常用試驗(yàn)設(shè)計(jì)統(tǒng)計(jì)分析ppt課件

1、第六章第六章 常用實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)統(tǒng)計(jì)分析常用實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)統(tǒng)計(jì)分析 第一節(jié)第一節(jié) 順序?qū)嶒?yàn)設(shè)計(jì)的統(tǒng)計(jì)分順序?qū)嶒?yàn)設(shè)計(jì)的統(tǒng)計(jì)分 析析第二節(jié)第二節(jié) 完全隨機(jī)和隨機(jī)區(qū)組試完全隨機(jī)和隨機(jī)區(qū)組試 驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)分析驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)分析第三節(jié)第三節(jié) 拉丁方實(shí)驗(yàn)統(tǒng)計(jì)分析拉丁方實(shí)驗(yàn)統(tǒng)計(jì)分析第一節(jié) 對(duì)比法和間比法實(shí)驗(yàn)的統(tǒng)計(jì) 分析 用對(duì)比法和間比法設(shè)計(jì)的實(shí)驗(yàn)，普通采用相對(duì)增減百分比法作直觀分析。相對(duì)增減百分?jǐn)?shù)按下試計(jì)算： 7-1 7-2100CKCKTRQnQQ 在直觀分析中用Q和 判別處置與對(duì)照間的差別顯著性。假設(shè)處置的平均百分?jǐn)?shù) 10%，即為差別不顯著；假設(shè)處置的平均百分?jǐn)?shù) 10%，再看該處置在各反復(fù)中相對(duì)百分?jǐn)?shù)Q的變異性，假設(shè)滿足表6

2、-1的規(guī)范即為差別顯著，用“表示減產(chǎn)顯著；用“表示增產(chǎn)顯著；不顯著不用標(biāo)志。這種用相對(duì)增減百分?jǐn)?shù)進(jìn)展統(tǒng)計(jì)分析的方法，稱(chēng)為直觀分析法。QQQQQQ反復(fù)次數(shù) 10%的反復(fù) 10%的反復(fù) 的規(guī)范1 1 0 10% 2 2 0 10% 3-4 2-3 1 10% 5-6 4-5 1-2 10% 一、對(duì)比法實(shí)驗(yàn)結(jié)果的統(tǒng)計(jì)分析一、對(duì)比法實(shí)驗(yàn)結(jié)果的統(tǒng)計(jì)分析有有A、B、C、D、E、F等等6個(gè)玉個(gè)玉米種類(lèi)的比較實(shí)驗(yàn)，設(shè)規(guī)范種類(lèi)米種類(lèi)的比較實(shí)驗(yàn)，設(shè)規(guī)范種類(lèi)CK,采用采用3次反復(fù)的對(duì)比設(shè)計(jì)，田間陳列次反復(fù)的對(duì)比設(shè)計(jì)，田間陳列是在第一列的根底上作階梯式更替，是在第一列的根底上作階梯式更替，此處圖形省略。小區(qū)面積此處圖

3、形省略。小區(qū)面積40cm2所所的產(chǎn)量結(jié)果列于下表，試作分析的產(chǎn)量結(jié)果列于下表，試作分析 ix種類(lèi)種類(lèi)稱(chēng)號(hào)稱(chēng)號(hào)各反復(fù)小區(qū)產(chǎn)量各反復(fù)小區(qū)產(chǎn)量總和總和Ti平均平均對(duì)臨近對(duì)臨近CK的的% CK37.0 36.5 35.5 109.036.3100.0A 36.4 36.8 34.0 107.235.798.3B38.0 37.0 34.5 109.536.5119.3CK31.5 30.8 29.5 91.830.6100.0C36.5 35.0 31.0 102.534.2111.7D35.2 32.0 30.1 97.332.4106.7CK30.6 32.9 27.7 91.230.4100.0

