Zmienność morfologiczna ziarn pyłku odmian lnu zwyczajnego (Linum usitatissimum L.), pochodzących z różnych części świata
|
|
- Emilia Kaczmarczyk
- 6 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 ROŚLINY OLEISTE OILSEED CROPS 37: Magdalena Kluza-Wieloch 1, Irmina Maciejewska-Rutkowska 2, Ilona Wysakowska 1, Grażyna Silska 3 1 Uniwersytet Przyrodniczy w Poznaniu, Katedra Botaniki 2 Uniwersytet Przyrodniczy w Poznaniu, Katedra Botaniki Leśnej 3 Instytut Włókien Naturalnych i Roślin Zielarskich Autor korespondencyjny M. Kluza-Wieloch, kluza@up.poznan.pl Zmienność morfologiczna ziarn pyłku odmian lnu zwyczajnego (Linum usitatissimum L.), pochodzących z różnych części świata Morphological variability of pollen grains of flax cultivars (Linum usitatissimum L.) of different geographical origin Słowa kluczowe: len zwyczajny, odmiany włókniste, odmiany oleiste, ziarna pyłku, pochodzenie, morfologia, zmienność Streszczenie Obiektem badań było pięć odmian lnu zwyczajnego. Różniły się one miejscem swego pochodzenia każda z nich została wyhodowana na innym kontynencie. W pracy testowano trzy odmiany włókniste pochodzące odpowiednio z Ukrainy, Japonii i Egiptu oraz dwie odmiany oleiste z Kanady i Argentyny. Badania przeprowadzono na kwiatach otrzymanych z kolekcji Zakładu Doświadczalnego Instytutu Włókien Naturalnych i Roślin Zielarskich w Pętkowie. Wyizolowano z nich pylniki, które następnie poddano procesowi acetolizy. Otrzymane w ten sposób ziarna pyłku posłużyły do dalszych badań. Dla każdej z tych odmian wykonano pomiary biometryczne przy zastosowaniu mikroskopu świetlnego i elektronowego. Określono grubość egzyny, szerokość obszaru międzybruzdowego, średnicę pola biegunowego, liczbę wyrostków egzyny, długości osi biegunowej (P) i równikowej (E) oraz obliczono iloraz P/E. Celem badań było wykazanie zmienności w budowie morfologicznej ziarn pyłku pomiędzy odmianami uprawnymi lnu zwyczajnego, o różnym pochodzeniu geograficznym. Typ odmiany nie miał istotnego wpływu na wielkość ziarn pyłku. Przeciętnie największe ziarna (długość osi P i E) stwierdzono u kanadyjskiego lnu oleistego, zbliżone do tych wymiarów były spory u egipskiej odmiany włóknistej, a najmniejsze zaobserwowano u ukraińskiego lnu włóknistego. Odmiany oleiste charakteryzowały się jedynie grubszą egzyną. Najszerszy obszar międzybruzdowy odnotowano u afrykańskiej odmiany włóknistej, a największą średnicę pola biegunowego u kanadyjskiej odmiany oleistej. Zmienność badanych cech była zawsze mała. Wynosiła od 2,13% (dla stosunku osi P/E u odmiany pochodzącej z Japonii) do 19,33% (dla liczby wyrostków egzyny u odmiany argentyńskiej). Key words: common flax, fibrous cultivars, oily cultivars, pollen grains, origin, morphology, variability Abstract Five cultivars of L. usitatissimum have been investigated. Their origin differed each one was grown up on another continent: three fibrous cultivars came from Ukraine, Japan, and Egypt and two
2 84 Magdalena Kluza-Wieloch oily cultivars were from Canada and Argentina. The study was conducted on the flax flowers received from the collection of the Experimental Station of the Institute of Natural Fibres and Medicinal Plants in Pętkowo (Poland). The anthers were isolated and subjected to acetolysis. Thus obtained pollen grains were used for further studies. For each investigated cultivar the biometry of pollen grains in LM and SEM was performed. The length of polar (P) and equatorial (E) axes, exine thickness, width of mesocolpium and diameter of apocolpium, number of exine processes were measured and P/E ratio was determined. The aim of the study was to determine the variation in pollen morphology among the flax cultivars of different geographical origin. A type of flax cultivar had no significant effect on the size of pollen grains. On average, the largest grains (length of P and E axes) were noted in the Canadian flax, and the smallest in the Ukrainian flax. Oily cultivars were only marked out by thicker exine. The widest mesocolpium was observed in the fibrous African cultivar, and the largest diameter of apocolpium in the oily Canadian cultivar. The variability of the studied traits was always small. It ranged from 2.14% (P/E in Japanese cultivar) to 19.33% (number of exine processes in Argentinean cultivar). Wstęp Len zwyczajny (Linum usitatissimum L.) towarzyszy człowiekowi już od tysięcy lat (Zochary i in. 2012). Obecnie na świecie spotyka się cztery jego typy: włóknisty, oleisty, pośredni i ozdobny, a wśród nich setki odmian (Woyke i Muśnicki 2003). Len ma szerokie zastosowanie w różnych gałęziach przemysłu. Przede wszystkim wykorzystuje się go w przemyśle farmaceutycznym, włókienniczym, spożywczym i kosmetycznym. Siemię lniane, w postaci oczyszczonych nasion czy spreparowanych tabletek, działa osłonowo na żołądek i poprawia perystaltykę jelit (Rumińska 1990). Z włókien długich lnu produkuje się tkaniny używane do wyrobu obrusów czy odzieży, a także wytwarza się plastry, zawierające kanabidiol, przyspieszające gojenie się ran i działające przeciwbólowo (Kruk 2016). Olej lniany, w którego skład wchodzą przede wszystkim trójnienasycone kwasy tłuszczowe omega-3, obniża poziom złego cholesterolu LDL (ang. low density lipoproteins) oraz ogranicza ryzyko wystąpienia chorób układu krążenia (Wielgosz 2008). Zawartość kwasu linolenowego, najcenniejszego z punktu widzenia żywieniowego, w badaniach 16 obiektów z polskiej kolekcji lnu zwyczajnego wynosiła nawet od 50,9 do 59,2% (Silska i Praczyk 2012). Z tego powodu olej ten stosowany w specjalnej diecie pomaga zwalczyć cukrzycę, stwardnienie rozsiane czy nawet nowotwory (Budwig 1994). W przemyśle kosmetycznym len wykorzystuje się do produkcji szamponów (jako środek przeciwłupieżowy i wzmacniający włosy), mydeł, kremów czy maseczek (Herse 1986). Ponadto len ma również zastosowanie do produkcji farb, lakierów, pokostu, linoleum, płyt wiórowych czy wysokiej jakości papieru (Wielgosz 2008). Produkty uboczne, powstające po wytłoczeniu z nasion oleju, czyli makuchy i śruty poekstrakcyjne, stanowią wartościową paszę dla różnych gatunków zwierząt (Sawicka 2000). Celem badań było oszacowanie zakresu zmienności w morfologii ziarn pyłku u odmian lnu zwyczajnego, o różnym pochodzeniu geograficznym. Na podstawie
3 Zmienność morfologiczna ziarn pyłku odmian lnu zwyczajnego 85 wcześniejszych badań przyjęto hipotezę, iż ziarna pyłku odmian oleistych będą większe od włóknistych (Kluza-Wieloch i in. 2014). Linum usitatissimum poświęcono wiele badań palinologicznych (np. Yunus i Nair 1988, Grigoryeva 1988, Chestler i Raine 2010, Lattar i in. 2012). Zwykle opisywana była morfologia ziarn pyłku, traktująca len jako gatunek botaniczny, bez uwzględnienia jego typów czy odmian. Do wyjątków należy opracowanie Kluza-Wieloch i in. (2014), w którym to porównano kilka cech diagnostycznych ziarn pyłku polskich odmian uprawnych lnu zwyczajnego. Mikrospory, choć same niewielkich rozmiarów, mają istotne znaczenie, gdyż ich żywotność decyduje o sukcesie w hodowli (Atlagić i in. 2009). Materiał i metody Obiektem badań było pięć odmian lnu zwyczajnego, z których każda została wyhodowana na innym kontynencie. Były to trzy odmiany włókniste pochodzące odpowiednio z Ukrainy (), Japonii () i Egiptu () oraz dwie odmiany oleiste wyhodowane w Kanadzie () i Argentynie (). Kwiaty zebrano z roślin uprawianych w Zakładzie Doświadczalnym Instytutu Włókien Naturalnych i Roślin Zielarskich w Pętkowie. Wypreparowano z nich pylniki i poddano je procesowi acetolizy (Erdtman 1966). Z tak wyizolowanych ziarn pyłku wykonano serię zdjęć z użyciem mikroskopu elektronowego (SEM), a także preparaty mikroskopowe, w alkoholu etylowym, służące do dalszych obserwacji. Przy użyciu mikroskopu świetlnego i programu komputerowego cellsens Entry 1.7, firmy Olympus Corporation, dla 30 ziarn z każdej z pięciu odmian lnu, zmierzono grubość egzyny, szerokość obszaru międzybruzdowego, średnicę pola biegunowego, a także długość osi biegunowej (P) i równikowej (E) oraz obliczono stosunek obu tych pomiarów. Ponadto, wykorzystując zdjęcia SEM, w 30 kwadratach o powierzchni 25 μm 2 policzono liczbę wyrostków egzyny. W opisie zastosowano nazewnictwo palinologiczne wzorując się na pracach Punta i współautorów (2007) oraz Hessego i współautorów (2009). Uzyskane dane biometryczne poddano analizom statystycznym. Dla siedmiu badanych cech diagnostycznych ziarn pyłku, dla każdej odmiany obliczono średnie wartości, odchylenie standardowe i współczynnik zmienności. Określono także minimalne i maksymalne wartości danej cechy. Następnie, przy wykorzystaniu programu Statistica 12, dla każdej z analizowanych cech z osobna wykonano analizę wariancji ANOVA w celu zbadania różnic pomiędzy odmianami. Istotność uzyskanych wyników sprawdzono testem NIR. Na surowych danych (n = 150 przypadków) przeprowadzono także analizę korelacji pomiędzy opisywanymi cechami (Sneath i Sokal 1973). Wykonano również analizę dyskryminacyjną metodą krokową postępującą. W celu zbadania związków pomiędzy odmianami przeprowadzono analizę zmiennych kanonicznych oraz zastosowano analizę skupień. Wykorzystując
