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4sdk ”
ETUDE DE LA STABILITE DU RENDEMENT DES VARIETES
E SORGHO DE CYCLE COURT ET DE CYCLE INTERMEDIAIRE
(synthèse des essais multilocaux 1985-1988)*
par
P. LETOURMY
IRAT MONTPELLIER
G. TROUCHE
CNRA/ISRA
INTRODUCTION
L'amélioration variétale du sorgho au Sénégal est orientée
vers la sélection de variétés de cycle court (90-100 jours) pour la
zone Centre-Nord (pluviométrie inférieure à 600 mm) et de variétés de
cycle intermédiaire (110-120 jours) pour les zones Centre-Sud et Sud
(pluviométrie variant entre 600 et 900 mm).
Les principaux objectifs de?&ectiob sont : bonne vigueur à
la levée, taille courte, panicule semi&mpact&avec une bonne ewW&ipn,.
*-&A
grain clair sans couche brune et à bonne vitrpité, bonne productivité,
._
stabilité du rendement, tolérance aux stress hydrlque pour les variétés
de cycle court, .tolérance aux moisissures du grain surtout pour les
variétés de cycle intermédiaire.
Dans le choix des variétés, la stabilité du rendement est un
caractère particulièrement important pour garantir une production régu-
lière sous des conditions d'environnements très variables. Une skie
d'essais multilocaux r&aliséb de 1985 à 1988 a été ainsi analysée afin
de juger l'adaptation des variétés dans différentes situations agrocli-
matiques.
Pour les variétés de cycle court l'analyse a concerné 8 essais
avec 21 variétés dont 8 communes aux 8 essais. Pour les variétés de
cycle intermédiaire l'analyse a porté sur 6 essais avec 17 variétés
dont 8 communes aux 6 essais. La variable étudiée est le rendement
exprimé en g/parcelle de 25192 m2, tous les chiffres figurant ci-après
sont exprimés dans cette unité.
- 2 -
Dans les 2 cas, la procédure d'analyse est la suivante :
1) Analyse des essais individuels, en tenant compte de toutes
les variétés de chaque essai.
2) Sélection des essais de même variante résiduelle (test
de BARTLETT).
3) Analyse des regroupements pertinents :
.
. test de l'interaction variétés communes x environne-
ments ;
. analyse de l'interaction par l'étude de la stabilité
du rendement.
-3-
1. Variétés de cycle interm6diaire
1.1 Sélection des essais Èk regrouper
Les analyses de variante des 6 essais fournissent les
estimations suivantes des variantes ré$iduelles :
no
Essai
Variante résiduelle
Degrés de
(CMR)
liberté
1
VELINGARA 86
1.188.271
60
2
SINTHIOU 86
2.647.212
60
3
NIORO
87
1.908.828
70
4
THYSSE 87
1.974.425
70
5
NIORO
88
2.882.313
55
6
THYSSE 88
749.229
55
Test d'6galit8 des variantes :
x2 (BARTLETT) = 32,61 > x2(5 dl ; 0,051 = 11,l
On en conclut que les variantes sont significativement
différentes. Ceci nous a amené & scinder en 2 groupes ces 6 essais :
- le groupe des no 2, 3, 4 et 5, dont le test de BARTLETT
n'est pas significatif ; x2 = 4,02 < x2(3 dl ; 0,051 = 7.81.
- le groupe des no 1 et 6, dont on peut tester l'égalité des
2 variantes (au niveau 5%) par le rapport de celles-ci comparé ci la
valeur de la statistique de FISHER (a 60 dl au numérateur et 55 dl au
dénominateur) au
niveau 2,5% (il s'agit d'un test B alternative
bilatérale) ;
1.188.271
F = -----_--- = 1,59 < F(60 dl ; 55 dl ; 2,5 %) = 1,69
749.229
Seul le groupe de 4 essais (no 2, 3, 4 et 5) peut faire
l'objet d'une étude de stabilité du rendement, celle-ci n'aurait pas de
sens avec seulement 2 essais (no 1 et 6). Ces derniers peuvent cependant
faire l'objet d'une analyse de regroupement classique.
