田間統(tǒng)計實驗：平均數(shù)差異顯著性檢驗的SAS分析

第二節(jié)平均數(shù)差異顯著性檢驗的SAS分析1.對樣本所屬總體提出假設(shè)，包括無效假設(shè)H0

和備擇假設(shè)HA。2.確定顯著水平α。3.在H0為正確假定下,依統(tǒng)計數(shù)的抽樣分布，計算實際差數(shù)的概率。4.統(tǒng)計推斷，將α與算得的概率相比較，根據(jù)小概率事件實際不可能性原理作出是否否定

H0的推斷。1.從總體方差已知的正態(tài)總體的抽樣→樣本平均數(shù)為正態(tài)分布→

u測驗2.從未知總體抽樣，只要n≥30→

樣本平均數(shù)服從正態(tài)分布→

u測驗3.從正態(tài)總體的抽樣，總體方差未知,n<30→t分布→

t測驗單個樣本平均數(shù)的假設(shè)測驗兩個樣本平均數(shù)相比較的假設(shè)測驗由兩個樣本平均數(shù)的相差，以測驗這兩個樣本所屬的總體平均數(shù)有無顯著差異。測驗方法成組數(shù)據(jù)的平均數(shù)比較成對數(shù)據(jù)的比較成組數(shù)據(jù)的平均數(shù)比較又依兩個樣本所屬的總體方差(和)是否已知、是否相等而采用不同的測驗方法。1.總體方差已知,或大樣本抽樣實驗------u測驗2.總體方差未知的小樣本抽樣實驗,但可假定

-------t測驗3.總體方差未知的小樣本抽樣實驗,且樣本所屬總體方差不等-------近似t測驗成對數(shù)據(jù)，由于同一配對內(nèi)兩個供試單位的試驗條件很是接近，而不同配對間的條件差異又可通過同一配對的差數(shù)予以消除，因而可以控制試驗誤差，具有較高的精確度。

在分析試驗結(jié)果時，只要假設(shè)兩樣本的總體差數(shù)的平均數(shù)，而不必假定兩樣本的總體方差σ12

和σ12相同。類似單組設(shè)計（單個平均數(shù)）進行分析成對數(shù)據(jù)的比較一、MEANS過程二、TTEST過程三、UNIVARIATE過程平均數(shù)差異顯著性檢驗的SAS過程1．MEANS過程MEANS過程用于測驗?zāi)硞€平均數(shù)與0之間的差異顯著性。以教材P82例5.1為例。

[例5.1]某春小麥良種的千粒重34g，現(xiàn)自外地引入一高產(chǎn)品種，在8個小區(qū)種植，得其千粒重(g)為：35.6、37.6、33.4、35.1、32.7、36.8、35.9、34.6，問新引入品種的千粒重與當(dāng)?shù)亓挤N有無顯著差異？DATAex51;INPUTy@@;y=y-34.0;CARDS;35.637.633.435.132.736.835.934.6;PROCMEANSNMEANSTDERRTPRT;RUN;其中STDERR為平均數(shù)的標準誤選項；T選項表示列出ti值；PRT選項表示列出P(|t|>ti)的概率，即實際結(jié)果是由誤差造成的概率。

[例5.6]選生長期、發(fā)育進度、植株大小和其他方面皆比較一致的兩株番茄構(gòu)成一組，共得7組，每組中一株接種A處理病毒，另一株接種B處理病毒，以研究不同處理方法的飩化病毒效果，表5.4結(jié)果為病毒在番茄上產(chǎn)生的病痕數(shù)目，試測驗兩種處理方法的差異顯著性。組別y1(A法)y2(B法)1102521312381443155512620277618DATAex56;INPUTy1y2@@;y=y1-y2;CARDS;102513128143155122027618;PROCMEANSNMEANSTDERRTPRT;VARy;RUN;“VARy;”一句用于指定對變數(shù)y進行分析，若缺省則對y1、y2和y三個變數(shù)分析。如在“CARDS;”語句前加上“DROPy1y2;”一句，建立數(shù)據(jù)集時將去除變數(shù)y1和y2，這樣生成的數(shù)據(jù)集中只有變量y，此時VAR語句可省去。2．TTEST過程一般用于成組數(shù)據(jù)資料的測驗[即測驗H0:μ1=μ2]，結(jié)果輸出包括兩樣本的基本統(tǒng)計數(shù)，總體方差相等和不相等的t值、概率值（實得差異由誤差造成的概率），以及對兩個總體的方差測驗結(jié)果（F測驗）。當(dāng)F測驗不顯著時，應(yīng)選擇Equal下的結(jié)果，否則取Unequal下的結(jié)果。