4 86 Magdalena Kluza-Wieloch obserwacje cech morfologicznych ziarn pyłku obliczono odległości Mahalanobisa i na tej podstawie wykreślono dendrogram metodą Warda, co umożliwiło wykazanie stopnia podobieństwa pomiędzy badanymi odmianami (Stanisz 2007). Wyniki Największe ziarna pyłku (długość osi P i E) zaobserwowano u odmiany oleistej. Zbliżone do tych wymiarów były ziarna odmiany włóknistej, a najmniejsze zaobserwowano u lnu włóknistego. Stosunek długości osi P i E, wyznaczający kształt ziaren, u badanych odmian był podobny (ryc. 1). Lny oleiste ( i ) charakteryzowały się grubszą warstwą egzyny. Najszerszy obszar międzybruzdowy zaobserwowano też u odmiany oleistej, a największą średnicę pola biegunowego u odmiany włóknistej. Największą liczbę wyrostków egzyny odnotowano u odmiany włóknistej. Ryc. 1. Zarysy ziarn pyłku badanych odmian Linum usitatissimum w położeniach biegunowym (A, C, E, G, I) i równikowym (B, D, F, H, J) Outlines of pollen grains of investigated cultivars of Linum usitatissimum in polar (A, C, E, G, I) and equatorial views (B, D, F, H, J) A, B C, D E, F G, H I, J
5 Zmienność morfologiczna ziarn pyłku odmian lnu zwyczajnego 87 Len włóknisty charakteryzował się najmniejszymi wartościami czterech wymienionych cech ziarn pyłku. Zmienność badanych cech była zawsze mała. Wynosiła od 2,14% (dla stosunku osi P/E u odmiany włóknistej ) do 19,33% (dla liczby wyrostków egzyny u odmiany oleistej ), (tab. 1, ryc. 2). Tabela 1. Podstawowe charakterystyki statystyczne badanych cech 5 odmian lnu zwyczajnego Basic statistical characteristics of analyzed traits of 5 cultivars of common flax Odmiana Cultivar Typ Type Średnia Mean Minimum Minimum Maksimum Maximum Odchylenie standardowe Standard deviation Długość osi biegunowej (P) Length of polar axis P (μm) 76,8 63,4 77,2 81,2 83,4 66,1 53,6 66,7 70,9 68,1 85,0 74,4 85,0 93,3 96,6 5,07 5,61 3,74 5,62 6,36 Długość osi równikowej (E) Length of equatorial axis E (μm) 74,1 61,2 75,2 78,8 80,9 1,04 1,04 1,03 1,03 1,03 59,0 51,1 62,6 67,1 67,4 Stosunek P/E P/E ratio 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00 80,90 71,36 81,92 91,36 90,41 1,22 1,15 1,07 1,08 1,10 Grubość egzyny Exine thickness (μm) 2,39 2,15 2,18 2,23 2,41 1,92 1,95 2,00 2,05 2,18 2,88 2,45 2,35 2,34 2,61 5,42 5,29 4,23 5,99 5,76 0,04 0,03 0,02 0,02 0,03 0,22 0,14 0,11 0,08 0,13 Szerokość obszaru międzybruzdowego Width of mesocolpium (μm) 50,2 43,9 51,2 56,3 56,5 42,1 35,6 44,5 48,7 49,2 55,5 51,1 58,3 66,7 67,3 3,39 4,49 3,43 4,80 4,84 Współczynnik zmienności Coefficient of variation 6,60 8,86 4,85 6,92 7,63 7,32 8,65 5,63 7,60 7,12 4,13 2,79 2,14 2,40 2,75 9,06 6,36 5,08 3,58 5,48 6,75 10,23 6,70 8,54 8,56
6 88 Magdalena Kluza-Wieloch Średnica pola biegunowego Apocolpium diameter (μm) 26,20 20,28 25,03 28,47 26,97 15,10 13,93 20,02 21,66 21,40 33,00 28,69 31,09 37,69 33,50 4,09 3,18 2,99 4,37 2,91 Liczba wyrostków egzyny Number of exine processes (per 25 μm 2 ) 52,50 42,37 59,73 46,53 47, ,15 6,08 6,41 6,39 3,92 O odmiana oleista / OS oilseed cultivar, W odmiana włóknista / F fibrous cultivar ciąg dalszy tabeli 1 15,63 15,67 11,94 15,35 10,79 19,33 14,34 10,73 13,73 8,27 Analiza wariancji wykazała, że średnie wartości sześciu porównywanych cech morfologicznych ziarn pyłku w istotny sposób różnicowały odmiany. U badanych pięciu taksonów jedynie iloraz osi P/E był dość podobny. Długość osi biegunowej P najbardziej zróżnicowała odmiany, gdyż charakteryzowała się największą wartością statystyki testowej F, a najmniej istotnie odróżniała je grubość egzyny (tab. 2). Wykresy ramka-wąsy ukazały, które odmiany miały istotnie różne wartości średnie dla poszczególnych zmiennych (ryc. 2). Test NIR wyznaczający najmniejsze istotne różnice dla pary odmian wykazał, że w przypadku długości osi P i E oraz średnicy pola biegunowego nie różniły się istotnie od siebie tylko odmiana oleista i włóknista oraz odmiana włóknista i oleista. Liczba wyrostków egzyny nie różnicowała istotnie tylko odmian i. W przypadku szerokości obszaru międzybruzdowego niezróżnicowane istotnie były trzy pary odmian: i, i Tabela 2. Wyniki analizy wariancji dla siedmiu zmiennych zależnych i czynnika odmiana The results of analysis of variance for seven dependent variables and factor of cultivar Cecha Trait df efekt df effect df błąd df error F p Długość osi biegunowej (P) Length of polar axis P Długość osi równikowej (E) Length of equatorial axis E Stosunek P/E P/E ratio Grubość egzyny Exine thickness Szerokość obszaru międzybruzdowego Width of mesocolpium Średnica pola biegunowego Apocolpium diameter Liczba wyrostków egzyny Number of exine processes ,33 61,22 0,55 21,66 23,01 44,67 28,08 0,00 0,00 0,70 0,00 0,00 0,00 0,00
7 Długość osi biegunowej (P) - Length of polar axis P (μm) Ukrai ński 2 Odmiany - Cultivars Długość osi równikowej (E) - Length of equatorial axis E (μm) Benv entuto Real Duf f erin Odmiany - Cultivars 1,055 2,50 Stosunek P/E - P/E ratio 1,050 1,045 1,040 1,035 1,030 1,025 1,020 Grubość egzyny - Exine thickness (μm) 2,45 2,40 2,35 2,30 2,25 2,20 2,15 2,10 1,015 Odmiany - Cultivars 2,05 Odmiany - Cultivars
8 32 60 Średnica pola biegunowego - Apocolpium diameter (μm) Benv entuto Real Duf f erin Odmiany - Cultivars Szerokość obszaru międzybruzdowego - Width of mesocolpium (μm) Ukrai ński 2 Odmiany - Cultivars Liczba wyrostków egzyny - Number of exine processes (25 μm 2 ) Ukrai ński 2 Odmiany - Cultivars średnia mean średnia ± błąd standardowy mean ± standard deviation średnia ± 1,96*błąd standardowy mean±1.96*±standard deviation Ryc. 2. Skategoryzowane wykresy, ramka wąsy badanych cech ziarn pyłku Categorized diagram boxes plot of investigated traits of pollen grains
9 Zmienność morfologiczna ziarn pyłku odmian lnu zwyczajnego 91 oraz oleiste i. Grubość egzyny nie różnicowała istotnie również trzech par odmian: i, a także włóknistych Blue no. 180 i oraz i. Dla siedmiu analizowanych cech wyliczono współczynniki korelacji. Liczba wyrostków egzyny korelowała istotnie tylko z długością osi P, a stosunek P/E z długością osi E oraz z szerokością obszaru międzybruzdowego. Natomiast długość osi P nie była istotnie skorelowana tylko ze stosunkiem P/E, a długość osi E oraz szerokość obszaru międzybruzdowego tylko z liczbą wyrostków egzyny. Najsilniejszą dodatnią korelację zaobserwowano dla pary długość osi P i długość osi E, a najsilniejszą ujemną dla pary długość osi E i stosunku P/E (tab. 3). Tabela 3. Macierz korelacji pomiędzy siedmioma analizowanymi cechami dla pięciu badanych odmian łącznie (n = 150) Correlation matrix of the seven analyzed traits for all five investigated cultivars Cecha Trait Długość osi biegunowej (P) Length of polar axis P 2. Długość osi równikowej (E) Length of equatorial axis E 1 0,97** 1 3. Stosunek P/E P/E ratio 0,01-0,23** 1 4. Grubość egzyny Exine thickness 0,40** 0,41** -0, Szerokość obszaru międzybruzdowego Width of mesocolpium 6. Średnica pola biegunowego Apocolpium diameter 7. Liczba wyrostków egzyny Number of exine processes 0,76** 0,79** -0,18* 0,24** 1 * poziom istotności α = 0,05 level of significance α = 0.05 ** poziom istotności α = 0,01 level of significance α = ,89** 0,89** -0,08 0,37** 0,75** 1 0,16* 0,142 0,07-0,06 0,05 0,07 1 Metodą krokową postępującą wykonano analizę dyskryminacyjną dla sześciu badanych cech (nie wybrano nieistotnego statystycznie stosunku P/E) i odmian, jako zmiennej grupującej. Korelacje między analizowanymi cechami ziarn, a dwoma pierwszymi zmiennymi kanonicznymi pokazały, że z pierwszą zmienną najbardziej skorelowana była długość osi biegunowej P, a z drugą zmienną liczba wyrostków egzyny. Pierwsza zmienna kanoniczna opisywała 59,41% całkowitej zmienności, a druga zmienna 22,64%. Obydwie zmienne kanoniczne objaśniały łącznie 82,05% zmienności (tab. 4).
