dz; SI a ¨¦t¨¦ faite G. partir
de quatre modelez~ comp2~mentaires
rlont chacun fournit une contribution impwtante
¨¤ la d¨¦fi.;Ctiorl dc la stabilit¨¦ du rendemer&.
- R6gressiw d e Tinlay - 1Villcinso;z (1983)
me-
II s¡¯agi-t dans cette m¨¦thode de calculer ¡®La Ggx~Cs:jio~~ du rei?demetll;
individuel de chaque w:lzke sur IF. re ?:dem$?i?.t T!C)yJc;n dc¡¯.: rnvi ro;~nem¨¦:nts . Deux
param¨¨tres permettent de caract¨¦riser une en-ti4e : son coef?icient de r¨¦gression
et ?;Or: rendement irker:<i.te ( BiE. a). 1~3 diE¨¦rence entre les coeCficients de
r¨¦gressiun explique
11.~ maJ¡¯wr¡¯3 partic de2 interactiow g¨¦notype-+nvironncment
~
-- ii¨¦zi*rssio;l dlEboAlart et RUSSE (1986)
Le rcndemenk moyen d¡¯une entr¨¦e i est li¨¦ .f 1 ¡®environnement ,j
par la relation :
= moyenn.e de 1 ¡®entrRe i dan:; tous les cnvironnement~~
pi
b i = coefFicient rie r¨¦g,rcssion
6 . .
~JZ Jf&-iation 5 1.a rGg ?;.:;ssior,
L1ewirwnzment
Ej csi; car.wtGris¨¦ par 1 I irAice 2 : = BI¡®j - M
Li
,.i J* ¨¦tant la moyenile dc ,toutea Tes entrkes test¨¦es dans 1 ¡®e~wironnement 1¡® * ; si j
la moyenne $r+raf5 (tableau 5)
3
Da{l$ l e r:od,3lr d¡¯Eberhart et Roussel, l a ¡®f::riance utilisk
CF.~, d¨¦compos¨¦e (tableau 6) comme suite,
-* T:ariation li6e aux potentialit¨¦s .&ell::s ire chaque entr6e
- Variation due & La divcrsitd des envi rl,nncmc?nt.s
- ;nt¨¦ractions ~enoty~r--r:1~vi ?-onnernents.
-- test de l¡¯~~;pot¡®n&se d¡¯identit¨¦ des po-kentieis de production
des entGes ;
- test de la lirdnrit~ de la r¨¦ac:ion vis--¨¤--vis de
1 t ewi;onnement 1
. test sur lss d¨¦viations.
Ef¡¯rets ii..:iividuels
U??c: ctructure sCable kit :woir :
Le rcr;.demeCl; i20JfeIl d¡¯un ~¨¦noty:q:-: i est Ii.6 ¨¤ 1¡¯ environnement 3.j
par la relatior :
Le$; coe.<:fic.ients de r¨¦l-y>ession peuvcr,l; Strv estim¨¦:< G. partir des
co ?f.Picients de r¨¦gression lirAaire bi et les ¨¦carts Zi la r¨¦fyession 6rj par 1~
rclatic:! :
La comparaison des coeFfici3ntu de rbgression da:rs une analyse
combin¨¦e y permet d¡¯estimer pr¨¦cis&ment l¡¯hCt¨¦rog&nhii:C des r¨¦gre:;sior;s. L;X cou?-
pesante cowJergence des droites dti r¨¦gression? permet .ie sp¨¦.:ifier l a formr I&
l¡¯int¨¦racti.on tr x E.
- Xod¨¨le t!c Francis et Xmnenberg ( 1978 )
ces auteurs carat-thisont u n ~~¬y~~e P&i Sort reWteiW~t e t SO3
coefficient de variation i!ker:;i tef:. Les jihotypes peuvent ¨ºzre class¨¦s 311 ;6owt.i.on
de ces param¨¨tre:; da ?;:; q u a t r e 2,roupes di~~l¡®c~rcnts ( f i g . c)
Groupe 1
: klaut rondement;; Laiblc variation
Groupe II
: :iaut sendnment , forte variation
cGro¨¹i.ie II j:
: 3as reridoment
9 f a i b l e varhtioiz
Groupe TV
: Bas rendement 9 forte variation.
Seul le grouy;e 1 est con~~id~h% comme ztab.t e.
-
-
I I I - !ESULTATS ZT DISCUSSIOMS
On r.¡®a pas eu le temps de finaliser 1. ¡®il;t~;rpl-¨¦.tatiorz des r¨¦sulta-ts
consign¨¦s dans 1~; tAleaux 4, 5, 6 et les ficures 1 3 7a, ij, c comme U&W. CettE:
a -
partie du texte sera c ompi.6 t¨¦e ult¨¦ri eure2ent.