完全隨機試驗的方差分析-資料下載頁
2025-05-15 01:30本頁面
【正文】 各處理的觀察次數(shù)分別為 n nn3…… nk， 各不相等 ， 則為組內觀測值個數(shù)不等的資料 。 方差分析方法與組內觀測值個數(shù)相等資料的方差分析大同小異 ， 異同對比如下 。 矯正數(shù) C的求算 組內觀測值個數(shù)相等 C= 組內觀測值個數(shù)不等 C= 2Tnk2iTn?平方和與自由度分解 變因 df SS MS F 等 不等 等 不等 等 不等 等 不等 處理 誤差 總變異 SSt= 2ki1 iT∑ Cn∑ n 1iT 2S S = ∑ Cijx2i∑Tn CSSt= ttSSdf t eMS MSeeSSdfdfT= 注：表中 “ 等 ” 與 “ 不等 ” 分別代表組內觀測值個數(shù)等與不等的 資料 表 513 平方和與自由度分解方法對比表 SSe = SST SSt dfe=dfT –dft dft=k1 dfT =nk1 多重比較 ——新復極差測驗中 SE的計算 因為 n1≠n2≠…… ≠nk,不能直接用 SE = 要先計算 ni的理論平均值 n0： n0= 以 n0代替 n代入上式進行計算，即 SE = 2eSn??2∑ n1i( n )ik 1 n i2e0Sn的公式， （續(xù)） 表 513元帥不同類型樹枝條節(jié)間長度 例：調查了元帥蘋果短枝型一號、短枝型二號、普通型及小老樹枝條節(jié)間長度，各組觀察值數(shù)目不等，列于表 437 例 方差分析步驟如下 2iTn?226 8 . 1 6 8 . 11 2 8 . 8 21 0 9 1 1 6 3 6? ? ?? ? ?T 2S S = Cijx?=++…… + = 21kiiT Cn??2 2 2 21 7 . 7 1 6 . 0 2 5 . 5 8 . 9 3 . 2 61 0 9 1 1 6 C? ? ? ? ? ?SSt= SSe = SST SSt = = dfT = dft= k1= 41= 3 dfe= dfT – dft= 35 3 = 32 ∑ n 1 = 3 6 1 = 3 5iC = df 與 SS的分解： 計算均方，進行 F測驗： 表 514不同類型間枝條長度差異 方差分析 按查 df大 =dft, df小 =dfe查表得 = ∵ F= ∴ 不同類型間枝條長度差異極顯著 ,應作多重比較。 多重比較 ——用新復極差測驗法 計算 ni的理論平均值 n0： n0= SE= ? ?2 2 2 2 2∑ n1 1 9 + 1 0 + 1 1 + 6i( n ) = ( 3 6 ) = 9ik 1 4 1 3 6n i02eS 0 . 0 1 2= = 0 . 0 3 7n9按 dfe=32，查 SSR表得到 K= 4時的 SSRα值 ， 表 515 SSR及 LSR值表 根據(jù)上表所得 LSRo,o1值作顯著性測驗。 計算出 LSR。 k 2 3 4 （續(xù)） 表 513資料差異顯著性測驗 (字母法表示多重比較結果 ) 統(tǒng)計結論：短枝型 2號與 1號節(jié)間長度間無顯著差異，其他各類型間均達極顯著水平。 類型 類型平均數(shù) 差異顯著性 普通型 短枝型 2號 短枝型 1號 小老樹 a b b c A B B C 附表 7 附表 8
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