10 92 Magdalena Kluza-Wieloch Tabela 4. Współczynniki korelacji między mierzonymi cechami a pierwszymi dwoma zmiennymi kanonicznymi Coefficients correlations between measured traits and the first two canonical variables Cecha Trait V 1 V 2 Długość osi biegunowej (P) Length of polar axis (P) Liczba wyrostków egzyny Number of exine processes Grubość egzyny Exine thickness Szerokość obszaru międzybruzdowego Width of mesocolpium Średnica pola biegunowego Apocolpium diameter Długość osi równikowej (E) Length of equatorial axis (E) Wartość własna Eigenvaulue Procentowe wartości Percent value 0,86 0,37 0,32 0,64 0,48 0,84 2,15 59,41-0,46 0,72-0,13-0,64-0,31-0,43 0,82 22,64 Obliczono także dwie pierwsze zmienne kanoniczne dla pięciu testowanych odmian, utworzone z sześciu mierzonych cech (tab. 5). Pierwszą grupę tworzyły odmiany oleista i włóknista, powiązane dodatnio z obiema zmiennymi kanonicznymi. Drugą grupę stanowiły odmiany oleista i włóknista, powiązane dodatnio z pierwszą zmienną kanoniczną i ujemnie z drugą. Odmiana włóknista, powiązana ujemnie z obiema zmiennymi kanonicznymi, wyraźnie różniła się od pozostałych odmian (tab. 5). Utworzony na podstawie kwadratów odległości Mahalanobisa (tab. 6) dendrogram ukazał, że najbardziej podobne były odmiany oleista i włóknista. Do nich zbliżona była odmiana oleista. Len włóknisty wykazał podobieństwo morfologiczne z grupą tych trzech odmian. Wyraźnie różnił się od nich len włóknisty (ryc. 3). Dwie pierwsze zmienne kanoniczne dla testowanych pięciu odmian The first two canonical variables for five studied cultivars Tabela 5. Odmiana Cultivar V 1 V 2 0,49-2,83 0,80 0,39 1,16 0,82-0,03 1,17-1,10-0,85
11 Zmienność morfologiczna ziarn pyłku odmian lnu zwyczajnego 93 Kwadraty odległości Mahalanobisa dla pięciu testowanych odmian Squares of Mahalanobis distances for five tested cultivars Tabela 6. Odmiana Cultivar Benventuto Real 0 13,01 4,49 6,40 4, ,57 12,23 16,95 0 5,80 6,32 0 2,59 0 Pojedyncze wiązanie - Single linkage Odmienności z macierzy Mahalanonobisa - Dissimilarieties of Mahalanobis matrix Ukrański Odległość wiązań - Linkage distance Ryc. 3. Dendrogram skonstruowany na podstawie odległości Mahalanobisa dla pięciu odmian lnu zwyczajnego Dendrogram constructed on the basis of Mahalanobis distances for five cultivars of common flax
12 94 Magdalena Kluza-Wieloch Dyskusja Punt i den Breejen (1981) w swojej pracy wykazali, że wymiary ziarn pyłku u badanych gatunków lnu z północno-zachodniej Europy, w tym i lnu zwyczajnego, różniły się w zależności od ośrodka, w którym umieszczano mikrospory w preparatach mikroskopowych. W glicerynie wielkości te były mniejsze niż w olejach silikonowych. Odpowiednio, dla lnu zwyczajnego, długość osi P w pierwszym typie preparatu wynosiła μm, a w drugim μm. Długość osi E osiągała w pierwszym przypadku μm, a w drugim μm. Stosunek P/E wynosił odpowiednio 0,76 1,00 i 0,90 1,05. Grubość egzyny mieściła się w przedziale 3,5 5,5 μm. Odmiany opisywane w pracy, obserwowane w preparatach z alkoholem etylowym, zawsze miały większą długość osi biegunowej P, a długość osi równikowej E była mniejsza tylko u odmiany włóknistej. Stosunek tych dwóch pomiarów u każdej odmiany zbliżony był bardzo do kulistego (1,03 1,04), a egzyna była znacznie cieńsza od wartości podanych w cytowanym artykule. Wielkość ziarn pyłku u odmian oleistych lnu, mających białe i niebieskie kwiaty, badali Atlagić i in. (2009). Większą długość osi biegunowej (P) i osi równikowej (E) autorzy ci zaobserwowali u lnu kwitnącego na biało (odpowiednio 68,31 i 63,01 μm). Niebiesko kwitnąca odmiana miała ziarna o wymiarach 66,64 i 62,52 μm. Autorzy mierzyli też nieżywotne ziarna pyłku. Dla obu typów kwiatów były one o ponad 10 μm mniejsze od żywotnych diaspor. Odmiany oleiste prezentowane w tym opracowaniu miały większe ziarna pyłku od wyników podawanych w pracy Atlagić i współautorów (2009). Lattar i in. (2012), u różnych gatunków lnu, w tym i u lnu zwyczajnego, badali wielkość ziarn i grubość egzyny. Długość osi P wynosiła od 50 do 62,5, a średnio osiągała 56,25 μm. Długość osi E mieściła się w przedziale 47,5 62,5 μm, ze średnią 55 μm. Stosunek osi P/E wynosił średnio 0,78 i wahał się od 0,47 do 1,09. Grubość egzyny osiągała od 3,0 do 3,5 μm. W badaniach własnych autorów, zarówno ziarna pyłku odmian oleistych jak i włóknistych, były większe, ale miały one cieńszą warstwę egzyny, mierzoną w mikroskopie świetlnym. W badaniach Talebi i in. (2012) ziarna pyłku lnu zwyczajnego były mniejsze niż u wybranych odmian w prezentowanej pracy. Długość osi biegunowej wynosiła tam 50,61 μm, a osi równikowej 50,40 μm. Ziarna były kulistego kształtu (stosunek P/E = 1,00). Średnica pola biegunowego była znacznie większa (42,60 μm), a szerokość obszaru międzybruzdowego mniejsza (40,27 μm).
