單因素方差分析(2)(參考版)
2025-05-16 11:31本頁面
【正文】 iai nn m in1 ??=方差齊性檢驗的程序： 假設： 222210 : ???? =???==H不相等至少有兩個 2: iAH ?cqK 3 02 =?=???=aiiip snsaNq122 lg)1(lg)(?????? ?????= ?=??aii aNnac111 )()1()1(311aNsnsaiiip ??=?= 122)1(計算統(tǒng)計量 為重復數(shù)為處理數(shù)；為處理方差； nas i2?==?==aiinNnanaNna1。 五、方差齊性檢驗 （二）多個方差的齊性檢驗 —— Bartlett檢驗 Bartlett檢驗法的基本原理是：當 a個隨機樣本從獨立正態(tài) 總體中抽取時，可計算出統(tǒng)計量 K2。 （ 2） 正態(tài)性：被檢驗的總體呈正態(tài)分布 。 ak ,3,2 ???=Duncan檢驗程序： 將 a個平均數(shù)按從大到小排列； 按右表模式計算平均值間差值； 進行 Duncan檢驗。 第八章 單因素方差分析 （ 二 ） Duncan多范圍檢驗 —— Duncan檢驗 四、多重比較 nMSdfkrR ek ),(?=式中： Rk——不同對平均數(shù)的臨界值； df＝ a(n1)。 每個觀測值減去 30 SST== SSA=()= SSe== 變差來源 平方和 自由度 均方 F 處理 3 誤差 12 總和 15 判斷： F= F3,12,= 接受假設 第八章 單因素方差分析 （ 一 ） 最小顯著差數(shù)檢驗 —— LSD成對 t檢驗 四、多重比較 )(2121 xxsxxt??=?????????=?21)(1121 nnMSs exx???????? ???2111nnMStxx edf=ana， 差異顯著 nMStxxnn e2 ??= 時，當品系 Ⅰ Ⅱ Ⅲ Ⅳ Ⅴ 5 =?=nMS e =?=nMSt et20,= 缺點： LSD檢驗將會加大犯 Ⅰ 型錯誤的概率。 22.. =?== naxC1 12 =?=?= ? ?= =ainjijT CxSS 12. =?=?= ?=aiiA CxnSS 3 4 7 =?=?= ATe SSSSSS 表 85 不同小麥品系株高方差分析表 ** α= 判斷： F= F4,20,= F4,20,=，拒絕假設。也就是說，隨機效應模型可推斷總體狀況，而固定效應模型不能推斷總體狀況。 對于不等重復的平方和，總的觀測次數(shù)不再是 an次，而是， ， ， ?==aiinN1? ?= =?=ainjijT NxxSS1 12..2 ?=?=niiA NxxnSS 12..2.1 固定效應模型與隨機效應模型方差分析的程序完全一樣，但由于獲得樣本的方式不同，致使所得結論不同。 0: ?iAH ?0: 2 ???AH0: ?iAH ?0: 2 ???AH Ⅲ 、 若拒絕 H0時進行平均數(shù)成對檢驗 Ⅰ 方差齊性檢驗 單因素方差分析的 實戰(zhàn)檢驗程序
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