4、E28.4 25.8 23.6 77.825.985.3F30.6 29.7 28.3 88.629.590.4CK35.2 32.3 30.5 98.032.7100.0 計(jì)算各種類(lèi)產(chǎn)量對(duì)臨近CK產(chǎn)量的百分?jǐn)?shù)： 對(duì)臨近對(duì)照的%= 100或 100總產(chǎn)量鄰近某品種總產(chǎn)量CK平均產(chǎn)量鄰近某品種平均產(chǎn)量CK 計(jì)算各種類(lèi)對(duì)臨近對(duì)照的百分?jǐn)?shù)是為得到一個(gè)比較準(zhǔn)確的、表示各種類(lèi)相對(duì)消費(fèi)力的目的。對(duì)于對(duì)比法的實(shí)驗(yàn)結(jié)果，要判別某種類(lèi)的消費(fèi)力確實(shí)優(yōu)于對(duì)照種類(lèi)，其相對(duì)消費(fèi)力普通應(yīng)超越10%以上；相對(duì)消費(fèi)力僅超越對(duì)照5%左右的種類(lèi)，以繼續(xù)實(shí)驗(yàn)，再作結(jié)論。 本例，B種類(lèi)產(chǎn)量最高，超越對(duì)照19.3%，C居第二，超越對(duì)照

5、11.7%；大體上可以為他們確實(shí)優(yōu)于對(duì)照。D種類(lèi)第三，僅超越對(duì)照6.7%，在察看各反復(fù)產(chǎn)量，有兩個(gè)反復(fù)超越對(duì)照，一個(gè)低于對(duì)照，因此顯然不能作出D種類(lèi)確實(shí)優(yōu)于對(duì)照種類(lèi)的結(jié)論。 二、間比法實(shí)驗(yàn)結(jié)果統(tǒng)計(jì)分析二、間比法實(shí)驗(yàn)結(jié)果統(tǒng)計(jì)分析 首先計(jì)算兩個(gè)對(duì)照產(chǎn)量的平均數(shù)， 然后計(jì)算各品系產(chǎn)量相對(duì)應(yīng)產(chǎn)量的百分?jǐn)?shù)。即得各品系的相對(duì)消費(fèi)力。其它同對(duì)比法實(shí)驗(yàn)。ixix品系品系總和總和Ti平均平均對(duì)照對(duì)照對(duì)臨近對(duì)臨近CK的的%CK165.533.1 A183.136.633.3109.9 B188.937.833.3113.5 C165.533.133.399.4 D188.537.733.3113.2 CK167.

6、533.5 E190.038.034.2111.1 F160.032.034.293.6 G189.037.834.2110.5 H164.032.834.295.9 CK175.035.0 I172.534.533.7102.4 J187.037.433.7111.0 K194.538.933.7115.4 L150.530.133.789.3 CK162.032.4 第二節(jié)第二節(jié) 完全隨機(jī)和隨機(jī)區(qū)組實(shí)驗(yàn)完全隨機(jī)和隨機(jī)區(qū)組實(shí)驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)分析的統(tǒng)計(jì)分析 一一 完全隨機(jī)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的統(tǒng)計(jì)分完全隨機(jī)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的統(tǒng)計(jì)分析析 二二 隨機(jī)區(qū)組實(shí)驗(yàn)結(jié)果的分析例如隨機(jī)區(qū)組實(shí)驗(yàn)結(jié)果的分析例如 隨機(jī)區(qū)組實(shí)驗(yàn)結(jié)果統(tǒng)計(jì)分析，

7、可運(yùn)隨機(jī)區(qū)組實(shí)驗(yàn)結(jié)果統(tǒng)計(jì)分析，可運(yùn)用兩向分組單個(gè)察看值資料的方差分用兩向分組單個(gè)察看值資料的方差分析法。析法。 在這可將處置看作在這可將處置看作A要素，區(qū)要素，區(qū)組看作組看作B要素，剩余部分那么為實(shí)驗(yàn)要素，剩余部分那么為實(shí)驗(yàn)誤差。誤差。 變異變異來(lái)源來(lái)源DFSSMSFEMS(A固定，固定，B隨機(jī)隨機(jī))處置處置a-1Ti.2/b-CMSAMSA/MsebA區(qū)組區(qū)組b-1T.j2/a-CMSBMSB/MseaB誤差誤差(a-1)(b-1)SST-SSA-SSBMSe 總變總變異異ab-1x2-C 三、隨機(jī)區(qū)組的線性模型ijjiijx四、隨機(jī)區(qū)組實(shí)驗(yàn)的缺區(qū)估計(jì)和四、隨機(jī)區(qū)組實(shí)驗(yàn)的缺區(qū)估計(jì)和結(jié)果分析結(jié)