13 Zmienność morfologiczna ziarn pyłku odmian lnu zwyczajnego 95 Wnioski 1. Badania morfologii ziarn pyłku pięciu odmian oleistych i włóknistych lnu, pochodzących każda z innego kontynentu, wykazały że typ odmiany nie miał istotnego wpływu na ich wielkość. 2. Ziarna pyłku o kształcie najbardziej zbliżonym do kulistego (stosunek osi P/E w przybliżeniu = 1) miały zarówno odmiany włókniste, jak i oleiste. 3. Cechy morfologiczne ziarn pyłku pięciu badanych odmian lnu charakteryzowały się niskimi wartościami współczynnika zmienności. 4. Analizy statystyczne wykazały, że najbardziej do siebie podobne pod względem badanych parametrów ziarn pyłku były odmiana oleista i włóknista. Podziękowania Autorzy dziękują Pani Doktor Mirosławie Sitek z Zakładu Biologii Rozwoju Człowieka, Instytutu Antropologii, Uniwersytetu Adama Mickiewicza w Poznaniu za pomoc przy wykonaniu analiz statystycznych. Badania były finansowane z funduszy Katedry Botaniki Uniwersytetu Przyrodniczego w Poznaniu i Instytutu Włókien Naturalnych i Roślin Zielarskich w Poznaniu. Literatura Atlagić J., Marjanović-Jeromela A., Marinković R., Terzić S Pollen grain traits of oil species from the Novi Sad collection. Genetika, 41 (3): Budwig J Flax Oil as a True Aid against Arthritis, Heart Infarction and Cancer. Apple Publishing Co Ltd. Chestler P.I., Raine J.I Pollen and spore keys for Quaternary deposits in the northen Pidos Mountains, Greece. Grana, 40 (6): Erdman G Pollen morphology and plant taxonomy: Angiosperms. 2 nd edition. Hafner Publishing Company, New York and London. Grigoryeva V.V The pollen grain morphology in the genus Linum (Linaceae) of the flora of the USSR Bot. Zhurn. SSSR, 73: Herse J. (ed.) Szczegółowa uprawa roślin. Państwowe Wydawnictwo Naukowe, Warszawa. Hesse M., Halbritter H., Zetter R., Weber M., Buchner R., Frosch-Radivo A., Urlich S Pollen terminology: An illustrated handbook. New York: Springer. Wien. Kluza-Wieloch M., Maciejewska-Rutkowska I., Sitek M Zmienność ziarn pyłku u różnych typów odmian lnu zwyczajnego (Linum usitatissimum L., Linaceae). Rośliny Oleiste Oilseed Crops, 35 (1): Kruk M Len jak antybiotyk,
14 96 Magdalena Kluza-Wieloch Lattar E.C., Pire S., Avanza M.M., Ferrucci M.S Pollen analysis in some species of Linaceae- Linoideae from Argentina. Palynology, 36 (2): Punt W., den Breejen P The Northwest European pollen flora, 27 Linaceae. Review of Paleobotany and Palynology, 33: Punt W., Hoen P.P., Blackmore S., Nilsson S., Thomas A.L Glossary of pollen and spore terminology. Review of Paleobotany and Palynology, 143: Rumińska A Len zwyczajny. W: Rumińska A., Ożarowski A. Leksykon roślin leczniczych. PWRiL, Warszawa: 263, 279. Sawicka B (ed.) Rośliny włókniste. Uprawa lnu. W: Agrotechnika i jakość cech roślin uprawnych. Wyd. AR w Lublinie: Silska G., Praczyk M Ocena obiektów lnu oleistego (Linum usitatissimum L.). Rośliny Oleiste Oilseed Crops, 33: Sneath P.H.A., Sokal R.R Numerical taxonomy: the principals and practice of numerical classification. Freeman, San Francisco. Stanisz A Przystępny kurs statystyki z zastosowaniem Statistica Pl na przykładach z medycyny. T. 3. Analizy wielowymiarowe. StatSoft. Talebi S.M., Sheidai M., Atri M., Sharfinia F., Noormohammadi Z Palynological study of the genus Linum in Iran (a taxonomic review). Phytologia Balcanica, 18 (3): Wielgosz T Wielka księga ziół polskich. Publicat S.A. Poznań. Woyke T., Muśnicki Cz Rośliny włókniste. Len. W: Jasińska Z., Kotecki A. (eds) Szczegółowa uprawa roślin. Wyd. AR Wrocław, II: Yunus D., Nair P.K.K Pollen morphology of Indian Geraniales. Advences in Pollen Spore Research. Today and Tomorrow Printers & Publishers, New Delhi. Zochary D., Hopf M., Weiss E Domestication of Plants in the Old World. Oxford University Press, New York.
Zmienność ziaren pyłku u różnych typów odmian lnu zwyczajnego (Linum usitatissimum L.)
ROŚLINY OLEISTE OILSEED CROPS 35 (1): 71-85 2014 Magdalena Kluza-Wieloch 1, Irmina Maciejewska-Rutkowska 2, Mirosława Sitek 3 1 Uniwersytet Przyrodniczy w Poznaniu, Katedra Botaniki 2 Uniwersytet Przyrodniczy
Zakres zmienności i współzależność cech owoców typu soft flesh mieszańców międzygatunkowych Capsicum frutescens L. Capsicum annuum L.
NR 240/241 BIULETYN INSTYTUTU HODOWLI I AKLIMATYZACJI ROŚLIN 2006 PAWEŁ NOWACZYK LUBOSŁAWA NOWACZYK Akademia Techniczno-Rolnicza w Bydgoszczy Zakres zmienności i współzależność cech owoców typu soft flesh
POLLEN MORPHOLOGY OF SOME EUROPEAN SORBUS SPECIES
Roczniki Akademii Rolniczej w Poznaniu CCCLIV (2003) LESZEK BEDNORZ 1, TOSHIYUKI FUJIKI 2, MIROSŁAW MAKOHONIENKO 3 POLLEN MORPHOLOGY OF SOME EUROPEAN SORBUS SPECIES From 1 Department of Botany The August
Populacja generalna (zbiorowość generalna) zbiór obejmujący wszystkie elementy będące przedmiotem badań Próba (podzbiór zbiorowości generalnej) część
Populacja generalna (zbiorowość generalna) zbiór obejmujący wszystkie elementy będące przedmiotem badań Próba (podzbiór zbiorowości generalnej) część populacji, którą podaje się badaniu statystycznemu
Ocena obiektów kolekcyjnych lnu oleistego (Linum usitatissimum L.)
TOM XXXIII ROŚLINY OLEISTE OILSEED CROPS 2012 Grażyna Silska, Marcin Praczyk Instytut Włókien Naturalnych i Roślin Zielarskich w Poznaniu Adres do korespondencji: grazyna.silska@iwnirz.pl Ocena obiektów
LABORATORIUM 3. Jeśli p α, to hipotezę zerową odrzucamy Jeśli p > α, to nie mamy podstaw do odrzucenia hipotezy zerowej
LABORATORIUM 3 Przygotowanie pliku (nazwy zmiennych, export plików.xlsx, selekcja przypadków); Graficzna prezentacja danych: Histogramy (skategoryzowane) i 3-wymiarowe; Wykresy ramka wąsy; Wykresy powierzchniowe;
Matematyka i statystyka matematyczna dla rolników w SGGW
Było: Testowanie hipotez (ogólnie): stawiamy hipotezę, wybieramy funkcję testową f (test statystyczny), przyjmujemy poziom istotności α; tym samym wyznaczamy obszar krytyczny testu (wartość krytyczną funkcji
Skuteczność oceny plonowania na podstawie doświadczeń polowych z rzepakiem ozimym o różnej liczbie powtórzeń
TOM XXXIII ROŚLINY OLEISTE OILSEED CROPS 2012 Maria Ogrodowczyk Instytut Hodowli i Aklimatyzacji Roślin Państwowy Instytut Badawczy, Oddział w Poznaniu Adres do korespondencji: mogrod@nico.ihar.poznan.pl
PDF created with FinePrint pdffactory Pro trial version http://www.fineprint.com
Analiza korelacji i regresji KORELACJA zależność liniowa Obserwujemy parę cech ilościowych (X,Y). Doświadczenie jest tak pomyślane, aby obserwowane pary cech X i Y (tzn i ta para x i i y i dla różnych
1. Jednoczynnikowa analiza wariancji 2. Porównania szczegółowe
Zjazd 7. SGGW, dn. 28.11.10 r. Matematyka i statystyka matematyczna Tematy 1. Jednoczynnikowa analiza wariancji 2. Porównania szczegółowe nna Rajfura 1 Zagadnienia Przykład porównania wielu obiektów w
Elementy statystyki wielowymiarowej
Wnioskowanie_Statystyczne_-_wykład Spis treści 1 Elementy statystyki wielowymiarowej 1.1 Kowariancja i współczynnik korelacji 1.2 Macierz kowariancji 1.3 Dwumianowy rozkład normalny 1.4 Analiza składowych
Zmienne zależne i niezależne
Analiza kanoniczna Motywacja (1) 2 Często w badaniach spotykamy problemy badawcze, w których szukamy zakresu i kierunku zależności pomiędzy zbiorami zmiennych: { X i Jak oceniać takie 1, X 2,..., X p }
46 Olimpiada Biologiczna
46 Olimpiada Biologiczna Pracownia statystyczno-filogenetyczna Łukasz Banasiak i Jakub Baczyński 22 kwietnia 2017 r. Statystyka i filogenetyka / 30 Liczba punktów (wypełnia KGOB) PESEL Imię i nazwisko
Zmienność nasion różnych typów odmian lnu zwyczajnego Linum usitatissimum L.