-4-
1.2 Regroupements des essaie no 2, 3, 4 et 5
Ces 4 essais ont-été regroupés (variante résidue.lle calculée
à partir de l'ensemble des rhultats des 4 essais) seule la combinaison
des 8 variéth communes et des 4 environnements a été analysée pour
l'ktude de la stabi1it.G du rendement. On obtient le tableau suivant
.
d'analyse de variante :
Variation
Variétés
27.829.400
Environnements
1.378.170.000
Interaction var. x env.
*entre régressions
16.469.050
*résidus des régressions
Moyenne générale = 7594,l g/parcelle
Les indices d'environnement sont les karts entre les
moyennes des variétés communes par environnement et la moyenne générale,
d'où :
-.*
/
THYSSE 87
NIORO 87
NIORO 88
SINTHIOU 86
- 3189,9
- 572.6
- 477,8
4240,3
Du tableau d'analyse de variante on conclut qu'il existe une
interaction variétés x environnements significative. Cette interaction
est décomposhe en une part expliquée par les régressions sur les indices
d'environnement et une
part
non
expliquée
par
celles-ci (cf.
FINLAY-WILKINSON t31).
Il s'avère que la part de l'interaction non
expliquée par le modèle n'est pas significative,
par contre la part
expliquée par ces régressions l'est. Ceci signifie que le modèle d'étude
de la stabilité du rendement s'applique bien CI ces données, et que l'on
peut analyser les régressions des 8 variétés sans se préoccuper des
écarts
à ces
régressions (cf. le 2O
paramètre de
stabilité
d'EBERHART-RUSSEL t21).
Les variétés sont alors caractkisées par 2
paramgtres :
-5-
7613-039
7820-03-4
,
ETM est l'écart-type de la moyenne.
S(B) est l'écart-type de la pente, il s'agit d'un calcul
approché de cet kart-type en réalité (cf. rapport de mission au Sénégal
C41).
Pour chaque varieté i, on obtient une équation de régression
du rendement en fonction de l'indice d'environnement : Rdt = mi + bi 1
Ces résultats sont reprhsentés sur 2 graphiques : la figure
1 présente les droites de régression par variété et la figure 2 présente
-.*
les pentes en fonction des moyennes (avec la représentation, pour les
abscisses, de M + 2 ETM et, pour les ordonnées de 1 + 2 S(B).
-
Il apparaît alors des groupes de variétés, en particulier :
- 7613-039 productive et stable
- F2-20 et 7820-03-4 productives mais instables (adaptée aux
milieux favorables)
- S8120 adaptée aux milieux défavorables.
Il faut toutefois
constater
que
ces
résultats ne se
rapportent qu'a 4 essais! ce qui est peu.
.
-6-
1.3 Regroupement des essais no 1 et 6
On obtient une interaction essai x variété significative :
Variation
dl
F
Interaction essai variét8
7
5,85 test significatif
au niveau 1%
Résiduelle
115
Le tableau suivant présente les moyennes observées des
variétés dans les 2 essais (les astérisques désignent les variétés
communes) :
no 1 : VELINGARA 86
no 6 : THYSSE 88
F2-20
12516,7 *
S8136
4133,3 +
L30
11708,3
ssv3
3433.3
S8136
11603,3 +
ssv5
3325,0 +
7954-26
10325,O +
SSV8
3250,O +
SSVl
10171,7
F2-20
3283,3 ?
CE151-186
9755.0
7954-26
3066,7 +
7820-034
9550,o +
ssv7
2875,0
-3
S8120
9508.3 +
7613-039
2871,7 +
SSV8
9461,7 *
S8120
2601,7 +
7613-039
8850,o *
SSVlO
2333,3
SSV6
8186,7
137-62
2283,3
ssv5
7905.0 *
7820-03-4
1946.7 *
7618-012
7875,0
Moyenne des
Moyennes des
variétés communes = 9968,8
variétés communes = 3054,2
ETM = 403,79
-7-
Prenons la varieté 7613-039 par exemple, trouvee productive
et stable dans les essais 2 A 5. Son équation de régression sur 1,
l'indice de l'environnement est :
Rdt = 8950,8 + 1,0567 1
.
1 est estimé par l'écart entre la moyenne des 8 variétés
communes dans l'essai et la moyenne de ces variétés dans les essais 2 B
5, d'où :
Essai
I I Valeur prédite Valeur observée
I
I
1
11.460,l
8.850,O
6
4.153,5
)
2.871,7
Cette variété 7613-039 trouvée productive et stable dans les
4 essais 2 à 5, se révèle décevante dans les deux autres essais.
