田間統(tǒng)計(jì)與分析-(7)(編輯修改稿)
2025-08-21 13:16 本頁面
【文章內(nèi)容簡介】 Se2=SST= 27 變異來源 自由度 DF 平方和 SS 均方 MS F值 處理間 K1 SSt St2= SSt/df1 F=St2/ Se2 誤差 K(n1) SSe Se2= Sse/df2 總變異 nk1 SST F值（列出方差分析表） 組內(nèi)觀察值數(shù)目不等的單向分組資料的方差分析 ? 計(jì)算平均數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤 ? 采用新復(fù)極差法，查 SSR表，自由度為 12時(shí) ? 平均數(shù)大小排序、比較 ??? nSeSE p 2 3 4 處理 蟲口密度 顯著性 A a A B ab AB D b B C b B ? ?)1)((220 ??????knnnniii)14(28 )7867(28 222220 ???? ?????n? 計(jì)算新的 n0值， 組內(nèi)觀察值數(shù)目不等的單向分組資料的方差分析 處理 蟲口密度 顯著性 A a A B ab AB D b B C b B 本試驗(yàn)中不同處理間有極顯著差異(F=())，其中在 .05和 .01水平上第 1塊田與第 4田的蟲口密度有顯著差異，其他處理間差異均不顯著。 組內(nèi)觀察值數(shù)目不等的單向分組資料的方差分析 組內(nèi)又分亞組的單向分組資料的方差分析 假設(shè)某系統(tǒng)資料共有 L組，每組內(nèi)又分為 m個(gè)亞組，每一個(gè)亞組內(nèi)有 n個(gè)觀察值的資料見下表。 組別 1 2 …… i …… L 亞組 …… …… …… 1 2 …j… m …… …… …… …… …… Xi11 Xi12 . Xi1k . xi1n Xi21 Xi22 . Xi2k . Xi2n Xij1 Xij2 . Xijk . Xijn Xim1 Xim2 . Ximk . Ximn Tij Ti1 Ti2 Tij Tim Ti T1 T2 …… Ti …… TL T …… …… 表 組內(nèi)分亞組的 lmn個(gè)觀察值 ijxix 1x 2x ix Lx x1ix 2ix ijx imx第二節(jié) 單向分組資料的方差分析 方差分析表 變異來源 自由度 DF 平方和 SS 均方 MS F值 組間 L1 St2 St2/ Se12 組內(nèi)亞組間 L(m1) Se12 Se12/ Se22 亞組內(nèi) Lm(n1) Se22 總變異 Lmn1 2)(? ? xxmn i? ? ? 2)( iij xxn? ? ? ? 2)( ijxx2)(? ? xx組內(nèi)又分亞組的單向分組資料的方差分析 這種組內(nèi)又分亞組的單向分組資料簡稱 系統(tǒng)分組資料 。能夠獲得此類資料的試驗(yàn)設(shè)計(jì)成為 巢式設(shè)計(jì)（ Nested design） 。 例 在溫室內(nèi)以 4種培養(yǎng)液培養(yǎng)某作物，每種 3盆，每盆 4株，一個(gè)月后測定其株高生長量，結(jié)果見表，試作方差分析。 培養(yǎng)液 A B C D 總和 盆號 A1 A2 A3 B1 B2 B3 C1 C2 C3 D1 D2 D3 生長量 50 55 40 35 35 35 30 40 45 40 40 50 50 45 50 45 55 60 50 50 55 45 65 55 85 60 90 85 65 70 80 65 70 70 70 70 60 55 35 70 60 85 45 75 65 65 85 75 L=4 m=3 n=4 Tij 180 140 175 190 215 220 320 280 280 220 265 290 Ti 495 625 880 775 T=2775 表 4種培養(yǎng)液下的株高增長量 x組內(nèi)又分亞組的單向分組資料的方差分析 假設(shè)： H0： Kt2＝ 0； HA： Kt2 ≠0 （培養(yǎng)液間）。 顯著水平： 。 a. 自由度的分解結(jié)果見下表 。 b. 平方和的分解 變異來源 自由度 DF 培養(yǎng)液間 L1=3 培養(yǎng)液內(nèi)盆間 L(m1)=8 盆內(nèi)株間 Lm(n1)36 總變異 Lmn1=47 組內(nèi)又分亞組的單向分組資料的方差分析 L= m= n=4 6 0 4
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