ROŚLINY OLEISTE OILSEED CROPS 35: 87-104 2014 Magdalena Kluza-Wieloch Uniwersytet Przyrodniczy w Poznaniu, Katedra Botaniki Autor korespondencyjny M. Kluza-Wieloch, e-mail: kluza@up.poznan.pl DOI: 10.5604/12338273.1137536
Wprowadzenie do analizy dyskryminacyjnej
Wprowadzenie do analizy dyskryminacyjnej Analiza dyskryminacyjna to zespół metod statystycznych używanych w celu znalezienia funkcji dyskryminacyjnej, która możliwie najlepiej charakteryzuje bądź rozdziela
MODELE LINIOWE. Dr Wioleta Drobik
MODELE LINIOWE Dr Wioleta Drobik MODELE LINIOWE Jedna z najstarszych i najpopularniejszych metod modelowania Zależność między zbiorem zmiennych objaśniających, a zmienną ilościową nazywaną zmienną objaśnianą
ZALEŻNOŚĆ MIĘDZY WYSOKOŚCIĄ I MASĄ CIAŁA RODZICÓW I DZIECI W DWÓCH RÓŻNYCH ŚRODOWISKACH
S ł u p s k i e P r a c e B i o l o g i c z n e 1 2005 Władimir Bożiłow 1, Małgorzata Roślak 2, Henryk Stolarczyk 2 1 Akademia Medyczna, Bydgoszcz 2 Uniwersytet Łódzki, Łódź ZALEŻNOŚĆ MIĘDZY WYSOKOŚCIĄ
Wprowadzenie do analizy korelacji i regresji
Statystyka dla jakości produktów i usług Six sigma i inne strategie Wprowadzenie do analizy korelacji i regresji StatSoft Polska Wybrane zagadnienia analizy korelacji Przy analizie zjawisk i procesów stanowiących
W2. Zmienne losowe i ich rozkłady. Wnioskowanie statystyczne.
W2. Zmienne losowe i ich rozkłady. Wnioskowanie statystyczne. dr hab. Jerzy Nakielski Katedra Biofizyki i Morfogenezy Roślin Plan wykładu: 1. Etapy wnioskowania statystycznego 2. Hipotezy statystyczne,
Struktura plonu wybranych linii wsobnych żyta ozimego
NR 218/219 BIULETYN INSTYTUTU HODOWLI I AKLIMATYZACJI ROŚLIN 2001 MAŁGORZATA GRUDKOWSKA LUCJAN MADEJ Instytut Hodowli i Aklimatyzacji Roślin, Radzików Struktura plonu wybranych linii wsobnych żyta ozimego
ANALIZA ZALEŻNOŚCI POMIĘDZY CECHAMI DIELEKTRYCZNYMI A WŁAŚCIWOŚCIAMI CHEMICZNYMI MĄKI
Inżynieria Rolnicza 5(103)/2008 ANALIZA ZALEŻNOŚCI POMIĘDZY CECHAMI DIELEKTRYCZNYMI A WŁAŚCIWOŚCIAMI CHEMICZNYMI MĄKI Deta Łuczycka, Leszek Romański Instytut Inżynierii Rolniczej, Uniwersytet Przyrodniczy
Wykorzystanie testu Levene a i testu Browna-Forsythe a w badaniach jednorodności wariancji
Wydawnictwo UR 2016 ISSN 2080-9069 ISSN 2450-9221 online Edukacja Technika Informatyka nr 4/18/2016 www.eti.rzeszow.pl DOI: 10.15584/eti.2016.4.48 WIESŁAWA MALSKA Wykorzystanie testu Levene a i testu Browna-Forsythe
CECHY GEOMETRYCZNE ZIARNA WYBRANYCH ODMIAN ZBÓŻ
Inżynieria Rolnicza 5(93)/2007 CECHY GEOMETRYCZNE ZIARNA WYBRANYCH ODMIAN ZBÓŻ Tomasz Hebda Katedra Inżynierii Mechanicznej i Agrofizyki, Akademia Rolnicza w Krakowie Piotr Micek Katedra Żywienia Zwierząt,
Metody statystyczne wykorzystywane do oceny zróżnicowania kolekcji genowych roślin. Henryk Bujak
Metody statystyczne wykorzystywane do oceny zróżnicowania kolekcji genowych roślin Henryk Bujak e-mail: h.bujak@ihar.edu.pl Ocena różnorodności fenotypowej Różnorodność fenotypowa kolekcji roślinnych zasobów
Przykład 1. (A. Łomnicki)
Plan wykładu: 1. Wariancje wewnątrz grup i między grupami do czego prowadzi ich ocena 2. Rozkład F 3. Analiza wariancji jako metoda badań założenia, etapy postępowania 4. Dwie klasyfikacje a dwa modele
Ćwiczenie: Wybrane zagadnienia z korelacji i regresji
Ćwiczenie: Wybrane zagadnienia z korelacji i regresji W statystyce stopień zależności między cechami można wyrazić wg następującej skali: Skala Stanisza r xy = 0 zmienne nie są skorelowane 0 < r xy 0,1
ZWIĄZKI MIĘDZY CECHAMI ELEKTRYCZNYMI A AKTYWNOŚCIĄ WODY ŚRUTY PSZENICZNEJ
Inżynieria Rolnicza 6(115)/2009 ZWIĄZKI MIĘDZY CECHAMI ELEKTRYCZNYMI A AKTYWNOŚCIĄ WODY ŚRUTY PSZENICZNEJ Deta Łuczycka Instytut Inżynierii Rolniczej, Uniwersytet Przyrodniczy we Wrocławiu Streszczenie.
BADANIE ZALEśNOŚCI CECHY Y OD CECHY X - ANALIZA REGRESJI PROSTEJ
WYKŁAD 3 BADANIE ZALEśNOŚCI CECHY Y OD CECHY X - ANALIZA REGRESJI PROSTEJ Było: Przykład. Z dziesięciu poletek doświadczalnych zerano plony ulw ziemniaczanych (cecha X) i oznaczono w nich procentową zawartość
Dobór odmian i zalecenia agrotechniczne dla uprawy lnu włóknistego i oleistego w zależności od kierunków wykorzystania surowców
Katarzyna Wielgusz, Marcin Praczyk Dobór odmian i zalecenia agrotechniczne dla uprawy lnu włóknistego i oleistego w zależności od kierunków wykorzystania surowców I ROŚLIN ZIELARSKICH INSTYTUT WŁÓKIEN
ANNALES UNIVERSITATIS MARIAE CURIE-SKŁ ODOWSKA LUBLIN POLONIA
ANNALES UNIVERSITATIS MARIAE CURIE-SKŁ ODOWSKA LUBLIN POLONIA VOL. LVII SECTIO E 2002 1 Katedra Szczegółowej Uprawy Roślin, Akademia Rolnicza w Lublinie, ul. Akademicka 15, 20-950 Lublin 1, Poland 2 Instytut
Zdolność kombinacyjna odmian lnu oleistego pod względem cech plonotwórczych
NR 240/241 BIULETYN INSTYTUTU HODOWLI I AKLIMATYZACJI ROŚLIN 2006 HALINA GÓRAL 1 MICHAŁ JASIEŃSKI 1 TADEUSZ ZAJĄC 2 1 Katedra Hodowli Roślin i Nasiennictwa, Akademia Rolnicza w Krakowie 2 Katedra Szczegółowej
Matematyka i statystyka matematyczna dla rolników w SGGW WYKŁAD 11 DOŚWIADCZENIE JEDNOCZYNNIKOWE W UKŁADZIE CAŁKOWICIE LOSOWYM PORÓWNANIA SZCZEGÓŁOWE
WYKŁAD 11 DOŚWIADCZENIE JEDNOCZYNNIKOWE W UKŁADZIE CAŁKOWICIE LOSOWYM PORÓWNANIA SZCZEGÓŁOWE Było: Przykład. W doświadczeniu polowym załoŝonym w układzie całkowicie losowym w czterech powtórzeniach porównano
Wykorzystanie testu t dla pojedynczej próby we wnioskowaniu statystycznym
Wiesława MALSKA Politechnika Rzeszowska, Polska Anna KOZIOROWSKA Uniwersytet Rzeszowski, Polska Wykorzystanie testu t dla pojedynczej próby we wnioskowaniu statystycznym Wstęp Wnioskowanie statystyczne
OCENA WYBRANYCH CECH JAKOŚCI MROŻONEK ZA POMOCĄ AKWIZYCJI OBRAZU
Inżynieria Rolnicza 4(129)/2011 OCENA WYBRANYCH CECH JAKOŚCI MROŻONEK ZA POMOCĄ AKWIZYCJI OBRAZU Katarzyna Szwedziak, Dominika Matuszek Katedra Techniki Rolniczej i Leśnej, Politechnika Opolska Streszczenie:
Ocena zmienności i współzależności cech rodów pszenicy ozimej twardej Komunikat
NR 249 BIULETYN INSTYTUTU HODOWLI I AKLIMATYZACJI ROŚLIN 2008 WŁADYSŁAW KADŁUBIEC 1 RAFAŁ KURIATA 1 JAROSŁAW BOJARCZUK 2 1 Katedra Genetyki, Hodowli Roślin i Nasiennictwa Uniwersytetu Przyrodniczego we
Ćwiczenie: Wybrane zagadnienia z korelacji i regresji.