Il apparaît que le modèle ne s'applique pas pour cette
variété et il faut sans doute se demander pourquoi une variété trouv6e
productive et
stable dans 4 environnements se
trouve être moins
intéressante dans les 2 autres.
Le même type de comparaison pourraît être fait pour les
autres variétés.
L
-A000
I
-2000
d\\
0
2000
Aa
4240
6000
-3190
-572
-477
Indice d'environnement
Pentes
I
f,5
1,231
1
0
9 ,5
I
I
96’
I
I
I
.!.
p.l : 14
7
.-._... --
-.
L
5000
6000
7000
? 8000
9000
Mcyennes
-8-
11. Varii5tés de cycle court
II.1 SBlection des essais B regrouper
Les analyses de variante des 8 essais fournissent les
estimations suivantes des variantes résiduelles :
no
Essai
Variante résiduelle
Degrés de
(CMR)
liberté
1
BAMBEY 85
1.849.347
50
2
NIORO 86
2.458.350
70
3
ROF 86
2.327.699
70
4
BAMBEY 86
839.687
70
5
BAMBEY 87
1.717.962
75
6
NIORO 87
1.522.179
75
7
NIORO 88
3.011.537
60
a
BAMBEY 88
4.396.447
60
Test d'égalith des variantes :
X2 (BARTLETT) = 53,38 > x2(7 dl ; 0,05) = 14,l
Les variantes
étant significativement différentes, il a
a fallu écarter l'essai no 4 plus précis et l'essai no a moins précis que
les 6 autres ; d'où le groupe des essais no 1, 2, 3, 5, 6 et 7, dont le
test de BARTLETT n'est pas significatif :
X2 = 10,91 < x2(5 dl ; 0,05) = 11,l
-9-
11.2 Regroupement des essais no 1, 2, 3, 5, 6 et 7
Ici 8 varietés sont communes & ces 6 essais. La même analyse
de stabilité de rendement a été effectuée que pour les variétés de cycle
intermédiaire. On obtient le tableau suivant d'analyse de variante :
Variation
ilariétés
104.132.630
14.876.090
Znvironnements
815.183.900
163.036.780
Interaction var. x env.
,entre régressions
44.700.740
késidus des régressions
s = significatif au niveau P=O,O5
Moyenne génerale = 8729,3 g/parcelle
Les indices d'environnement sont les suivants :
BAMBEY 87
ROF 86
BAMBEY 85
NIORO 86 NIORO 88
NIORO 87
- 2986,6
- 1348,l
306,5
641,5
1638.8
1747,8
I
,.
On remarque que les indices d'environnements les plus bas
correspondent aux sites de plus faible pluviométrie, Bambey et Rof.
Le facteur hydrique, quantité de pluie et qualité de sa répartition
par rapport aux phases sensibles, apparait comme le principal facteur
limitant du rendement dans les conditions de réalisation des essais.
- 10 -
Du tableau d'analyse de variante,
il apparalt qu'il existe
une
interaction
variétés x
environnements
significative.
La part
expliquée par les régressions est significative, mais il existe aussi
une part de l'interaction non expliquée par celles-ci. Ceci traduit le
fait que le modèle ne s'applique pas parfaitement, au moins pour
quelques variétks.
Il est nécessaire' alors de caractériser chaque
variété,
non seulement par la moyenne et sa pente de régression, mais
aussi par des paramètres mesurant l'écart au modèle de régression. On
choisit ici les 2 paramètres r i et pi2 (cf. DENIS et VINCOURT Cil) :
soit 8. l'écovalence, c'est-à-dire la part de l'interaction
due à la variété if on définit r. comme la part de s. non expliquée par
le modèle de regression et P.~ e&t la part expliquéeipar le modèle
rapportée à si (pi2 = l- ri/ki>.
1 CE 90
2 CE 145-66 V
3 CE 151-262
5 CE 157-95
6 CE 151-382
1.499.261
7 CE 180-33
8 CE 194-19
.O CE 196-7
On peut vérifier que la somme des r. multipliée par le
nombre de blocs par essai est égale à la SCE des rt&idus des régressions
(voir tableau d'analyse de variante).
Les variétés pour lesquelles on a, à la fois, P.~ faible et
r. élevé sont les variétés pour lesquelles le modèle ne s'ipplique pas
vilablement.
