REPUBLIQUE DU SENEGAL ,:INISTERE DE L'ENSEIGMEMENT ...
REPUBLIQUE DU SENEGAL
,:INISTERE DE L'ENSEIGMEMENT SUPERIEUR
XT XX LA RECHERCHE SCIENTIFIQUJZ
I
AkîîLIORATION DU MIL
Document no 4 : Exploitstion des pools de sélection
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 sélection ont été constitués par rebrassage des lignees
en deux recombinaisons panCctiques dans le but de fegoriser de nouvelles recom-
binaisons pour 1 ‘étude des liaisons cycle-rendement, nrchitecture-rendement. Les
lipécs constitutives. de ces pools et leur origine peuvent &re trouvées dans
le document Nol, II-6 * IV-l.
I - LES LIldITES EU k&TERIEL
Il nous a semblé nkessaire avant d’entamer une telle étude de
tester, ne serait-se que de Facjon partielle les limites C!U matériel. C’est ainsi
qu’Uri nombre de caractéres a été observé sur un khantillon de 60 phvbcs tirées
au hasard dans chaque pool et leur moyenne et leur diF:persion étudiées.
L ’ analyaz :J. rkvélé we homogénlité de la plupart des earaotères
étudisc 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 récolte de,r; plantes
zutofbcondées, 1s pratique de parcelles
communes aux deux sous programmes cycle et archit.?cture nIa pas manqu& de po,rrer
des problèmes Pratique#s dans la mesure où les plailtes récoltées n!étaient pas
toujours les meilleures. L’essai a été reconduit 1 ‘anrée suivante.
Les bonnes conditions pluviométriql~es
de 1’ hivernage 1978 a permis
une meilleure expression phénotypique 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
é
t
é
sélectiORné.
Ida pqxdatiol-!
sur cyboplasbie
339 a <té comY)lktement 11&imée
par le mildiou, ce qui n’avait pas été observé! en hiverwge 1977’. ntunt= année 5
la suivante on a pu noter une différezce 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 diamètre Je la chandelle dans les 60-65 jours
et 2’1 X pour le diamétre 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 à l’ann4e 1977.
Las plus i’8ibles variations sont wtées pour les’délais d”kpiaison de :I~I chandelle
principale. Lv tallage reste le cara.ct&re le plus diversifié wec un coefficient
dç variation de l’ordre de 67 % (tableau N*2).
Les résultats de l’hiver:..age 1975 confirment ceux de l’hivernage; 1977
pour ce qui est de la variabilité do ce matériel : au r,zin d’une m$me populat:i.on,
la rkaction conforme et con.jugée des individus aux efi’cts de 1’ environwment
témoiync d’une prédominance de la balance interne et de 1 ‘inefficacite des, recom-
binaisons panmictiques qui. n’ont pas abouti 2 une réelle redistribution alléligue
comme on a dû l’espérer.
2
L’insuffisance de la variabilit9 dev cara.ctGres ,architacturaux
constat6e dans les populations expérimentale, ne permettent pas leur stricte
utilisation dans 1 ‘étude des liaisons archi teeturc-rendement,
ni leur amélioration
pour elles-mCmes.
Il a 6th décidé d’un au,tre emploi de ce matériel et. de mener
1 ‘étude des liaisons arc~lit~c,~ure-rendement
sur un mat&riel de qualite et d’origine
plus diversifiées,
II - SELECI”IO1’I DES Sl
Dec épis autofécondés ont été sélectionnos sur 10 populations d”après
la valeur propre; des SO plantes-mkws des S1.
Les résultats du test de studrnt de comparaison de moyennes inter-
>cpulations effectu&
c,our une série de çaracteres permettent de distinguer deur
groupes de &>opulations (tableau No?) :
-l celles dont les cycles, délais d’épiaison de la chsndelle
principale ne pr5senter.k P:IS de différence 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 présen.tent
(ntre elles et avec le
ler groupe une différence hautement çixnificative : i:. s’agit des populations
PS 60-2, PS 75-2, PS AC ct Syn 6-3.