8、果分析 缺區(qū)估計(jì)是一種不得已的補(bǔ)救方法。實(shí)驗(yàn)應(yīng)盡量防止缺區(qū)。如缺區(qū)過(guò)多，應(yīng)作實(shí)驗(yàn)失敗處置，或者除去缺區(qū)過(guò)多的處置或區(qū)組再作分析。 缺區(qū)估計(jì)根據(jù)線性模型可采用最小二乘法 。其缺區(qū)估計(jì)公式為：0nkxTkxTnxTxeerete將上式移項(xiàng)可得缺區(qū)估計(jì)值 為ex) 1)(1(knTkTnTxtre當(dāng)缺多個(gè)缺區(qū)時(shí)，可建立一個(gè)多元一次方程組，解出各個(gè)值 一、隨機(jī)區(qū)組實(shí)驗(yàn)缺一個(gè)小區(qū)一、隨機(jī)區(qū)組實(shí)驗(yàn)缺一個(gè)小區(qū)產(chǎn)量的結(jié)果分析產(chǎn)量的結(jié)果分析例例6.4 有一玉米栽培實(shí)驗(yàn)，缺一區(qū)有一玉米栽培實(shí)驗(yàn)，缺一區(qū)產(chǎn)量，試作方差分析產(chǎn)量，試作方差分析處置處置區(qū)組區(qū)組Tt A27.8 27.3 28.5 38.5 122.1B3

9、0.6 28.8 xe 39.5 98.9+xeC27.7 22.7 34.9 36.8 122.1D16.2 15.0 14.4 19.6 64.9E16.2 17.0 17.7 15.4 66.3F24.9 22.5 22.7 26.3 96.4Tr143.4 33.3 17.9+xe 176.1 570.7+xe首先，應(yīng)估計(jì)缺區(qū)值。代入公式得首先，應(yīng)估計(jì)缺區(qū)值。代入公式得 =32.9533.0) 1)(1(knTkTnTxtre) 16)(14(7 .5709 .9869 .1174留意：留意： 然后將該值代入上表，進(jìn)然后將該值代入上表，進(jìn)展方差分析。但在分解自在度時(shí)應(yīng)展方差分析。但在分

10、解自在度時(shí)應(yīng)留意：因留意：因33.033.0是一個(gè)實(shí)際值，沒(méi)有是一個(gè)實(shí)際值，沒(méi)有誤差，雖參與分析并未增大誤差項(xiàng)誤差，雖參與分析并未增大誤差項(xiàng)平方和，所以不占自在度，須將誤平方和，所以不占自在度，須將誤差項(xiàng)和總變異的自在度減去差項(xiàng)和總變異的自在度減去1 1，即，即dfe-1dfe-1和和dfT 1 dfT 1 變異來(lái)源DFSSMSFF0.05區(qū)組處置誤差3514166.841093.2142.44 218.6410.17 21.50 2.66總變異221402.48 方差分析表缺一區(qū) 在進(jìn)展處置間比較時(shí)，普通用t檢驗(yàn)。對(duì)于非缺區(qū)處置間比較，其不變，對(duì)于缺區(qū)處置和非缺區(qū)處置間比較，那么: 21XX

11、S) 1)(1(2knknMSe=二、隨機(jī)區(qū)組實(shí)驗(yàn)缺兩個(gè)小區(qū)產(chǎn)量的結(jié)果分析例6.5 有一水稻栽培實(shí)驗(yàn)，缺兩個(gè)小區(qū)產(chǎn)量，試作方差分析 處置處置區(qū)組區(qū)組Tt ABC8 14 12 8 16 xe 9 11 10 7 11 9 16 17 14 12 xc 13 58+xe5772+xcTr33 42 27 27 27+xc 22+xe 187+xe+xc首先，應(yīng)估計(jì)出缺區(qū)值xe 和 xc ,采用解方程組法018187327672eceeexxxxx018187322658eccccxxxxx 整了解得：xe=18.09 xc=10.09,將值代入原資料，進(jìn)展方差分析留意自在度的變化。方差分析表缺兩

