【正文】 .1 1 121 1 12.. .)()(1)(1)()(///)1()1)(1(11????????????????eEEABABABBBBAAAEABBATdfSSMSdfSSMSdfSSMSdfSSMSnabdfbadfbdfadfa b ndf例： 3個羅非魚品種 A A A3和 4種不同蛋白質(zhì)水平的餌料 B B B B4，每個處理配置兩個魚池進行試驗。 1=223。但是由于實驗誤差的干擾，在處理數(shù)據(jù)時只憑圖像是不行的，需要經(jīng)過嚴格的數(shù)據(jù)分析之后，才能最后斷定因素之間是否存在交互作用。 例 :海帶 2 2復(fù)因子試驗，施用氮（ N）、磷（ P）的 4種處理組合試驗結(jié)果的假定數(shù)據(jù)，以說明各種效應(yīng)。 試驗效應(yīng)（ effect）： 處理所產(chǎn)生的效果，是試驗因素（餌料）對試驗指標（產(chǎn)量）所起的增進或減退的作用。如表 所示 .品種設(shè)置 3個水平，飼料設(shè)置 4個水平，且品種的每一水平與飼料的每一個水平進行均勻搭配。 A因素的主效應(yīng)：兩個水平的簡單效應(yīng)的平均值 = =[（ 2418） +（ 4438） ]/2 =（ 6+6） /2=6 B因素的主效應(yīng)：兩個水平的簡單效應(yīng)的平均值 =[（ 3818） +（ 4424） ]/2 = 20 ?互作 (interaction) 效應(yīng)：兩個 因素 簡單效應(yīng)間的 平均差異 稱為交互作用效應(yīng)，簡稱互作。 互作效應(yīng)： 兩個因素簡單效應(yīng)間的平均差異稱為交互作用效應(yīng)。在第一個處理下，若只安排一個試驗單位參加試驗，則稱為 兩因素?zé)o重復(fù)試驗或兩向分組無重的試驗 ；若至少安排兩個試驗單位參加試驗，則稱為 兩因素有重復(fù)試驗或兩向分組有重復(fù)試驗 。 j≠0 利用表 ,計算可得 : 第一步 :假設(shè) 第二步 :F檢驗 )183232197(41.1..).(4663121248...4750..)(2222..1221222222?????????????????????????abxxbxxbSSabxxxxSSaiiiaiAijijTabx2.. =(50+63+… +48)2/12=6122/12=31212 對于固定因素 ,處理效應(yīng)是各處理平均數(shù)距總平均數(shù)的離差 . 1 43 1 2 1 2)1 5 91 4 51 4 31 6 5(31.1..)(22222..12.2.1?????????????? ????BATEbjjjbjBSSSSSSSSabTTaxxaSS6321131412131111431????????????????????????????????eeeBBBAAABATeBATdfSSMSdfSSMSdfSSMSdfdfdfdfbdfadfabdf??????eBBeAAMSMSFMSMSFFA(2,6)=, P 所以拒絕 A因素的無效假設(shè) ,表明 3種放養(yǎng)密度間的產(chǎn)魚量差異極顯著 。 .ix..jx ...x品種 蛋白質(zhì)水平 xi.. B1 B2 B3 B4 A1 134 129 A2 132 A3 Xj. x… = = （ 1）數(shù)據(jù)輸入與數(shù)據(jù)選擇： 數(shù)據(jù)輸入與數(shù)據(jù)選擇： 隨機模型適用于水平的總體，不做多重比較；而固定模型只適用于所選定的 a個水平。反之，若上述 F測驗呈顯著，則 e1與 e2不能合并，只能用 e2作為測驗其它效應(yīng)的誤差。 33 ????raMSS ex施肥量 小區(qū)平均產(chǎn)量 (kg) 差異顯著性 5% 1% B1 a A B2 b AB B3 b B 表 三種施肥量小區(qū)平均產(chǎn)量間差異顯著性測驗 推斷 ：分析表明施 B1水平的肥量 ， 各品種的平均產(chǎn)量最高 ， 顯著高于 B B3， 并與 B3差異達極顯著 。 MSE/ 處理 小區(qū)平均產(chǎn)量 差異顯著性 A3B1 a A A2B2 a A A2B3 a A A1B1 ab A A2B1 ab A A1B2 bc AB A3B2 cd B A1B3 cd B A3B3 d B 9個處理間的差異顯著性（ SSR） (5)試驗結(jié)論 參試 品種水平間有顯著差異 :以 A2平均產(chǎn)量最高 ， 與 A1， A3均有極顯