ûn peut remarquer que PS 90-2 9 PSifi et PS C;i4 Ex-B ne présentent pas
entre ellea de différence significative pour les caractéristiques’ de la chandelle,
PS 90.~2 est particulièrement proche de la ponulatioc naine du $Ji,tc-r*
3,‘4 EB, Ces deux populations ne diffèrent significativement que pour la hauteur
des plantes et ls’longdeur des feuilles. Les plantes tic PS W-2 sont de taill?
su@rieure mais di; longueur de feuilles plus petite que celles dc 3/4 El;.
Les riieultats de ï ‘essai potentiel conduit :j Zambey, Louga. et Nioro
f,ii hivernage 1979 mont:?e ~1 :~~ei!leur potertiol. dc production df: PS 30-2 ccmp:;ré
5 J/4 Ex-Bornu et même uni: meilleure stabilité (fig ! a, 1 c) , Son rendement inter-
site atteint 96 % de celui du témoin local.
A la lumière Ge 1 ‘analyse, il est convenu dt envisager :
- 1 ‘am6lioration dc PS 90-2 pcjur elle mgme ;
- la oonoti~ution de composites d’apr&s ies tests statistiques
effectués pour le cycle; et diverses carat-ISristiques architecturales et de rwkkmmt.
III - TEST DES Sl (HIWjlNAGE 1979)
Les six cents (600) Si testées en hiVc+nag,c: 1979 par rapport aux
poolu ~1or.t elles sont issues et par rapport au Souna, i: Bambey, Nioro et Lou~a se
rbpwtjsscnt comm sui. t :
Hauteur totale plante (HT?)
iicxltE!Ur S~l?S chandelle (i-ISC)
Longueur chandelle
ILSI
Uildiou
(Sd)
Cltarklon
ICha)
Ch&. 1 le
(Ck)
Nbre p l a n t e s rkoltees (NPR)
Rendement
(nd)
Pails d e paille
(UP)
La localit6 (Lj est introduite comme variable auxiliaire dans
1 ‘analyse multivariable : Eioro est 1s c l a s s e d e base avec x = 0.
2/- iGt!1odes
a+/ . . L’infl~uence du milieu, de la hauteur de la plante et du
-...1_-2_-.-.~-----.--------_..--.-----L--.--,.--.“.--I-“-I--.----.___._-C.
poids de paille sur 1 e rendement ( tabluac. LT!
ï--r-.-.------l-r-“--.--.-r...Prnl --...L...*.....--I**
i.s quzstion à 1aquel.l.e on cherche à r&ponike est la suivante :
- lr Fendement (y) 6tant la variable dépendante et les
Liutrfy.< caractéren
(x) ier> v a r i a b l e s ind$pendante::, quç:;?ïes &Ont c e l l e s o u qu’e?-lr
est CC~~C: cpi parmi les variablet, indépendantes explique le mieux les varia-
tions liées au reixlumnt 7
- Le illod?le admet la linéarité des cornbiiw:isoVqn de variabl.es
exp‘i2atives.
On a y =: bo -1- bl x1 + bZ x2 . . . . . . . . . b:; xl< + Se
bi = coefficient de corrêlakion totale, Se
wreur
- Qua;:.ci i l +
~‘agi.t de Faire resr;ortir la contribution des v.wiableç
explicative s x à l’explicxtion Ues variations de y$ ?Ci; coeïficients bj, sont
recq3l.acés ~?Cl? les BÊtae i c p i soxt d e s c o e f f i c i e n t s indé~~enclax~; d e 1i::urs un:i t<ic
dt: nc::ure > cc:-!trés 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 corrélation multiple (3) indique le degré
de liaison antre la wriable dépendante et la neilleure combinaison lin&air,r de,
variabïçs indépenda;kes.
