McGill University – Faculty of Science BIOL 206 Methods in Biology

McGill University – Faculty of Science
BIOL 206
Methods in Biology of Organisms
XXXday, group XXX
Professor XXX
Assisted by (Name of TA)
Written in French
Module II – Mesures et conception expérimentale
Article scientifique sur les
Effets de l'acide gibbérellique sur la plante à fève (Glycine max)
(Title should include traits measured -1; better title:
Les effets de l'acide gibbérellique sur la germination des graines et la croissance des pouces d'une plante
à fève (Glycine max))
Remis à (TA name)
date

Résumé
L'étude porte sur les effets de l'acide gibbérellique sur différents aspects de la croissance du Glycine
max. L'acide en question fut appliqué à des spécimens de G. max âgés de quelques jours ainsi que sur
des fèves n'ayant pas encore germé. L'effet le plus criant de cet acide sur les spécimens déjà en
croissance fut sur la taille totale finale de ceux-là, ainsi qu'en particulier sur la longueur du deuxième
entre-noeud. Un résultat inattendu fut également observé en ce que l'acide semble influencer par la
négative la masse finale attendue de la plante. La signifiance de ces résultats fait l'objet de discussion,
où ceux-ci sont présentés à la lumière d'études passées.
(say more about GA to give more background for the study -0.5; and what did you measure? -0.5; what
happened to the seeds? -0.5)
Introduction
L'acide gibbérellique (ci-après nommé acide g.) fut découvert au Japon dans les années 1920 par des
chercheurs étudiant une maladie affectant les plantes à riz. Les plantes atteintes du symptome
poussaient bien plus vite que de normale jusqu'à l'effondrement, incapables de soutenir leur propre
poids (good!). Cela semble dû en partie à un effet de l'acide sur la cadence de production d'ARNm dans
la plante (Fragata, 1970).
Depuis, de nombreuses études ont été faites sur les effets de l'acide sur d'autres plantes que celles à riz,
notamment sur des plantes à pois (Brian, 1955) ou à baies (Loubser et Wolf, 1992). L'intérêt d'étudier
l'acide g., outre que d'apprendre à protéger certaines cultures de celui-ci, repose dans ses capacités à
faire pousser certains produits agriculturels, comme des raisins ou des baies, mieux et plus rapidement,
ainsi que d'augmenter la probabilité que des graines germent dans celles-là (Loubser et Wolf, 1992).
(Good description of why we are doing the experiment)
Peu d'études cependant, ce sont intéressé à l'application de l'acide gibbérellique sur des plantes à fèves.
Une question se pose donc naturellement, à savoir, si les expériences faites sur et les conclusions tirées
d'autres familles de plantes sont applicables aux plantes à fèves. Afin de répondre à cette question et
afin de pouvoir se permettre d'imaginer des utilités pour l'acide g. dans différents champs de
l'agriculture des fèves, il s'avère important d'en étudier les effets plus en détails. Nous avons choisi le
soja (Glycine max) comme espèce de fève à étudier. Nous prévoyons que l'acide gibbérellique aura un
effet accélérateur (why? -0.5) sur six facteurs développementaux du G. max, soit la taille totale de la
base à l'extrémité croissante, le diamètre du spécimen (mesuré au milieu du deuxième entre-noeud), la

