常用試驗設計統(tǒng)計分析ppt課件

1、第六章第六章 常用實驗設計統(tǒng)計分析常用實驗設計統(tǒng)計分析 第一節(jié)第一節(jié) 順序?qū)嶒炘O計的統(tǒng)計分順序?qū)嶒炘O計的統(tǒng)計分 析析第二節(jié)第二節(jié) 完全隨機和隨機區(qū)組試完全隨機和隨機區(qū)組試 驗的統(tǒng)計分析驗的統(tǒng)計分析第三節(jié)第三節(jié) 拉丁方實驗統(tǒng)計分析拉丁方實驗統(tǒng)計分析第一節(jié) 對比法和間比法實驗的統(tǒng)計 分析 用對比法和間比法設計的實驗，普通采用相對增減百分比法作直觀分析。相對增減百分數(shù)按下試計算： 7-1 7-2100CKCKTRQnQQ 在直觀分析中用Q和 判別處置與對照間的差別顯著性。假設處置的平均百分數(shù) 10%，即為差別不顯著；假設處置的平均百分數(shù) 10%，再看該處置在各反復中相對百分數(shù)Q的變異性，假設滿足表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；不顯著不用標志。這種用相對增減百分數(shù)進展統(tǒng)計分析的方法，稱為直觀分析法。QQQQQQ反復次數(shù) 10%的反復 10%的反復 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、對比法實驗結(jié)果的統(tǒng)計分析一、對比法實驗結(jié)果的統(tǒng)計分析有有A、B、C、D、E、F等等6個玉個玉米種類的比較實驗，設規(guī)范種類米種類的比較實驗，設規(guī)范種類CK,采用采用3次反復的對比設計，田間陳列次反復的對比設計，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種類種類稱號稱號各反復小區(qū)產(chǎn)量各反復小區(qū)產(chǎn)量總和總和Ti平均平均對臨近對臨近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 計算各種類產(chǎn)量對臨近CK產(chǎn)量的百分數(shù)： 對臨近對照的%= 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 計算各種類對臨近對照的百分數(shù)是為得到一個比較準確的、表示各種類相對消費力的目的。對于對比法的實驗結(jié)果，要判別某種類的消費力確實優(yōu)于對照種類，其相對消費力普通應超越10%以上；相對消費力僅超越對照5%左右的種類，以繼續(xù)實驗，再作結(jié)論。 本例，B種類產(chǎn)量最高，超越對照19.3%，C居第二，超越對照

5、11.7%；大體上可以為他們確實優(yōu)于對照。D種類第三，僅超越對照6.7%，在察看各反復產(chǎn)量，有兩個反復超越對照，一個低于對照，因此顯然不能作出D種類確實優(yōu)于對照種類的結(jié)論。 二、間比法實驗結(jié)果統(tǒng)計分析二、間比法實驗結(jié)果統(tǒng)計分析 首先計算兩個對照產(chǎn)量的平均數(shù)， 然后計算各品系產(chǎn)量相對應產(chǎn)量的百分數(shù)。即得各品系的相對消費力。其它同對比法實驗。ixix品系品系總和總和Ti平均平均對照對照對臨近對臨近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) 完全隨機和隨機區(qū)組實驗完全隨機和隨機區(qū)組實驗的統(tǒng)計分析的統(tǒng)計分析 一一 完全隨機實驗設計的統(tǒng)計分完全隨機實驗設計的統(tǒng)計分析析 二二 隨機區(qū)組實驗結(jié)果的分析例如隨機區(qū)組實驗結(jié)果的分析例如 隨機區(qū)組實驗結(jié)果統(tǒng)計分析，

7、可運隨機區(qū)組實驗結(jié)果統(tǒng)計分析，可運用兩向分組單個察看值資料的方差分用兩向分組單個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，剩余部分那么為實驗要素，剩余部分那么為實驗誤差。誤差。 變異變異來源來源DFSSMSFEMS(A固定，固定，B隨機隨機)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、隨機區(qū)組的線性模型ijjiijx四、隨機區(qū)組實驗的缺區(qū)估計和四、隨機區(qū)組實驗的缺區(qū)估計和結(jié)果分析結(jié)

8、果分析 缺區(qū)估計是一種不得已的補救方法。實驗應盡量防止缺區(qū)。如缺區(qū)過多，應作實驗失敗處置，或者除去缺區(qū)過多的處置或區(qū)組再作分析。 缺區(qū)估計根據(jù)線性模型可采用最小二乘法 。其缺區(qū)估計公式為：0nkxTkxTnxTxeerete將上式移項可得缺區(qū)估計值 為ex) 1)(1(knTkTnTxtre當缺多個缺區(qū)時，可建立一個多元一次方程組，解出各個值 一、隨機區(qū)組實驗缺一個小區(qū)一、隨機區(qū)組實驗缺一個小區(qū)產(chǎn)量的結(jié)果分析產(chǎn)量的結(jié)果分析例例6.4 有一玉米栽培實驗，缺一區(qū)有一玉米栽培實驗，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，應估計缺區(qū)值。代入公式得首先，應估計缺區(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，進然后將該值代入上表，進展方差分析。但在分解自在度時應展方差分析。但在分

10、解自在度時應留意：因留意：因33.033.0是一個實際值，沒有是一個實際值，沒有誤差，雖參與分析并未增大誤差項誤差，雖參與分析并未增大誤差項平方和，所以不占自在度，須將誤平方和，所以不占自在度，須將誤差項和總變異的自在度減去差項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) 在進展處置間比較時，普通用t檢驗。對于非缺區(qū)處置間比較，其不變，對于缺區(qū)處置和非缺區(qū)處置間比較，那么: 21XX

11、S) 1)(1(2knknMSe=二、隨機區(qū)組實驗缺兩個小區(qū)產(chǎn)量的結(jié)果分析例6.5 有一水稻栽培實驗，缺兩個小區(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，應估計出缺區(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 在進展處置間多重比較時，非缺區(qū)處置間比較的差數(shù)規(guī)范誤不變；假設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分別表示兩個比較處置的有效反復數(shù)，其計算方法是：在同一區(qū)組內(nèi)，假設兩處里都不缺區(qū)，那么各記為1；假設一處置缺區(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為實驗的處置數(shù)目。例如：本實驗在A、B比較時A的有效反復數(shù)：n1=1+1+1+1+1+0=5B的有效反復

13、數(shù)：n2=1+1+1+1+ =4.5 = =0.941323BAXXS5 . 415132. 2 在A和C比較時A的有效反復數(shù)：n1=1+1+1+1+ +0=4.5B的有效反復數(shù)：n2=1+1+1+1+0+ =4.5 = =1.0213231323cAXXS5 . 415 . 4132. 2 第三節(jié)第三節(jié) 拉丁方實驗統(tǒng)計分析拉丁方實驗統(tǒng)計分析一、拉丁方實驗結(jié)果的方差分析一、拉丁方實驗結(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個草莓雜交新品系作栽培實驗，用拉丁方設計，結(jié)果如下表。作方差分析。A433A227A124A328A128A333A221A432A226A433A325A126A330A130A428A2241 、平方和和自在度的分解2、F檢驗并列出方差分析表 變異來源變異來源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。運用SSR法進展多重比較。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、實驗結(jié)論。在四個草莓新品系單果重的實驗中，由F檢驗闡明行區(qū)組控制實驗誤差的作用不大，但列區(qū)組控制實驗誤差所起的作用很大。品系間差別極顯著，