12、區(qū) 變異來(lái)源DFSSMSFF0.05區(qū)組處置誤差52874.2894.1118.56 47.062.32 20.28 3.68總變異15186.95 在進(jìn)展處置間多重比較時(shí)，非缺區(qū)處置間比較的差數(shù)規(guī)范誤不變；假設(shè)相互比較的處置間有缺區(qū)，那么其平均數(shù)差數(shù)的規(guī)范誤為 21XXS2111nnMSe=上式中，n1和n2分別表示兩個(gè)比較處置的有效反復(fù)數(shù)，其計(jì)算方法是：在同一區(qū)組內(nèi)，假設(shè)兩處里都不缺區(qū)，那么各記為1；假設(shè)一處置缺區(qū)，另一處置不缺區(qū)，那么缺區(qū)處置記0，不缺區(qū)處置記k-2/(k-1),其中k為實(shí)驗(yàn)的處置數(shù)目。例如：本實(shí)驗(yàn)在A、B比較時(shí)A的有效反復(fù)數(shù)：n1=1+1+1+1+1+0=5B的有效反復(fù)

13、數(shù)：n2=1+1+1+1+ =4.5 = =0.941323BAXXS5 . 415132. 2 在A和C比較時(shí)A的有效反復(fù)數(shù)：n1=1+1+1+1+ +0=4.5B的有效反復(fù)數(shù)：n2=1+1+1+1+0+ =4.5 = =1.0213231323cAXXS5 . 415 . 4132. 2 第三節(jié)第三節(jié) 拉丁方實(shí)驗(yàn)統(tǒng)計(jì)分析拉丁方實(shí)驗(yàn)統(tǒng)計(jì)分析一、拉丁方實(shí)驗(yàn)結(jié)果的方差分析一、拉丁方實(shí)驗(yàn)結(jié)果的方差分析其自在度和平方和的分解式為：總自在度=橫行自在度+縱行自在度+處置自在度+誤差自在度總平方和=橫行平方和+縱行平方和+處置平方和+誤差平方和變異來(lái)源DFSSMSF橫行橫行k-1Tr2/k-CMSrMS

14、r/Mse縱行縱行k-1Tc2/k-CMScMSc/Mse處置處置k-1Tt2/k-CMStMSt/Mse誤差誤差(k-1)(k-2)SST-SSr-SSc-SStMSe 總變異總變異K2-1x2-C 例6.6 有4個(gè)草莓雜交新品系作栽培實(shí)驗(yàn)，用拉丁方設(shè)計(jì)，結(jié)果如下表。作方差分析。A433A227A124A328A128A333A221A432A226A433A325A126A330A130A428A2241 、平方和和自在度的分解2、F檢驗(yàn)并列出方差分析表 變異來(lái)源變異來(lái)源DFSSMSFF0.05F0.01橫行橫行30750.250.764.769.78縱行縱行376.2525.4277.0

15、3*4.769.78處置處置3102.7534.25103.79*4.769.78誤差誤差62.000.33 總變異總變異15181.7512.12 3 多重比較。運(yùn)用SSR法進(jìn)展多重比較。SE= = =0.29nMSe433. 0txP234處置處置SSR0.05SSR0.01LSR0.05LSR0.013.465.241.00 1.523.585.511.041.603.645.651.061.64A4A3A1A231.528.527.024.5abcdABBCLSR值和多重比較結(jié)果 4、實(shí)驗(yàn)結(jié)論。在四個(gè)草莓新品系單果重的實(shí)驗(yàn)中，由F檢驗(yàn)闡明行區(qū)組控制實(shí)驗(yàn)誤差的作用不大，但列區(qū)組控制實(shí)驗(yàn)誤差所起的作用很大。品系間差別極顯著，