"-
:!4'
rar~!?j.
!:;
C--lj.~ 1;
coe.Wi~ient de d61;ern;ir,ation indi.qw l a
fractior! de variante exp:.i.$&e (RSQD) par 3.a regression linéaire.
- r.2 partiel : part de variancc expliquëe par chaque variable
indépvntiante o
- r% margina1 : 1 laugmentation de la vari.~ation expiiquite à 1 * intro.-
düction
de chaque varisble explic~tivi;.
- Les corr+lations partielles
- Les priwipaietl statis-tique; t I Fc 3 Se < ri:sidue:lle) pcri:wtLent.
de faire des i;c-sts :
- si&Pication ch nodk1.e
-. COi3tX4.butiOn (4ZZ variables exS;l.)lica?;i.ves
- iiïtervalles 22 corîfiance
- prCcisior1 de la mesure de 1 ’ i.r$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 régularit& du rendr-;ment dz; SI a été faite G. partir
de quatre modelez~ comp2~mentaires
rlont chacun fournit une contribution impwtante
à la défi.;Ctiorl dc la stabilité du rendemer&.
- R6gressiw d e Tinlay - 1Villcinso;z (1983)
me-
II s’agi-t dans cette méthode de calculer ‘La Ggx~Cs:jio~~ du rei?demetll;
individuel de chaque w:lzke sur IF. reï:dem$?i?.t T!C)yJc;n dc’.: rnvi ro;~nemé:nts . Deux
paramètres permettent de caractériser une en-ti4e : son coef?icient de régression
et ?;Or: rendement irker:<i.te ( BiE. a). 1~3 diEérence entre les coeCficients de
régressiun explique
11.~ maJ’wr’3 partic de2 interactiow génotype-+nvironncment
~
-- iiézi*rssio;l dlEboAlart et RUSSE (1986)
Le rcndemenk moyen d’une entrée i est lié .f 1 ‘environnement ,j
par la relation :
= moyenn.e de 1 ‘entrRe i dan:; tous les cnvironnement~~
pi
b i = coefFicient rie rég,rcssion
6 . .
~JZ Jf&-iation 5 1.a rGgï;.:;ssior,
L1ewirwnzment
Ej csi; car.wtGrisé par 1 I irAice 2 : = BI‘j - M
Li
,.i J* étant la moyenile dc ,toutea Tes entrkes testées 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.~, décomposée (tableau 6) comme suite,
-* T:ariation li6e aux potentialités .&ell::s ire chaque entr6e
- Variation due & La divcrsitd des envi rl,nncmc?nt.s
- ;ntéractions ~enoty~r--r:1~viï-onnernents.
-- test de l’~~;pot‘n&se d’identité des po-kentieis de production
des entGes ;
- test de la lirdnrit~ de la réac:ion vis--à--vis de
1 t ewi;onnement 1
. test sur lss déviations.
Ef’rets ii..:iividuels
U??c: ctructure sCable kit :woir :
Le rcr;.demeCl; i20JfeIl d’un ~énoty:q:-: i est Ii.6 à 1’ environnement 3.j
par la relatior :
Le$; coe.<:fic.ients de rél-y>ession peuvcr,l; Strv estimé:< G. partir des
coçf.Picients de régression lirAaire bi et les écarts Zi la réfyession 6rj par 1~
rclatic:! :
La comparaison des coeFfici3ntu de rbgression da:rs une analyse
combinée y permet d’estimer précis&ment l’hCtérog&nhii:C des régre:;sior;s. L;X cou?-
pesante cowJergence des droites dti régression? permet .ie spé.:ifier l a formr I&
l’intéracti.on tr x E.
- Xodèle 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 êzre classés 311 ;6owt.i.on
de ces paramètre:; daï;:; 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
cGroüi.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-é.tatiorz des résulta-ts
consignés 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 tée ultéri eure2ent.