Pour ces 2 d'entre elles, c'est évident : CE 90 et CE
157-95 ont des variations non expliquées par le modèle.
Pour CE 194-19 on a également pi2 très faible, et ri encore
élevé.
- ll--
On peut alors ne considérer que les 5 autres variétés pour
l’étude de régression. Les figures 3 et 4 représentent les droites
de régression par variété et le graphique des pentes en fonction des
moyennes de ces mêmes variétés.
Il apparait alors :
- une variété très productive mais surtout en conditions
pluviométriques favorables (variété instable) : CE 145-66 V ;
- 2 variétés de productivité moyenne mais ayant un bon com-
portement en conditions pluviométriques défavorables (variétés stables) :
CE 151-382 et CE 196-7 ;
- 2 variétés de productivité moyenne et stabilité intermédiaire :
CE 151-262 et CE 180-33.
_-
._.. --.. --. -.--- - -:---:-
1
-4000
-2966
-2ocm
t
-1348
172oio
3M 6 4 1
1639
Indice d'environnement
1748
Pent .e
--
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IL.
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0,711
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0.5
1
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I
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I
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J
1
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5900
6000
9000
Moyennes
7wo
8779 ??lc,.ri
- 12 -
R6férences bibliographiques
111
DENIS J.B., VINCOURT P., Panorama des méthodes statistiques
d'analyse des interactions génotype x milieu
Agronomie, 2(3), 219-230, 1982
121
EBERHART S.A.,
RUSSEL W.A.,
Stability
parameters
for
comparing varieties
Crop Science, 6, 36-40, 1966
t31
FINLAY K.W., WILKINSON G.N., The analysis of adaptation on a
plant-breeding programme
Australian J. Agr. Res., 14, 742-754, 1963
143
LETOURMY P.,
Mission au
sénegal.
Séminaire sur la
méthodologie de
l'expérimentation
agronomique.
Mission
d'appui sur les stations de Saint-Louis et Bambey. 22
janvier - 4 février 1989
RIM/Méthodologie no 2 (a paraître).
4sdk ”
ETUDE DE LA STABILITE DU RENDEMENT DES VARIETES
E SORGHO DE CYCLE COURT ET DE CYCLE INTERMEDIAIRE
(synthèse des essais multilocaux 1985-1988)*
par
P. LETOURMY
IRAT MONTPELLIER
G. TROUCHE
CNRA/ISRA
INTRODUCTION
L'amélioration variétale du sorgho au Sénégal est orientée
vers la sélection de variétés de cycle court (90-100 jours) pour la
zone Centre-Nord (pluviométrie inférieure à 600 mm) et de variétés de
cycle intermédiaire (110-120 jours) pour les zones Centre-Sud et Sud
(pluviométrie variant entre 600 et 900 mm).
Les principaux objectifs de?&ectiob sont : bonne vigueur à
la levée, taille courte, panicule semi&mpact&avec une bonne ewW&ipn,.
*-&A
grain clair sans couche brune et à bonne vitrpité, bonne productivité,
._
stabilité du rendement, tolérance aux stress hydrlque pour les variétés
de cycle court, .tolérance aux moisissures du grain surtout pour les
variétés de cycle intermédiaire.
Dans le choix des variétés, la stabilité du rendement est un
caractère particulièrement important pour garantir une production régu-
lière sous des conditions d'environnements très variables. Une skie
d'essais multilocaux r&aliséb de 1985 à 1988 a été ainsi analysée afin
de juger l'adaptation des variétés dans différentes situations agrocli-
matiques.
Pour les variétés de cycle court l'analyse a concerné 8 essais
avec 21 variétés dont 8 communes aux 8 essais. Pour les variétés de
cycle intermédiaire l'analyse a porté sur 6 essais avec 17 variétés
dont 8 communes aux 6 essais. La variable étudiée est le rendement
exprimé en g/parcelle de 25192 m2, tous les chiffres figurant ci-après
sont exprimés dans cette unité.
- 2 -
Dans les 2 cas, la procédure d'analyse est la suivante :
1) Analyse des essais individuels, en tenant compte de toutes
les variétés de chaque essai.
2) Sélection des essais de même variante résiduelle (test
de BARTLETT).
3) Analyse des regroupements pertinents :
.