Ćwiczenie: Wybrane zagadnienia z korelacji i regresji. W statystyce stopień zależności między cechami można wyrazić wg następującej skali: Skala Guillforda Przedział Zależność Współczynnik [0,00±0,20)
METODY CHEMOMETRYCZNE W IDENTYFIKACJI ŹRÓDEŁ POCHODZENIA
METODY CHEMOMETRYCZNE W IDENTYFIKACJI ŹRÓDEŁ POCHODZENIA AMFETAMINY Waldemar S. Krawczyk Centralne Laboratorium Kryminalistyczne Komendy Głównej Policji, Warszawa (praca obroniona na Wydziale Chemii Uniwersytetu
Konferencja prasowa. Ministra Rolnictwa i Rozwoju Wsi. Marka Sawickiego. z udziałem
Konferencja prasowa Ministra Rolnictwa i Rozwoju Wsi Marka Sawickiego z udziałem Dyrektora Instytutu Włókien Naturalnych i Roślin Zielarskich Prof. dr hab. Grzegorza Spychalskiego Czy olej lniany leczy
WŁAŚCIWOŚCI GEOMETRYCZNE I MASOWE RDZENI KOLB WYBRANYCH MIESZAŃCÓW KUKURYDZY. Wstęp i cel pracy
InŜynieria Rolnicza 4/2006 Franciszek Molendowski Instytut InŜynierii Rolniczej Akademia Rolnicza we Wrocławiu WŁAŚCIWOŚCI GEOMETRYCZNE I MASOWE RDZENI KOLB WYBRANYCH MIESZAŃCÓW KUKURYDZY Streszczenie
WPŁYW WYBRANYCH CZYNNIKÓW NA RÓWNOMIERNOŚĆ DOZOWANIA I WYSIEWU NASION PSZENICY KOŁECZKOWYM ZESPOŁEM WYSIEWAJĄCYM
Inżynieria Rolnicza 5(103)/2008 WPŁYW WYBRANYCH CZYNNIKÓW NA RÓWNOMIERNOŚĆ DOZOWANIA I WYSIEWU NASION PSZENICY KOŁECZKOWYM ZESPOŁEM WYSIEWAJĄCYM Piotr Markowski, Tadeusz Rawa, Adam Lipiński Katedra Maszyn
Porównanie generatorów liczb losowych wykorzystywanych w arkuszach kalkulacyjnych
dr Piotr Sulewski POMORSKA AKADEMIA PEDAGOGICZNA W SŁUPSKU KATEDRA INFORMATYKI I STATYSTYKI Porównanie generatorów liczb losowych wykorzystywanych w arkuszach kalkulacyjnych Wprowadzenie Obecnie bardzo
NAPRĘŻENIA ŚCISKAJĄCE PRZY 10% ODKSZTAŁCENIU WZGLĘDNYM PRÓBEK NORMOWYCH POBRANYCH Z PŁYT EPS O RÓŻNEJ GRUBOŚCI
PRACE INSTYTUTU TECHNIKI BUDOWLANEJ - KWARTALNIK 1 (145) 2008 BUILDING RESEARCH INSTITUTE - QUARTERLY No 1 (145) 2008 Zbigniew Owczarek* NAPRĘŻENIA ŚCISKAJĄCE PRZY 10% ODKSZTAŁCENIU WZGLĘDNYM PRÓBEK NORMOWYCH
Potencjał odmian konopi włóknistych dla wykorzystania w rekultywacji terenów zdegradowanych. Grażyna Mańkowska
Potencjał odmian konopi włóknistych dla wykorzystania w rekultywacji terenów zdegradowanych I ROŚLIN ZI ELARSKICH IN STYTUT WŁÓKIEN N ATURALNYCH I NSTITUTE OF NATURAL F & MEDICIN AL PLANTS I BRES Grażyna
PLONOWANIE DZIEWIĘCIU ODMIAN MARCHWI PRZEZNACZONYCH DLA PRZETWÓRSTWA, UPRAWIANYCH W REJONIE WARMII. Wstęp. Materiał i metody
Roczniki Akademii Rolniczej w Poznaniu CCCLXXXIII (2007) JOANNA MAJKOWSKA-GADOMSKA 1, BRYGIDA WIERZBICKA 1, MACIEJ NOWAK 2 PLONOWANIE DZIEWIĘCIU ODMIAN MARCHWI PRZEZNACZONYCH DLA PRZETWÓRSTWA, UPRAWIANYCH
ANALIZA STRUKTURY WIEKOWEJ ORAZ PŁCIOWEJ CZŁONKÓW OFE Z WYKORZYSTANIEM METOD TAKSONOMICZNYCH
Sugerowany przypis: Chybalski F., Analiza struktury wiekowej oraz płciowej członków OFE z wykorzystaniem metod taksonomicznych [w:] Chybalski F., Staniec I. (red.), 10 lat reformy emerytalnej w Polsce.
BADANIA ZRÓŻNICOWANIA RYZYKA WYPADKÓW PRZY PRACY NA PRZYKŁADZIE ANALIZY STATYSTYKI WYPADKÓW DLA BRANŻY GÓRNICTWA I POLSKI
14 BADANIA ZRÓŻNICOWANIA RYZYKA WYPADKÓW PRZY PRACY NA PRZYKŁADZIE ANALIZY STATYSTYKI WYPADKÓW DLA BRANŻY GÓRNICTWA I POLSKI 14.1 WSTĘP Ogólne wymagania prawne dotyczące przy pracy określają m.in. przepisy
Kierunek i poziom studiów: Biologia, poziom drugi Sylabus modułu: Metody statystyczne w naukach przyrodniczych
Uniwersytet Śląski w Katowicach str. 1 Kierunek i poziom studiów: Biologia, poziom drugi Sylabus modułu: Metody statystyczne w naukach przyrodniczych kod modułu: 2BL_02 1. Informacje ogólne koordynator
Statystyka i Analiza Danych
Warsztaty Statystyka i Analiza Danych Gdańsk, 20-22 lutego 2014 Zastosowania analizy wariancji w opracowywaniu wyników badań empirycznych Janusz Wątroba StatSoft Polska Centrum Zastosowań Matematyki -
WPŁYW CZYNNIKÓW AGROTECHNICZNYCH NA WŁAŚCIWOŚCI ENERGETYCZNE SŁOMY 1
Problemy Inżynierii Rolniczej nr 1/2011 Adam Świętochowski, Anna Grzybek, Piotr Gutry Instytut Technologiczno-Przyrodniczy w Falentach Oddział w Warszawie WPŁYW CZYNNIKÓW AGROTECHNICZNYCH NA WŁAŚCIWOŚCI
Typy zmiennych. Zmienne i rekordy. Rodzaje zmiennych. Graficzne reprezentacje danych Statystyki opisowe
Typy zmiennych Graficzne reprezentacje danych Statystyki opisowe Jakościowe charakterystyka przyjmuje kilka możliwych wartości, które definiują klasy Porządkowe: odpowiedzi na pytania w ankiecie ; nigdy,
KORELACJE I REGRESJA LINIOWA
KORELACJE I REGRESJA LINIOWA Korelacje i regresja liniowa Analiza korelacji: Badanie, czy pomiędzy dwoma zmiennymi istnieje zależność Obie analizy się wzajemnie przeplatają Analiza regresji: Opisanie modelem
ZMIENNOŚĆ SUMY MIĄŻSZOŚCI DRZEW NA POWIERZCHNIACH PRÓBNYCH W RÓŻNOWIEKOWYCH LASACH GÓRSKICH
SCIENTIARUM POLONORUMACTA Silv. Colendar. Rat. Ind. Lignar. 3(2) 2004, 5-11 ZMIENNOŚĆ SUMY MIĄŻSZOŚCI DRZEW NA POWIERZCHNIACH PRÓBNYCH W RÓŻNOWIEKOWYCH LASACH GÓRSKICH Jan Banaś Akademia Rolnicza w Krakowie
W statystyce stopień zależności między cechami można wyrazić wg następującej skali: n 1
Temat: Wybrane zagadnienia z korelacji i regresji W statystyce stopień zależności między cechami można wyrazić wg następującej skali: Skala Guillforda Przedział Zależność Współczynnik [0,00 0,20) Słaba
Statystyka. Wykład 4. Magdalena Alama-Bućko. 13 marca Magdalena Alama-Bućko Statystyka 13 marca / 41
Statystyka Wykład 4 Magdalena Alama-Bućko 13 marca 2017 Magdalena Alama-Bućko Statystyka 13 marca 2017 1 / 41 Na poprzednim wykładzie omówiliśmy następujace miary rozproszenia: Wariancja - to średnia arytmetyczna
WIELKA SGH-OWA POWTÓRKA ZE STATYSTYKI. Test zgodności i analiza wariancji Analiza wariancji
WIELKA SGH-OWA POWTÓRKA ZE STATYSTYKI Test zgodności i analiza wariancji Analiza wariancji Test zgodności Chi-kwadrat Sprawdza się za jego pomocą ZGODNOŚĆ ROZKŁADU EMPIRYCZNEGO Z PRÓBY Z ROZKŁADEM HIPOTETYCZNYM
Wykład 9 Wnioskowanie o średnich
Wykład 9 Wnioskowanie o średnich Rozkład t (Studenta) Wnioskowanie dla jednej populacji: Test i przedziały ufności dla jednej próby Test i przedziały ufności dla par Porównanie dwóch populacji: Test i
Statystyczna analiza danych w programie STATISTICA 7.1 PL (wykład 3) Dariusz Gozdowski
Statystyczna analiza danych w programie STATISTICA 7.1 PL (wykład 3) Dariusz Gozdowski Katedra Doświadczalnictwa i Bioinformatyki Wydział Rolnictwa i Biologii SGGW Dwuczynnikowa analiza wariancji (2-way
ZALEŻNOŚĆ POMIĘDZY ROZŁOGIEM ZIEMNIAKÓW POD KRZAKIEM A LICZEBNOŚCIĄ, STRUKTURĄ I MASĄ BULW
Inżynieria Rolnicza 1(18)/28 ZALEŻNOŚĆ POMIĘDZY ROZŁOGIEM ZIEMNIAKÓW POD KRZAKIEM A LICZEBNOŚCIĄ, STRUKTURĄ I MASĄ BULW Barbara Krzysztofik, Piotr Nawara, Paweł Skonieczny Katedra Techniki Rolno-Spożywczej,
Instytut Włókien Naturalnych i Roślin Zielarskich umowa nr 7/PW 1.2 IWNiRZ Poznań/KCRZG/2017
Instytut Włókien Naturalnych i Roślin Zielarskich umowa nr 7/PW 1.2 IWNiRZ Poznań/KCRZG/2017 Prowadzenie kolekcji zasobów genowych lnu, konopi oraz chronionych i rzadkich roślin leczniczych w ramach programu
Wszystkie wyniki w postaci ułamków należy podawać z dokładnością do czterech miejsc po przecinku!