,:INISTERE DE L'ENSEIGMEMENT SUPERIEUR
XT XX LA RECHERCHE SCIENTIFIQUJZ
I
AkîîLIORATION DU MIL
Document no 4 : Exploitstion des pools de sélection
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 sélection ont été constitués par rebrassage des lignees
en deux recombinaisons panCctiques dans le but de fegoriser de nouvelles recom-
binaisons pour 1 ‘étude des liaisons cycle-rendement, nrchitecture-rendement. Les
lipécs constitutives. de ces pools et leur origine peuvent &re trouvées dans
le document Nol, II-6 * IV-l.
I - LES LIldITES EU k&TERIEL
Il nous a semblé nkessaire avant d’entamer une telle étude de
tester, ne serait-se que de Facjon partielle les limites C!U matériel. C’est ainsi
qu’Uri nombre de caractéres a été observé sur un khantillon de 60 phvbcs tirées
au hasard dans chaque pool et leur moyenne et leur diF:persion étudiées.
L ’ analyaz :J. rkvélé we homogénlité de la plupart des earaotères
étudisc 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 récolte de,r; plantes
zutofbcondées, 1s pratique de parcelles
communes aux deux sous programmes cycle et archit.?cture nIa pas manqu& de po,rrer
des problèmes Pratique#s dans la mesure où les plailtes récoltées n!étaient pas
toujours les meilleures. L’essai a été reconduit 1 ‘anrée suivante.
Les bonnes conditions pluviométriql~es
de 1’ hivernage 1978 a permis
une meilleure expression phénotypique 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
é
t
é
sélectiORné.
Ida pqxdatiol-!
sur cyboplasbie
339 a <té comY)lktement 11&imée
par le mildiou, ce qui n’avait pas été observé! en hiverwge 1977’. ntunt= année 5
la suivante on a pu noter une différezce 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 diamètre Je la chandelle dans les 60-65 jours
et 2’1 X pour le diamétre 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 à l’ann4e 1977.
Las plus i’8ibles variations sont wtées pour les’délais d”kpiaison de :I~I chandelle
principale. Lv tallage reste le cara.ct&re le plus diversifié wec un coefficient
dç variation de l’ordre de 67 % (tableau N*2).
Les résultats de l’hiver:..age 1975 confirment ceux de l’hivernage; 1977
pour ce qui est de la variabilité do ce matériel : au r,zin d’une m$me populat:i.on,
la rkaction conforme et con.jugée des individus aux efi’cts de 1’ environwment
témoiync d’une prédominance de la balance interne et de 1 ‘inefficacite des, recom-
binaisons panmictiques qui. n’ont pas abouti 2 une réelle redistribution alléligue
comme on a dû l’espérer.
2
L’insuffisance de la variabilit9 dev cara.ctGres ,architacturaux
constat6e dans les populations expérimentale, ne permettent pas leur stricte
utilisation dans 1 ‘étude des liaisons archi teeturc-rendement,
ni leur amélioration
pour elles-mCmes.
Il a 6th décidé d’un au,tre emploi de ce matériel et. de mener
1 ‘étude des liaisons arc~lit~c,~ure-rendement
sur un mat&riel de qualite et d’origine
plus diversifiées,
II - SELECI”IO1’I DES Sl
Dec épis autofécondés ont été sélectionnos sur 10 populations d”après
la valeur propre; des SO plantes-mkws des S1.
Les résultats du test de studrnt de comparaison de moyennes inter-
>cpulations effectu&
c,our une série de çaracteres permettent de distinguer deur
groupes de &>opulations (tableau No?) :
-l celles dont les cycles, délais d’épiaison de la chsndelle
principale ne pr5senter.k P:IS de différence 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 présen.tent
(ntre elles et avec le
ler groupe une différence hautement çixnificative : i:. s’agit des populations
PS 60-2, PS 75-2, PS AC ct Syn 6-3.