longueur du deuxième entre-noeud, le nombre de feuilles par pousse, la masse et la probabilité de
germination des fèves de l'espèce. (need to state that references are backing up your hypotheses, -1)
Méthodes et matériel
L'expérience se déroula sur une quinzaine de jours. Au premier jour, quarante fèves furent plantées
séparément dans des pots à terre fertile. Elles ont été laissées dans une serre pour sept jours, à 26 °C le
jour et 22 °C la nuit. Leur photopériode était de 14 à 16 heures par jour et on leur a servi de l'eau pure
une fois par jour.
Une semaine plus tard (jour 8), nous avons mesuré et noté le premier entre-noeud de toutes les plantes.
Ensuite, celles-ci furent arrosées d'un ou l'autre de deux produits, les traitements A et B (frequency of
spraying and quantity? -1). De fait, un des traitements était l'acide gibbérellique et l'autre était un
contrôle (de l'eau). L'identité des traitements A et B ne fut révélée aux expérimentateurs qu'au
quinzième jour, question d'objectivité (okay but next time say it was blinded). Les plantes arrosées du
traitement A furent placées bien à l'écart de celles traitées au produit B pour éviter la contamination.
Par suite, toutes les plantes ont été remises en serre aux mêmes conditions que mentionnées plus haut.
Le même jour (jour 8), le second volet de l'expérience, étudiant l'effet potentiel de l'acide g. sur les fèves
hors terre, fut entamé. Mille deux cents fèves ont été placées en groupes de vingt-cinq, dans quarante-
huit boîtes de Petri. Vingt-quatre boîtes furent remplies du traitement A jusqu'à une hauteur de deux
millimètres et les vingt-quatre boîtes restantes ont été pareillement remplies, mais avec le traitement B.
On a laissé les fèves germer pour quatre jours (jusqu'au jour 12), après quoi elles ont été mises au froid
jusqu'au jour 15.
Au jour 15, plantes et fèves en boîtes de Petri ont été ressorties de leur milieu respectif. Les plantes
furent sorties de leur pot et rincées de leurs vermiculites. Nous avons pris note d'une série de mesures
(how did you measure them?) à l'égard de chacune desdites plantes que voici : la taille totale de chaque
plante de la base à l'extrémité du tronc, la longueur du deuxième entre-noeud, le diamètre au milieu du
même entre-noeud, le nombre de feuilles sur le spécimen (incluant les cotylédons qu'ils fussent tombés
ou non, mais excluant les feuilles très très jeunes) et la masse du spécimen. Pour cette dernière, nous
avons enlevé bonne partie de l'eau restante sur les plantes et avons mesuré la masse de celles-ci en
groupes d'une à cinq plantes (chaque plante étant par la suite associée à la masse moyenne par plante
de son groupe). Les moyennes de ces mesures pour chaque groupe de traitement (A et B) ont été
compilées et sont présentées dans les figures N à M. Des barres d'erreur de plus ou moins l'erreur
standard a été ajoutée pour illustrer la signifiance des résultats. De là, et toujours pour les plantes, un
test t fut employé pour mesurer la signifiance des différences de résultats, c.-à-d. pour faire ressortir la

probabilité que les différences obtenues ne soient qu'effet du hasard. La pertinence du test t découle du
fait que les mesures récoltées des plantes sont du type continu (p. ex. la taille, la masse). Ses résultats
sont présentés dans le tableau 1. Enfin, le test du khi carré fut employé pour mesurer la signifiance des
différences du nombre de fèves ayant germé (et celles n'ayant pas germé) chez les deux traitements en
boîtes de Petri, c.-à-d. pour faire connaître la probabilité que les différences des résultats obtenues ne
soient qu'effet du hasard. Le test du khi-carré fut choisi puisqu'il s'agît de données discrètes. Ses
résultats sont présentés dans le tableau 2.
Résultats Les tableaux et figures mentionnés dans cette section se trouvent en fin de document
Sept effets potentiels de l'acide gibbérellique sur G. max sont étudiés expérimentalement dans cette
recherche. Les résultats recueillis sont traités un à un ci-dessous. Seront traités comme significatifs les
résultats évalués comme tel par le test t ou du khi carré (selon le cas) au seuil de 95%.
La longueur moyenne du premier entre-noeud, selon le groupe de traitement, tel que mesuré au jour 8
(avant l'application de l'acide g. ou du contrôle, selon le cas) est la première mesure dont il sera
question. Les deux histogrammes (figures 1 et 2) ci-joints illustrent la distribution de ces mesures selon
le groupe (traité à l'acide g. ou de contrôle). La distribution de la figure 1 ressemble davantage à une loi
binomiale que celle de la figure 2, mais cette disparité est peut-être cause de la faible taille
échantillonnale. Le test t effectué évalue à plus de 50% la probabilité que la différence entre les
moyennes des deux groupes soient due au hasard. Avant le traitement, les deux distributions sont donc
vraisemblablement similaires en ce qui concerne la longueur du premier entre-noeud.
Les résultats suivants traitent de mesures prises une semaine après l'application du traitement.
D'abord, la taille totale moyenne des plantes de la base à l'extrémité en croissance du tronc et selon le
traitement reçu. Celle-ci est illustrée par la figure 3. Les plantes à fèves arrosées à l'acide g. avaient en
moyenne une taille totale plus importante (455 mm) que les plantes du groupe de contrôle (154 mm).
Cette différence est importante, tel que l'illustre la figure 3 à l'aide des barres d'erreur (de plus ou moins
l'erreur standard de la distribution) qui ne se chevauchent pas. Le test t sur ce paramètre appuie cette
affirmation en évaluant à moins de 0.01% la probabilité (tableau 1) que cette différence fût fruit du
hasard. Le groupe traité à l'acide gibbérellique a donc une longueur totale significativement plus grande
que le groupe de contrôle, et ce au seuil de 99.99%.
Ensuite, la longueur moyenne du deuxième entre-noeud selon le groupe traité à l'acide g. et le groupe
de contrôle. Il semble que le groupe traité à l'acide g. aie un plus long entre-noeud que le contrôle. La
figure 4 (l'ordonnée de laquelle ayant été tronquée) démontre la disparité entre les deux moyennes à
l'aide de barres d'erreur (signifiant plus ou moins l'erreur standard) ne se chevauchant pas. Le test t lui

