4. RESULTADOS E DISCUSSÃO
4.5. Tamanho da parcela pelo método da comparação de variâncias
As variâncias da produção média de grãos por unidade básica (variâncias reduzidas - Vˆ(xi)) para cada tamanho de parcela nos diferentes sistemas de cultivo, em cada local, foram estimadas e são apresentadas nas Tabelas 9 a 12. Observa-se que as parcelas de tamanho unitário (uma ub) apresentaram maior variância da média, seguidas das parcelas de tamanho imediatamente superior, e assim por diante. Estes resultados confirmam a existência de relação inversa entre tamanho de parcela e sua respectiva variância, conforme tem sido mostrado por diversos autores (SMITH, 1938; HATHEWAY, 1961; LE CLERG, 1967; VALLEJO e MENDOZA, 1992; ZHANG et al., 1994; ORTIZ, 1995; STEEL et al., 1997; FERREIRA, 2000).
Aplicando-se consecutivos testes de homogeneidade de variâncias constatou-se que os tamanhos de parcela variando de 3 a 96 unidades básicas, nos experimentos 1 e 2, apresentaram variâncias estatisticamente iguais (Tabela 9). Neste caso, considerou-se a parcela formada por 3 ub (0,6 m2) como sendo o melhor tamanho para as condições destes ensaios, uma vez que as variâncias não foram reduzidas significativamente quando parcelas maiores foram utilizadas.
TABELA 9. Estimativas das variâncias da produção média de grãos em trigo de sequeiro, cv Aliança, para diferentes tamanhos de parcelas em ub (x)
Estimativas das variâncias reduzidas - Vˆ(xi) Tamanho da
parcela
(x) Experimento 1 (Co-PC) Experimento 2 (SG-PC) Experimento 3 (Co-PD) Experimento 4 (SG-PC)
1 77,6803 a 137,5494 a 56,1014 a 82,2018 a 3 43,3187 b 82,0256 b 29,0775 b 34,5317 b 6 35,4245 b 60,6007 b 17,9669 c 24,7405 c 12 27,6598 b 52,9938 b 10,3326 c 15,2462 c 24 22,5867 b 43,6806 b 8,1134 c 8,3540 c 96 29,1607 b 36,6199 b 9,3358 c 2,1550 c
Adotando-se o mesmo procedimento, obteve-se um tamanho ótimo de parcela de 6 unidades básicas (1,2 m2) para os experimentos 3 e 4, pois incrementos adicionais de área, além deste limiar, não proporcionaram ganhos significativos na precisão experimental (Tabela 9).
Pelos resultados da Tabela 10, constata-se que nos experimentos 5 e 6 as variâncias das parcelas formadas por 6, 12, 24 e 96 unidades básicas foram estatisticamente semelhantes, indicando que o melhor tamanho da parcela, para essas condições experimentais, foi aquele formado por 6 unidades básicas, correspondendo a uma área de 1,2 m2. Para os experimentos 7 e 8, o tamanho apropriado da unidade experimental para avaliação da produção de grãos foi de 3 e 12 unidades básicas (0,6 e 2,4 m2), respectivamente.
TABELA 10. Estimativas das variâncias da produção média de grãos em trigo de sequeiro, cv IAC 350, para diferentes tamanhos de parcelas em ub (x)
Estimativas das variâncias reduzidas - Vˆ(xi) Tamanho da
parcela
(x) Experimento 5 (Co-PC) Experimento 6 (SG-PC) Experimento 7 (Co-PD) Experimento 8 (SG-PD)
1 60,6290 a 120,6179 a 65,5965 a 112,5572 a 3 30,8766 b 57,7831 b 36,8921 b 47,5922 b 6 14,8304 c 31,4825 c 25,1792 b 28,7069 c 12 9,3726 c 19,3143 c 16,2905 b 13,1399 d 24 5,7025 c 12,0459 c 13,7976 b 7,5464 d 96 6,1978 c 3,8979 c 14,7017 b 2,4632 d
Valores seguidos de mesma letra, numa mesma coluna, não diferem entre si (Bartlett a 5%).
De acordo com a Tabela 11, observa-se que as parcelas formadas por 12, 24 e 96 unidades básicas, nos experimentos 9, 10 e 11, apresentaram variâncias estatisticamente iguais. Desse modo, a parcela constituída por 12 unidades básicas (2,4 m2) foi considerada como o tamanho adequado para estudo da produção de grãos naquelas condições experimentais. No experimento 12, apenas os dois maiores tamanhos de parcela apresentaram variâncias homogêneas, indicando que, neste caso, o tamanho apropriado da unidade experimental deve ser de 24 unidades básicas (4,8 m2).
TABELA 11. Estimativas das variâncias da produção média de grãos em trigo irrigado, cv IAC 289, para diferentes tamanhos de parcelas em ub (x)
Estimativas das variâncias reduzidas - Vˆ(xi) Tamanho da
parcela
(x) Experimento 9 (Co-PC) Experimento 10 (SG-PC) Experimento 11 (Co-PD) Experimento 12 (SG-PD)
1 56,0370 a 186,9466 a 53,3476 a 171,1160 a 3 22,8895 b 88,0868 b 16,1591 b 61,4750 b 6 9,8166 c 49,2610 c 8,9501 c 42,1534 c 12 3,1504 d 22,4546 d 3,8950 d 24,9929 d 24 2,0090 d 6,9800 d 2,2649 d 2,5578 e 96 1,8219 d 6,3868 d 0,3831 d 0,1735 e
Valores seguidos de mesma letra, numa mesma coluna, não diferem entre si (Bartlett a 5%).