. test de l'interaction variétés communes x environne-
ments ;
. analyse de l'interaction par l'étude de la stabilité
du rendement.
-3-
1. Variétés de cycle interm6diaire
1.1 Sélection des essais Èk regrouper
Les analyses de variante des 6 essais fournissent les
estimations suivantes des variantes ré$iduelles :
no
Essai
Variante résiduelle
Degrés de
(CMR)
liberté
1
VELINGARA 86
1.188.271
60
2
SINTHIOU 86
2.647.212
60
3
NIORO
87
1.908.828
70
4
THYSSE 87
1.974.425
70
5
NIORO
88
2.882.313
55
6
THYSSE 88
749.229
55
Test d'6galit8 des variantes :
x2 (BARTLETT) = 32,61 > x2(5 dl ; 0,051 = 11,l
On en conclut que les variantes sont significativement
différentes. Ceci nous a amené & scinder en 2 groupes ces 6 essais :
- le groupe des no 2, 3, 4 et 5, dont le test de BARTLETT
n'est pas significatif ; x2 = 4,02 < x2(3 dl ; 0,051 = 7.81.
- le groupe des no 1 et 6, dont on peut tester l'égalité des
2 variantes (au niveau 5%) par le rapport de celles-ci comparé ci la
valeur de la statistique de FISHER (a 60 dl au numérateur et 55 dl au
dénominateur) au
niveau 2,5% (il s'agit d'un test B alternative
bilatérale) ;
1.188.271
F = -----_--- = 1,59 < F(60 dl ; 55 dl ; 2,5 %) = 1,69
749.229
Seul le groupe de 4 essais (no 2, 3, 4 et 5) peut faire
l'objet d'une étude de stabilité du rendement, celle-ci n'aurait pas de
sens avec seulement 2 essais (no 1 et 6). Ces derniers peuvent cependant
faire l'objet d'une analyse de regroupement classique.
-4-
1.2 Regroupements des essaie no 2, 3, 4 et 5
Ces 4 essais ont-été regroupés (variante résidue.lle calculée
à partir de l'ensemble des rhultats des 4 essais) seule la combinaison
des 8 variéth communes et des 4 environnements a été analysée pour
l'ktude de la stabi1it.G du rendement. On obtient le tableau suivant
.
d'analyse de variante :
Variation
Variétés
27.829.400
Environnements
1.378.170.000
Interaction var. x env.
*entre régressions
16.469.050
*résidus des régressions
Moyenne générale = 7594,l g/parcelle
Les indices d'environnement sont les karts entre les
moyennes des variétés communes par environnement et la moyenne générale,
d'où :
-.*
/
THYSSE 87
NIORO 87
NIORO 88
SINTHIOU 86
- 3189,9
- 572.6
- 477,8
4240,3
Du tableau d'analyse de variante on conclut qu'il existe une
interaction variétés x environnements significative. Cette interaction
est décomposhe en une part expliquée par les régressions sur les indices
d'environnement et une
part
non
expliquée
par
celles-ci (cf.
FINLAY-WILKINSON t31).
Il s'avère que la part de l'interaction non
expliquée par le modèle n'est pas significative,
par contre la part
expliquée par ces régressions l'est. Ceci signifie que le modèle d'étude
de la stabilité du rendement s'applique bien CI ces données, et que l'on
peut analyser les régressions des 8 variétés sans se préoccuper des
écarts
à ces
régressions (cf. le 2O
paramètre de
stabilité
d'EBERHART-RUSSEL t21).
Les variétés sont alors caractkisées par 2
paramgtres :
-5-
7613-039
7820-03-4
,
ETM est l'écart-type de la moyenne.
S(B) est l'écart-type de la pente, il s'agit d'un calcul
approché de cet kart-type en réalité (cf. rapport de mission au Sénégal
C41).
Pour chaque varieté i, on obtient une équation de régression
du rendement en fonction de l'indice d'environnement : Rdt = mi + bi 1
Ces résultats sont reprhsentés sur 2 graphiques : la figure
1 présente les droites de régression par variété et la figure 2 présente
-.*
les pentes en fonction des moyennes (avec la représentation, pour les
abscisses, de M + 2 ETM et, pour les ordonnées de 1 + 2 S(B).