Pracownia statystyczno-filogenetyczna Liczba punktów (wypełnia KGOB) / 30 PESEL Imię i nazwisko Grupa Nr Czas: 90 min. Łączna liczba punktów do zdobycia: 30 Czerwona Niebieska Zielona Żółta Zaznacz znakiem
Regresja wielokrotna. PDF created with FinePrint pdffactory Pro trial version http://www.fineprint.com
Regresja wielokrotna Model dla zależności liniowej: Y=a+b 1 X 1 +b 2 X 2 +...+b n X n Cząstkowe współczynniki regresji wielokrotnej: b 1,..., b n Zmienne niezależne (przyczynowe): X 1,..., X n Zmienna
( x) Równanie regresji liniowej ma postać. By obliczyć współczynniki a i b należy posłużyć się następującymi wzorami 1 : Gdzie:
ma postać y = ax + b Równanie regresji liniowej By obliczyć współczynniki a i b należy posłużyć się następującymi wzorami 1 : xy b = a = b lub x Gdzie: xy = też a = x = ( b ) i to dane empiryczne, a ilość
S t a t y s t y k a, część 3. Michał Żmihorski
S t a t y s t y k a, część 3 Michał Żmihorski Porównanie średnich -test T Założenia: Zmienne ciągłe (masa, temperatura) Dwie grupy (populacje) Rozkład normalny* Równe wariancje (homoscedasticity) w grupach
Zadania ze statystyki, cz.7 - hipotezy statystyczne, błąd standardowy, testowanie hipotez statystycznych
Zadania ze statystyki, cz.7 - hipotezy statystyczne, błąd standardowy, testowanie hipotez statystycznych Zad. 1 Średnia ocen z semestru letniego w populacji studentów socjologii w roku akademickim 2011/2012
Analizy wariancji ANOVA (analysis of variance)
ANOVA Analizy wariancji ANOVA (analysis of variance) jest to metoda równoczesnego badania istotności różnic między wieloma średnimi z prób pochodzących z wielu populacji (grup). Model jednoczynnikowy analiza
OPIS DWUNASTU DAWNYCH ODMIAN LNU WYHODOWANYCH W POLSCE
ZAGADNIENIA DORADZTWA ROLNICZEGO NR 3/2017 111 GRAŻYNA SILSKA Instytut Włókien Naturalnych i Roślin Zielarskich w Poznaniu OPIS DWUNASTU DAWNYCH ODMIAN LNU WYHODOWANYCH W POLSCE Nadesłany: 19.07.2016 Zaakceptowany
Pylenie i cechy py³ku dwóch gatunków kamasji (Camassia Lindl.) (Hyacinthaceae) BEATA URAW
ACTA AGROBOTANICA Vol. 59, z. 1 2006 s. 99 105 Pylenie i cechy py³ku dwóch gatunków kamasji (Camassia Lindl.) (Hyacinthaceae) BEATA URAW Katedra Botaniki, Pracownia Biologii Roœlin Ogrodniczych, Akademia
Współczynnik korelacji. Współczynnik korelacji jest miernikiem zależności między dwiema cechami Oznaczenie: ϱ
Współczynnik korelacji Współczynnik korelacji jest miernikiem zależności między dwiema cechami Oznaczenie: ϱ Własności współczynnika korelacji 1. Współczynnik korelacji jest liczbą niemianowaną 2. ϱ 1,
Badanie zmienności fenotypowej genotypów lnu oleistego (Linum usitatissimum L.) za pomocą statystycznych metod wielowymiarowych
ROŚLINY OLEISTE OILSEED CROPS 34 (2): 279-287 2013 Jan Bocianowski 1, Grażyna Silska 2, Marcin Praczyk 2 1 Uniwersytet Przyrodniczy w Poznaniu, Katedra Metod Matematycznych i Statystycznych 2 Instytut
Analiza wariancji - ANOVA
Analiza wariancji - ANOVA Analiza wariancji jest metodą pozwalającą na podział zmienności zaobserwowanej wśród wyników eksperymentalnych na oddzielne części. Każdą z tych części możemy przypisać oddzielnemu
METODY BADAŃ I KRYTERIA ZGODNOŚCI DLA WŁÓKIEN DO BETONU DOŚWIADCZENIA Z BADAŃ LABORATORYJNYCH
H. Jóźwiak Instytut Techniki Budowlanej Poland, 00-611, Warszawa E-mail: h.jozwiak@itb.pl METODY BADAŃ I KRYTERIA ZGODNOŚCI DLA WŁÓKIEN DO BETONU DOŚWIADCZENIA Z BADAŃ LABORATORYJNYCH Jóźwiak H., 2007
STATYSTYKA I DOŚWIADCZALNICTWO
STATYSTYKA I DOŚWIADCZALNICTWO Wykład 6 Test niezależności chi-kwadrat (χ 2 ) Cel: ocena występowania zależności między dwiema cechami jakościowymi/skategoryzowanymi X- pierwsza cecha; Y druga cecha Przykłady
X Y 4,0 3,3 8,0 6,8 12,0 11,0 16,0 15,2 20,0 18,9
Zadanie W celu sprawdzenia, czy pipeta jest obarczona błędem systematycznym stałym lub zmiennym wykonano szereg pomiarów przy różnych ustawieniach pipety. Wyznacz równanie regresji liniowej, które pozwoli
Analiza regresji - weryfikacja założeń
Medycyna Praktyczna - portal dla lekarzy Analiza regresji - weryfikacja założeń mgr Andrzej Stanisz z Zakładu Biostatystyki i Informatyki Medycznej Collegium Medicum UJ w Krakowie (Kierownik Zakładu: prof.