ûn peut remarquer que PS 90-2 9 PSifi et PS C;i4 Ex-B ne présentent pas
entre ellea de différence significative pour les caractéristiques’ de la chandelle,
PS 90.~2 est particulièrement proche de la ponulatioc naine du $Ji,tc-r*
3,‘4 EB, Ces deux populations ne diffèrent significativement que pour la hauteur
des plantes et ls’longdeur des feuilles. Les plantes tic PS W-2 sont de taill?
su@rieure mais di; longueur de feuilles plus petite que celles dc 3/4 El;.
Les riieultats de ï ‘essai potentiel conduit :j Zambey, Louga. et Nioro
f,ii hivernage 1979 mont:?e ~1 :~~ei!leur potertiol. dc production df: PS 30-2 ccmp:;ré
5 J/4 Ex-Bornu et même uni: meilleure stabilité (fig ! a, 1 c) , Son rendement inter-
site atteint 96 % de celui du témoin local.
A la lumière Ge 1 ‘analyse, il est convenu dt envisager :
- 1 ‘am6lioration dc PS 90-2 pcjur elle mgme ;
- la oonoti~ution de composites d’apr&s ies tests statistiques
effectués pour le cycle; et diverses carat-ISristiques architecturales et de rwkkmmt.
III - TEST DES Sl (HIWjlNAGE 1979)
Les six cents (600) Si testées en hiVc+nag,c: 1979 par rapport aux
poolu ~1or.t elles sont issues et par rapport au Souna, i: Bambey, Nioro et Lou~a se
rbpwtjsscnt comm sui. t :
Hauteur totale plante (HT?)
iicxltE!Ur S~l?S chandelle (i-ISC)
Longueur chandelle
ILSI
Uildiou
(Sd)
Cltarklon
ICha)
Ch&. 1 le
(Ck)
Nbre p l a n t e s rkoltees (NPR)
Rendement
(nd)
Pails d e paille
(UP)
La localit6 (Lj est introduite comme variable auxiliaire dans
1 ‘analyse multivariable : Eioro est 1s c l a s s e d e base avec x = 0.
2/- iGt!1odes
a+/ . . L’infl~uence du milieu, de la hauteur de la plante et du
-...1_-2_-.-.~-----.--------_..--.-----L--.--,.--.“.--I-“-I--.----.___._-C.
poids de paille sur 1 e rendement ( tabluac. LT!
ï--r-.-.------l-r-“--.--.-r...Prnl --...L...*.....--I**
i.s quzstion à 1aquel.l.e on cherche à r&ponike est la suivante :
- lr Fendement (y) 6tant la variable dépendante et les
Liutrfy.< caractéren
(x) ier> v a r i a b l e s ind$pendante::, quç:;?ïes &Ont c e l l e s o u qu’e?-lr
est CC~~C: cpi parmi les variablet, indépendantes explique le mieux les varia-
tions liées au reixlumnt 7
- Le illod?le admet la linéarité des cornbiiw:isoVqn de variabl.es
exp‘i2atives.
On a y =: bo -1- bl x1 + bZ x2 . . . . . . . . . b:; xl< + Se
bi = coefficient de corrêlakion totale, Se
wreur
- Qua;:.ci i l +
~‘agi.t de Faire resr;ortir la contribution des v.wiableç
explicative s x à l’explicxtion Ues variations de y$ ?Ci; coeïficients bj, sont
recq3l.acés ~?Cl? les BÊtae i c p i soxt d e s c o e f f i c i e n t s indé~~enclax~; d e 1i::urs un:i t<ic
dt: nc::ure > cc:-!trés 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 corrélation multiple (3) indique le degré
de liaison antre la wriable dépendante et la neilleure combinaison lin&air,r de,
variabïçs indépenda;kes.
"-
:!4'
rar~!?j.