-
Il apparaît alors des groupes de variétés, en particulier :
- 7613-039 productive et stable
- F2-20 et 7820-03-4 productives mais instables (adaptée aux
milieux favorables)
- S8120 adaptée aux milieux défavorables.
Il faut toutefois
constater
que
ces
résultats ne se
rapportent qu'a 4 essais! ce qui est peu.
.
-6-
1.3 Regroupement des essais no 1 et 6
On obtient une interaction essai x variété significative :
Variation
dl
F
Interaction essai variét8
7
5,85 test significatif
au niveau 1%
Résiduelle
115
Le tableau suivant présente les moyennes observées des
variétés dans les 2 essais (les astérisques désignent les variétés
communes) :
no 1 : VELINGARA 86
no 6 : THYSSE 88
F2-20
12516,7 *
S8136
4133,3 +
L30
11708,3
ssv3
3433.3
S8136
11603,3 +
ssv5
3325,0 +
7954-26
10325,O +
SSV8
3250,O +
SSVl
10171,7
F2-20
3283,3 ?
CE151-186
9755.0
7954-26
3066,7 +
7820-034
9550,o +
ssv7
2875,0
-3
S8120
9508.3 +
7613-039
2871,7 +
SSV8
9461,7 *
S8120
2601,7 +
7613-039
8850,o *
SSVlO
2333,3
SSV6
8186,7
137-62
2283,3
ssv5
7905.0 *
7820-03-4
1946.7 *
7618-012
7875,0
Moyenne des
Moyennes des
variétés communes = 9968,8
variétés communes = 3054,2
ETM = 403,79
-7-
Prenons la varieté 7613-039 par exemple, trouvee productive
et stable dans les essais 2 A 5. Son équation de régression sur 1,
l'indice de l'environnement est :
Rdt = 8950,8 + 1,0567 1
.
1 est estimé par l'écart entre la moyenne des 8 variétés
communes dans l'essai et la moyenne de ces variétés dans les essais 2 B
5, d'où :
Essai
I I Valeur prédite Valeur observée
I
I
1
11.460,l
8.850,O
6
4.153,5
)
2.871,7
Cette variété 7613-039 trouvée productive et stable dans les
4 essais 2 à 5, se révèle décevante dans les deux autres essais.
Il apparaît que le modèle ne s'applique pas pour cette
variété et il faut sans doute se demander pourquoi une variété trouv6e
productive et
stable dans 4 environnements se
trouve être moins
intéressante dans les 2 autres.
Le même type de comparaison pourraît être fait pour les
autres variétés.
L
-A000
I
-2000
d\\
0
2000
Aa
4240
6000
-3190
-572
-477
Indice d'environnement
Pentes
I
f,5
1,231
1
0
9 ,5
I
I
96’
I
I
I
.!.
p.l : 14
7
.-._... --
-.
L
5000
6000
7000
? 8000
9000
Mcyennes
-8-
11. Varii5tés de cycle court
II.1 SBlection des essais B regrouper
Les analyses de variante des 8 essais fournissent les
estimations suivantes des variantes résiduelles :
no
Essai
Variante résiduelle
Degrés de
(CMR)
liberté
1
BAMBEY 85
1.849.347
50
2
NIORO 86
2.458.350
70
3
ROF 86
2.327.699
70
4
BAMBEY 86
839.687
70
5
BAMBEY 87
1.717.962
75
6
NIORO 87
1.522.179
75
7
NIORO 88
3.011.537
60
a
BAMBEY 88
4.396.447
60
Test d'égalith des variantes :
X2 (BARTLETT) = 53,38 > x2(7 dl ; 0,05) = 14,l
Les variantes
étant significativement différentes, il a
a fallu écarter l'essai no 4 plus précis et l'essai no a moins précis que
les 6 autres ; d'où le groupe des essais no 1, 2, 3, 5, 6 et 7, dont le
test de BARTLETT n'est pas significatif :
X2 = 10,91 < x2(5 dl ; 0,05) = 11,l
-9-
11.2 Regroupement des essais no 1, 2, 3, 5, 6 et 7
Ici 8 varietés sont communes & ces 6 essais. La même analyse
de stabilité de rendement a été effectuée que pour les variétés de cycle
intermédiaire. On obtient le tableau suivant d'analyse de variante :
Variation
ilariétés
104.132.630
14.876.090
Znvironnements
815.183.900
163.036.780
Interaction var. x env.