aussi (tableau 1) mène à cette conclusion en évaluant à entre 2% et 5% la probabilité que cette
différence soit effet du hasard. Le résultat est donc significatif au seuil de 95% et nous pouvons nous
permettre de dire qu'il existe une différence entre la longueur moyenne des deuxièmes entre-noeuds
des G. max selon le traitement reçu : les spécimens traités à l'acide g. ont, en moyenne, de plus longs
deuxièmes entre-noeuds que ceux du groupe de contrôle.
Le diamètre au centre du deuxième entre-noeud selon le groupe (acide g. ou de contrôle) est illustré par
la figure 4 et un test t (tableau 2). En ce qui concerne la figure 5 (l'ordonnée ayant été tronqué) il peut
se voir que les barres d'erreur, toujours de plus ou moins l'erreur standard, se superposent ce qui remet
en question la signifiance de la différence entre les deux groupes. Le test t va en ce sens également, en
signalant que la probabilité que la différence soit due au hasard est entre 20% et 50%, ce qui est
énorme. Il peut donc se dire qu'il n'y a pas de différence signifiante au seuil de certitude de 95% pour la
mesure du diamètre au deuxième entre-noeud chez les deux groupes à l'étude.
Le nombre de feuilles par pousse selon le groupe (traité à l'acide g. ou non) est illustré par la figure 6 à
l'aide d'un graphique à deux colonnes, une pour chaque moyenne de groupe . Rappelons que les feuilles
qui aient été comptées sont les cotylédons (nonobstant s'ils étaient tombées ou non) ainsi que toutes
celles étant considérées comme de « vraies » feuilles, c.-à-d. des feuilles ayant une grosseur assez
importante. Il est vrai que la figure 5 semble indiquer qu'il pourrait y avoir différence notable entre les
nombres de feuilles moyen des deux groupes, puisque les barres d'erreur (de plus ou moins l'erreur
standard) ne se rejoignent pas. Néanmoins, le test t (tableau 2) indique qu'il ne s'agit pas d'une
différence significative au seuil de 95%, évaluant la probabilité que ce résultat soit dû au hasard à
quelque part entre 10% et 20%. Il ne pourra donc pas être admis qu'il existe une différence entre le
groupe traité à l'acide g. et celui de contrôle en ce qui a trait au nombre de feuilles par plante.
Ensuite, la figure 7 illustre les masses moyennes des deux groupes ainsi que les barres d'erreur (toujours
de plus ou moins l'erreur standard) associées à ces moyennes. Noter que l'ordonnée du graphique a été
tronqué. Le fait que ces barres d'erreur ne se recoupent pas mène à croire qu'il pourrait y avoir disparité
entre les masses moyennes des échantillons de chacun des deux groupes. D'après le graphique (et donc
les moyennes de chaque groupes), c'est le groupe de contrôle qui possède des échantillons en moyenne
plus massifs que le groupe traité à l'acide g. Le test t vient ajouter de la crédibilité à cette observation.
Bien qu'il n'aie pas été effectué de façon à évaluer lequel des deux groupes était composé d'échantillons
plus massifs que l'autre, il indique que la probabilité que la disparité des moyennes de ces deux groupes
relève du hasard se situe entre 2% et 5%. Il y a donc une disparité significative des moyennes au seuil de