TTEST過程

以P84例5.3為例。

[例5.3]

調(diào)查某農(nóng)場每畝30萬苗和35萬苗的稻田各5塊，得畝產(chǎn)量(單位：kg)于表5.2，試測驗兩種密度畝產(chǎn)量的差異顯著性。y1(30萬苗)y2(35萬苗)400450420440435445460445425420DATAex5;DOtrt=1TO2;DOr=1TO5;INPUTy@@;OUTPUT;END;END;CARDS;

400420435460425

450440445445420

;

PROCTTEST;

CLASStrt;

VARy;

RUN;

CLASS語句指明分組變量，這里是trt，注意在TTEST過程中，它只允許有兩個水平。

[例5.4]研究矮壯素使玉米矮化的效果，在抽穗期測定噴矮壯素小區(qū)8株、對照區(qū)玉米9株，其株高結(jié)果如表5.3。試作假設(shè)測驗。表5.3噴矮壯素與否的玉米株高(cm)

y1(噴矮壯素)y2(對照)160160200160200170150210

170270180250270290270230170以P84例5.4為例。DATAex54;INPUTtrty@@;CARDS;11602170116022701200218011602250120022701170229011502270121022302170;PROCTTEST;CLASStrt;VARy;RUN;三、UNIVARIATE過程

dataex54;inputx1x2@@;X==x1-x2;Cards;67.460.672.866.668.464.966.061.870.861.769.667.267.262.468.961.362.656.7;procunivariatemu0=5.0alpha=0.05;

varx;

run;通過以往大規(guī)模調(diào)查，已知某地嬰兒出生體重均數(shù)為3.30kg，今測得35名難產(chǎn)兒出生體重如下表。（1）試做次數(shù)分布圖和描述統(tǒng)計分析。（2）該地難產(chǎn)兒出生體重與一般嬰兒出生體重是否不同？3.833.284.053.623.492.863.914.243.204.303.393.544.162.793.253.143.443.113.143.163.803.873.293.233.183.633.483.483.873.503.532.953.723.523.36三、UNIVARIATE過程libnamea'e:\data\';

dataa.data3_1;

Infile'e:\data\data3_1.txt';

inputx@@;procunivariatemu0=3.30alpha=0.05;

varx;

histogramx/normalcbarline=greencfill=redbarwidth=8

midpoints=2.75to4.35by0.2;run;datatemp;inputx1-x35;m1=mean(ofx1-x35);s1=std(ofx1-x35);u=abs(m1-3.3)/(s1/sqrt(35));p=2*(1-probnorm(u));

datalines;3.833.284.053.623.492.863.914.243.204.303.393.544.162.793.253.143.443.113.143.163.803.873.293.233.183.633.483.483.873.503.532.953.723.523.36;procprint;

varm1s1up;run;參數(shù)的區(qū)間估計DATAex518;INPUTy1y2@@;y=y1-y2;CARDS;102513128143155122027618;PROCMEANSclmalpha=0.01;VARy;RUN;pp95以P84例5.4為例。DATAex54;INPUTtrty@@;CARDS;11602170116022701200218011602250120022701170229011502270121022302170;PROCmeans;

clmalpha=0.05;VARy;RUN;TTEST過程DATAex518;INPUTy1y2@@;y=y1-y2;CARDS;102513128143155122027618;PROCttestalpha=0.01;VARy;RUN;UNIVARIATE過程DATAex518;INPUTy1y2@@;y=y1-y2;CARDS;102513128143155122027618;PROCUNIVARIATE

cibasic(alpha=0.01);VARy;RUN;Pp87例5.7

dataex54;inputx1x2@@;X=x1-x2;Cards;67.460.672.866.668.464.966.061.870.861.7