,entre régressions
44.700.740
késidus des régressions
s = significatif au niveau P=O,O5
Moyenne génerale = 8729,3 g/parcelle
Les indices d'environnement sont les suivants :
BAMBEY 87
ROF 86
BAMBEY 85
NIORO 86 NIORO 88
NIORO 87
- 2986,6
- 1348,l
306,5
641,5
1638.8
1747,8
I
,.
On remarque que les indices d'environnements les plus bas
correspondent aux sites de plus faible pluviométrie, Bambey et Rof.
Le facteur hydrique, quantité de pluie et qualité de sa répartition
par rapport aux phases sensibles, apparait comme le principal facteur
limitant du rendement dans les conditions de réalisation des essais.
- 10 -
Du tableau d'analyse de variante,
il apparalt qu'il existe
une
interaction
variétés x
environnements
significative.
La part
expliquée par les régressions est significative, mais il existe aussi
une part de l'interaction non expliquée par celles-ci. Ceci traduit le
fait que le modèle ne s'applique pas parfaitement, au moins pour
quelques variétks.
Il est nécessaire' alors de caractériser chaque
variété,
non seulement par la moyenne et sa pente de régression, mais
aussi par des paramètres mesurant l'écart au modèle de régression. On
choisit ici les 2 paramètres r i et pi2 (cf. DENIS et VINCOURT Cil) :
soit 8. l'écovalence, c'est-à-dire la part de l'interaction
due à la variété if on définit r. comme la part de s. non expliquée par
le modèle de regression et P.~ e&t la part expliquéeipar le modèle
rapportée à si (pi2 = l- ri/ki>.
1 CE 90
2 CE 145-66 V
3 CE 151-262
5 CE 157-95
6 CE 151-382
1.499.261
7 CE 180-33
8 CE 194-19
.O CE 196-7
On peut vérifier que la somme des r. multipliée par le
nombre de blocs par essai est égale à la SCE des rt&idus des régressions
(voir tableau d'analyse de variante).
Les variétés pour lesquelles on a, à la fois, P.~ faible et
r. élevé sont les variétés pour lesquelles le modèle ne s'ipplique pas
vilablement.
Pour ces 2 d'entre elles, c'est évident : CE 90 et CE
157-95 ont des variations non expliquées par le modèle.
Pour CE 194-19 on a également pi2 très faible, et ri encore
élevé.
- ll--
On peut alors ne considérer que les 5 autres variétés pour
l’étude de régression. Les figures 3 et 4 représentent les droites
de régression par variété et le graphique des pentes en fonction des
moyennes de ces mêmes variétés.
Il apparait alors :
- une variété très productive mais surtout en conditions
pluviométriques favorables (variété instable) : CE 145-66 V ;
- 2 variétés de productivité moyenne mais ayant un bon com-
portement en conditions pluviométriques défavorables (variétés stables) :
CE 151-382 et CE 196-7 ;
- 2 variétés de productivité moyenne et stabilité intermédiaire :
CE 151-262 et CE 180-33.
_-
._.. --.. --. -.--- - -:---:-
1
-4000
-2966
-2ocm
t
-1348
172oio
3M 6 4 1
1639
Indice d'environnement
1748
Pent .e
--
.,_.._ -.:... .
IL.
_...
.
.
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x ;
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L.-I.
‘_
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1,5
-1.
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1
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0,711
.L
0.5
1
~
I
t
I
I
I
J
1
+. . .._- --
5900
6000
9000
Moyennes
7wo
8779 ??lc,.ri
- 12 -
R6férences bibliographiques
111
DENIS J.B., VINCOURT P., Panorama des méthodes statistiques
d'analyse des interactions génotype x milieu
Agronomie, 2(3), 219-230, 1982
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EBERHART S.A.,
RUSSEL W.A.,
Stability
parameters
for
comparing varieties
Crop Science, 6, 36-40, 1966
t31
FINLAY K.W., WILKINSON G.N., The analysis of adaptation on a
plant-breeding programme
Australian J. Agr. Res., 14, 742-754, 1963
143
LETOURMY P.,
Mission au
sénegal.
Séminaire sur la
méthodologie de
l'expérimentation
agronomique.
Mission
d'appui sur les stations de Saint-Louis et Bambey. 22
janvier - 4 février 1989
RIM/Méthodologie no 2 (a paraître).