Wykład 3 Hipotezy statystyczne
Wykład 3 Hipotezy statystyczne Hipotezą statystyczną nazywamy każde przypuszczenie dotyczące nieznanego rozkładu obserwowanej zmiennej losowej (cechy populacji generalnej) Hipoteza zerowa (H 0 ) jest hipoteza
Zmienność i współzależność niektórych cech struktury plonu żyta ozimego
NR 218/219 BIULETYN INSTYTUTU HODOWLI I AKLIMATYZACJI ROŚLIN 2001 TADEUSZ ŚMIAŁOWSKI STANISŁAW WĘGRZYN Zakład Roślin Zbożowych Instytut Hodowli i Aklimatyzacji Roślin, Oddział Kraków Zmienność i współzależność
Akademia Morska w Szczecinie. Wydział Mechaniczny
Akademia Morska w Szczecinie Wydział Mechaniczny ROZPRAWA DOKTORSKA mgr inż. Marcin Kołodziejski Analiza metody obsługiwania zarządzanego niezawodnością pędników azymutalnych platformy pływającej Promotor:
POLITECHNIKA OPOLSKA
POLITECHNIKA OPOLSKA WYDZIAŁ MECHANICZNY Katedra Technologii Maszyn i Automatyzacji Produkcji Laboratorium Podstaw Inżynierii Jakości Ćwiczenie nr 4 Temat: Analiza korelacji i regresji dwóch zmiennych
Prof. dr hab. Helena Kubicka- Matusiewicz Prof. dr hab. Jerzy PuchalskI Polska Akademia Nauk Ogród Botaniczny Centrum Zachowania Różnorodności
Prof. dr hab. Helena Kubicka- Matusiewicz Prof. dr hab. Jerzy PuchalskI Polska Akademia Nauk Ogród Botaniczny Centrum Zachowania Różnorodności Biologicznej w Powsinie Wstęp Kraje, które ratyfikowały Konwencję
Weryfikacja hipotez statystycznych testy t Studenta
Weryfikacja hipotez statystycznych testy t Studenta JERZY STEFANOWSKI Marek Kubiak Instytut Informatyki Politechnika Poznańska Standardowy schemat postępowania (znane σ) Założenia: X ma rozkład normalny
WPŁYW WIELOKROTNYCH OBCIĄŻEŃ STATYCZNYCH NA STOPIEŃ ZAGĘSZCZENIA I WŁAŚCIWOŚCI REOLOGICZNE MASY NASION ROŚLIN OLEISTYCH
Inżynieria Rolnicza 6(131)/2011 WPŁYW WIELOKROTNYCH OBCIĄŻEŃ STATYCZNYCH NA STOPIEŃ ZAGĘSZCZENIA I WŁAŚCIWOŚCI REOLOGICZNE MASY NASION ROŚLIN OLEISTYCH Janusz Kolowca, Marek Wróbel Katedra Inżynierii Mechanicznej
STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 3. Populacje i próby danych
STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 3 Populacje i próby danych POPULACJA I PRÓBA DANYCH POPULACJA population Obserwacje dla wszystkich osobników danego gatunku / rasy PRÓBA DANYCH sample Obserwacje dotyczące
Katedra Genetyki i Podstaw Hodowli Zwierząt Wydział Hodowli i Biologii Zwierząt, UTP w Bydgoszczy
Ćwiczenie: Analiza zmienności prosta Przykład w MS EXCEL Sprawdź czy genotyp jagniąt wpływa statystycznie na cechy użytkowości rzeźnej? Obliczenia wykonaj za pomocą modułu Analizy danych (jaganova.xls).
WPŁYW OSŁON ORAZ SPOSOBU SADZENIA ZĄBKÓW NA PLONOWANIE CZOSNKU W UPRAWIE NA ZBIÓR PĘCZKOWY. Wstęp
Roczniki Akademii Rolniczej w Poznaniu CCCLXXXIII (2007) EWA REKOWSKA WPŁYW OSŁON ORAZ SPOSOBU SADZENIA ZĄBKÓW NA PLONOWANIE CZOSNKU W UPRAWIE NA ZBIÓR PĘCZKOWY Z Katedry Warzywnictwa Akademii Rolniczej
Statystyka. Wykład 4. Magdalena Alama-Bućko. 19 marca Magdalena Alama-Bućko Statystyka 19 marca / 33
Statystyka Wykład 4 Magdalena Alama-Bućko 19 marca 2018 Magdalena Alama-Bućko Statystyka 19 marca 2018 1 / 33 Analiza struktury zbiorowości miary położenia ( miary średnie) miary zmienności (rozproszenia,
STATYSTYKA - PRZYKŁADOWE ZADANIA EGZAMINACYJNE
STATYSTYKA - PRZYKŁADOWE ZADANIA EGZAMINACYJNE 1 W trakcie badania obliczono wartości średniej (15,4), mediany (13,6) oraz dominanty (10,0). Określ typ asymetrii rozkładu. 2 Wymień 3 cechy rozkładu Gauss
Analiza wariancji - ANOVA
Analiza wariancji - ANOVA Analizę wariancji, często określaną skrótem ANOVA (Analysis of Variance), zawdzięczamy angielskiemu biologowi Ronaldowi A. Fisherowi, który opracował ją w 1925 roku dla rozwiązywania
Rozpoznawanie twarzy metodą PCA Michał Bereta 1. Testowanie statystycznej istotności różnic między jakością klasyfikatorów
Rozpoznawanie twarzy metodą PCA Michał Bereta www.michalbereta.pl 1. Testowanie statystycznej istotności różnic między jakością klasyfikatorów Wiemy, że możemy porównywad klasyfikatory np. za pomocą kroswalidacji.
W1. Wprowadzenie. Statystyka opisowa
W1. Wprowadzenie. Statystyka opisowa dr hab. Jerzy Nakielski Zakład Biofizyki i Morfogenezy Roślin Plan wykładu: 1. O co chodzi w statystyce 2. Etapy badania statystycznego 3. Zmienna losowa, rozkład
Statystyczna analiza danych w programie STATISTICA (wykład 2) Dariusz Gozdowski
Statystyczna analiza danych w programie STATISTICA (wykład ) Dariusz Gozdowski Katedra Doświadczalnictwa i Bioinformatyki Wydział Rolnictwa i Biologii SGGW Weryfikacja (testowanie) hipotez statystycznych
WSTĘP DO REGRESJI LOGISTYCZNEJ. Dr Wioleta Drobik-Czwarno
WSTĘP DO REGRESJI LOGISTYCZNEJ Dr Wioleta Drobik-Czwarno REGRESJA LOGISTYCZNA Zmienna zależna jest zmienną dychotomiczną (dwustanową) przyjmuje dwie wartości, najczęściej 0 i 1 Zmienną zależną może być:
BIULETYN INFORMACYJNY POLSKIEJ IZBY LNU I KONOPI SPIS TREŚCI. 1 Laboratoryjne metody identyfikacji włókien naturalnych...
2018 31 BIULETYN INFORMACYJNY POLSKIEJ IZBY LNU I KONOPI SPIS TREŚCI 1 Laboratoryjne metody identyfikacji włókien naturalnych... 2 A. Kicińska Jakubowska, P. Przybylska, M. Zimniewska 2 Dobór procesów
Zad. 4 Należy określić rodzaj testu (jedno czy dwustronny) oraz wartości krytyczne z lub t dla określonych hipotez i ich poziomów istotności:
Zadania ze statystyki cz. 7. Zad.1 Z populacji wyłoniono próbę wielkości 64 jednostek. Średnia arytmetyczna wartość cechy wyniosła 110, zaś odchylenie standardowe 16. Należy wyznaczyć przedział ufności
ANNALES UNIVERSITATIS MARIAE CURIE-SKŁODOWSKA LUBLIN POLONIA
ANNALES UNIVERSITATIS MARIAE CURIE-SKŁODOWSKA LUBLIN POLONIA VOL. LXIX(4) SECTIO E 2014 Instytut Genetyki, Hodowli i Biotechnologii Roślin Uniwersytet Przyrodniczy w Lublinie, ul. Akademicka 15, 20-950
STATYSTYKA I DOŚWIADCZALNICTWO Wykład 4
STATYSTYKA I DOŚWIADCZALNICTWO Wykład 4 Inne układy doświadczalne 1) Układ losowanych bloków Stosujemy, gdy podejrzewamy, że może występować systematyczna zmienność między powtórzeniami np. - zmienność
Zadania ze statystyki, cz.6
Zadania ze statystyki, cz.6 Zad.1 Proszę wskazać, jaką część pola pod krzywą normalną wyznaczają wartości Z rozkładu dystrybuanty rozkładu normalnego: - Z > 1,25 - Z > 2,23 - Z < -1,23 - Z > -1,16 - Z
Różnice w rozwoju przed zimą korzeni i rozet rodów rzepaku ozimego podwójnie ulepszonego (Brassica napus L.) *
Tom XIX Rośliny Oleiste 1998 Maria Ogrodowczyk, Stanisław Spasibionek, Jan Krzymański Instytut Hodowli i Aklimatyzacji Roślin, Zakład Roślin Oleistych w Poznaniu Różnice w rozwoju przed zimą korzeni i
Przykład 2. Na podstawie książki J. Kowal: Metody statystyczne w badaniach sondażowych rynku
Przykład 2 Na podstawie książki J. Kowal: Metody statystyczne w badaniach sondażowych rynku Sondaż sieciowy analiza wyników badania sondażowego dotyczącego motywacji w drodze do sukcesu Cel badania: uzyskanie
Stan ochrony bioróżnorodności roślin włóknistych i zielarskich w Polsce
Stan ochrony bioróżnorodności roślin włóknistych i zielarskich w Polsce Waldemar Buchwald, Grażyna Silska, Grażyna Mańkowska, Anna Forycka Instytut Włókien Naturalnych i Roślin Zielarskich Zabezpieczenie
Rozdział 8. Regresja. Definiowanie modelu
Rozdział 8 Regresja Definiowanie modelu Analizę korelacji można traktować jako wstęp do analizy regresji. Jeżeli wykresy rozrzutu oraz wartości współczynników korelacji wskazują na istniejąca współzmienność