O tamanho adequado da parcela nos experimentos 13 e 14 (Tabela 12) foi aquele formado por 12 unidades básicas, correspondendo a uma área de 2,4 m2. Para os experimentos 15 e 16, os resultados indicaram um tamanho de parcela de 24 unidades básicas (4,8 m2) como sendo o mais apropriado para estudo da variável produção de grãos.
TABELA 12. Estimativas das variâncias da produção média de grãos em trigo irrigado, cv BRS 207, para diferentes tamanhos de parcelas em ub (x)
Estimativas das variâncias reduzidas - Vˆ(xi) Tamanho da
parcela
(x) Experimento 13 (Co-PC) Experimento 14 (SG-PC) Experimento 15 (Co-PD) Experimento 16 (SG-PD)
1 60,4104 a 138,6418 a 66,4326 a 281,2930 a 3 29,7050 b 54,6120 b 38,7051 b 100,2971 b 6 17,4022 c 30,1505 c 21,6313 c 58,4723 c 12 8,3166 d 12,1684 d 10,7223 d 41,2545 d 24 3,9216 d 7,5666 d 4,6181 e 10,4944 e 96 3,3878 d 4,5049 d 0,2011 e 5,6450 e
Valores seguidos de mesma letra, numa mesma coluna, não diferem entre si (Bartlett a 5%).
de 3 a 24 unidades básicas (0,6 a 4,8 m2). Esta ampla variação deve-se, em grande parte, a limitações do próprio método que, em função da exigência de subdivisão hierárquica para fins de análise dos dados, não permite aumento gradual no tamanho das parcelas a serem avaliadas (o incremento de área ocorre em múltiplos) nem um amplo número de opções de tamanhos de parcela. Esta particularidade do método em estudo pode ser comprovada pela magnitude dos valores das variâncias estimadas para os diferentes tamanhos de parcela em cada experimento. Como exemplo, podemos citar os experimentos 8 e 16, cujos tamanhos de parcela estimados foram, respectivamente, 12 e 24 unidades básicas (Tabelas 10 e 12). A aplicação do teste de homogeneidade para os grupos de variâncias formados pelos quatro maiores tamanhos de parcela, no ensaio 8, e pelos três maiores no experimento 16, resultou em valor próximo ao limite de aceitação da hipótese de nulidade, indicando que, caso existissem tamanhos intermediários entre 6 e 12 e entre 12 e 24 ub, os melhores tamanhos de parcela para aqueles ensaios certamente não seriam os que foram estimados e, muito provavelmente, estariam próximos de 6 e de 12 ub, nos experimentos 8 e 16, respectivamente.
Comparando-se as condições de cultivo, constata-se que nos experimentos de sequeiro (Tabelas 9 e 10) o tamanho apropriado da parcela variou entre 3 ou 6 ub (0,6 ou 1,2 m2), excetuando-se o experimento 8 no qual o valor correspondente foi 12 unidades básicas (2,4 m2). O maior tamanho da parcela estimado neste ensaio pode ser explicado pela elevada heterogeneidade da área (b = 0,9139) onde o mesmo se achava implantado. Já nos experimentos sob condições irrigadas (Tabelas 11 e 12), o melhor tamanho da parcela variou entre 12 ou 24 unidades básicas.
A necessidade de parcela de maior tamanho sob condições irrigadas não encontra uma justificativa agronomicamente plausível. Este comportamento não deve ser interpretado como indicativo de maior variabilidade nessas condições, mas sim o reflexo do maior nível de produtividade da cultura associado ao princípio utilizado pelo método da comparação de variâncias na estimativa do tamanho da parcela. Como o próprio nome indica, este método baseia-se nas estimativas de variâncias (do rendimento médio de grãos, no presente trabalho) de diferentes tamanhos de
parcelas, as quais são discriminadas por sucessivos testes de homogeneidade. Desse modo, para uma mesma variabilidade relativa, ocorrerá maior discrepância entre as variâncias provenientes de conjuntos de dados de maior grandeza absoluta, o que deve ter ocorrido no caso dos experimentos irrigados, os quais produziram, em média, o dobro dos ensaios de sequeiro.
Em relação aos sistemas de plantio, observou-se, em ambas as condições de cultivo (sequeiro e irrigado), forte tendência da necessidade de maior tamanho de parcela no sistema plantio direto. Este resultado sugere a existência de maior variabilidade nesse sistema de plantio, concordando com o que foi observado ao estudar-se o índice de variabilidade ou heterogeneidade do solo, quando se observou que os maiores valores deste índice ocorreram nos experimentos 11 (b = 0,9510), 8 (b = 0,9139) e 4 (b = 0,8665), todos conduzidos no sistema plantio direto.
Resultados de estudos na área de solos confirmam a existência de maior variabilidade dos índices de fertilidade e das propriedades do solo no sistema plantio direto em relação ao preparo convencional (SOUZA et al., 1998; SCHLINDWEIN e ANGHINONI, 2000). Segundo ANGHINONI (2000), no sistema plantio direto a variabilidade do solo é maior do que no preparo convencional, tanto no sentido horizontal quanto em profundidade no perfil do solo, especialmente nos seus atributos químicos.