!:;
C--lj.~ 1;
coe.Wi~ient de d61;ern;ir,ation indi.qw l a
fractior! de variante exp:.i.$&e (RSQD) par 3.a regression linéaire.
- r.2 partiel : part de variancc expliquëe par chaque variable
indépvntiante o
- r% margina1 : 1 laugmentation de la vari.~ation expiiquite à 1 * intro.-
düction
de chaque varisble explic~tivi;.
- Les corr+lations partielles
- Les priwipaietl statis-tique; t I Fc 3 Se < ri:sidue:lle) pcri:wtLent.
de faire des i;c-sts :
- si&Pication ch nodk1.e
-. COi3tX4.butiOn (4ZZ variables exS;l.)lica?;i.ves
- iiïtervalles 22 corîfiance
- prCcisior1 de la mesure de 1 ’ i.r$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 régularit& du rendr-;ment dz; SI a été faite G. partir
de quatre modelez~ comp2~mentaires
rlont chacun fournit une contribution impwtante
à la défi.;Ctiorl dc la stabilité du rendemer&.
- R6gressiw d e Tinlay - 1Villcinso;z (1983)
me-
II s’agi-t dans cette méthode de calculer ‘La Ggx~Cs:jio~~ du rei?demetll;
individuel de chaque w:lzke sur IF. reï:dem$?i?.t T!C)yJc;n dc’.: rnvi ro;~nemé:nts . Deux
paramètres permettent de caractériser une en-ti4e : son coef?icient de régression
et ?;Or: rendement irker:<i.te ( BiE. a). 1~3 diEérence entre les coeCficients de
régressiun explique
11.~ maJ’wr’3 partic de2 interactiow génotype-+nvironncment
~
-- iiézi*rssio;l dlEboAlart et RUSSE (1986)
Le rcndemenk moyen d’une entrée i est lié .f 1 ‘environnement ,j
par la relation :
= moyenn.e de 1 ‘entrRe i dan:; tous les cnvironnement~~
pi
b i = coefFicient rie rég,rcssion
6 . .
~JZ Jf&-iation 5 1.a rGgï;.:;ssior,
L1ewirwnzment
Ej csi; car.wtGrisé par 1 I irAice 2 : = BI‘j - M
Li
,.i J* étant la moyenile dc ,toutea Tes entrkes testées 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.~, décomposée (tableau 6) comme suite,
-* T:ariation li6e aux potentialités .&ell::s ire chaque entr6e
- Variation due & La divcrsitd des envi rl,nncmc?nt.s
- ;ntéractions ~enoty~r--r:1~viï-onnernents.
-- test de l’~~;pot‘n&se d’identité des po-kentieis de production
des entGes ;
- test de la lirdnrit~ de la réac:ion vis--à--vis de
1 t ewi;onnement 1
. test sur lss déviations.
Ef’rets ii..:iividuels
U??c: ctructure sCable kit :woir :
Le rcr;.demeCl; i20JfeIl d’un ~énoty:q:-: i est Ii.6 à 1’ environnement 3.j
par la relatior :
Le$; coe.<:fic.ients de rél-y>ession peuvcr,l; Strv estimé:< G. partir des
coçf.Picients de régression lirAaire bi et les écarts Zi la réfyession 6rj par 1~
rclatic:! :
La comparaison des coeFfici3ntu de rbgression da:rs une analyse
combinée y permet d’estimer précis&ment l’hCtérog&nhii:C des régre:;sior;s. L;X cou?-
pesante cowJergence des droites dti régression? permet .ie spé.:ifier l a formr I&
l’intéracti.on tr x E.
- Xodèle 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 êzre classés 311 ;6owt.i.on
de ces paramètre:; daï;:; 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
cGroüi.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.
-
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I I I - !ESULTATS ZT DISCUSSIOMS
On r.‘a pas eu le temps de finaliser 1. ‘il;t~;rpl-é.tatiorz des résulta-ts
consignés 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 tée ultéri eure2ent.