復(fù)習(xí)方差分析的基本原理將資料總變異的平方和和自由度分解為各變異來源的平方和和自由度。計算F值，進行F測驗，做出各變異來源顯著與否的統(tǒng)計推斷。對個平均數(shù)進行多重比較（固定模型）。

復(fù)習(xí)總變異的平方和和自由度:總自由度dfT=dft+dfenk-1=(k-1)+k(n-1)在一正態(tài)總體N（μ，σ2）中隨機抽取樣本容量為n1

和n2

的兩個樣本，分別求得其均方s12和s22，兩個均方的比值稱為F值。即

F=s12/

s22

復(fù)習(xí)F分布與F測驗往往以被測驗變異因素的方差作分子，以另一項變異（如試驗誤差）的均方作分母。右尾臨界F0.05和F0.01值（附表4P340-344）

右尾概率

復(fù)習(xí)F測驗的基本前提2、s12和s22，彼此獨立。3、線性可加。

復(fù)習(xí)F測驗的無效假設(shè)和備擇假設(shè)1、若資料為隨機模型，否定HO，說明總體內(nèi)的變異真實存在。2、若資料為固定模型，否定HO，需要進一步進行多重比較，明確各處理間的差異真實性。

復(fù)習(xí)多重比較1、最小顯著差數(shù)法（LSD法）2、新復(fù)極差法（SSR法）

α為顯著性水平

dfe

為F測驗誤差自由度

p兩極差范圍內(nèi)所包含的平均數(shù)個數(shù),又稱為秩。第三節(jié)、遺傳模型與期望均方方差分析的線性模型為：對總體：對樣本：----μ的無偏估計；

ti

----τi的無偏估計

eij----εij的無偏估計一、遺傳模型

在線性模型中，根據(jù)研究目的不同，對τi會有不同解釋，因此有固定模型和隨機模型之分。湖北省已經(jīng)審定品種有華油雜9號、中雙9號等。

問題1：

湖北省油菜品種的產(chǎn)量變異。

問題2：湖北省產(chǎn)量最高的油菜品種。

1、固定模型：試驗的每一個處理分別抽自一個特定的總體N（μi,σ2e），處理效應(yīng)τi=μi-μ是固定的，試驗的Στi

=0。

試驗?zāi)康脑谟谘芯刻幚肀旧恙觟效應(yīng)的大小。測驗的假設(shè)為Ho:τi=0或Ho:μi=μ。當(dāng)否定Ho時,需作多重比較。

2、隨機模型：

在單因素試驗中，k個處理是從同一個大的總體N（μ，στ2）中隨機抽取的k個樣本。

這種試驗?zāi)康氖峭ㄟ^研究τi的變異

，對總體的變異（στ2）進行研究。

試驗的各處理是一組隨機樣本，抽自同一大總體

N(μ,στ2)，因而處理效應(yīng)

τi=μi-μ

是隨機的,τi是一個隨機變量,τi

~N(0,στ2

)。

測驗假設(shè)為

Ho:στ2

=0

或

HA:στ2

>0。若否定Ho，處理方差στ2

是重點研究對象。若重復(fù)試驗時，需重新隨機抽取樣本。3、混合模型多因素試驗中，一個因素為隨機，另一個因素為固定的模型稱為混合模型。如：常見的隨機區(qū)組設(shè)計二、遺傳模型與期望均方

處理效應(yīng)的期望均方在固定模型和隨機模型中可能不同。

通常用δ2代表隨機模型中某種效應(yīng)的方差。用κ2代表固定模型中某種效應(yīng)的方差。對單因素試驗來說：固定模型的期望均方是MSt=δ2

+n

κτ2Mse=δ2

對單因素試驗來說：隨機模型的期望均方是MSt=δ2+nδτ2Mse=δ2

單因素試驗，兩種模型的估計值是相同的。方差分析就是通過MSt與MSe的比較來推斷κτ2或δτ2是否存在。在固定模型中需要比較各個μi是否相等。但對多因素來說，兩種模型將會有較大差別，F(xiàn)測驗也將不同。以后章節(jié)會提到。第四節(jié)單向分組資料的方差分析單向分組指觀察值僅按一個方向（原因）進行分組。單向分組資料有下列2種情況：組內(nèi)觀察值數(shù)目相等的單向分組資料組內(nèi)觀察值數(shù)目不相等的單向分組資料

一、組內(nèi)觀察值相等的單向分組資料試驗分k個處理，每處理有n個觀察值。資料形式如下圖：組內(nèi)觀察值數(shù)目相等的單向分組資料方差分析表變異來源dfSSMSF處理間k-1MStMSt/MSe誤差k(n-1)MSe總變異Kn-1

【例題】作一水稻施肥的盆栽試驗，設(shè)五個處理，A和B是分別施用兩種不同工藝的氨水，C施碳酸氫銨，D施尿素，E不施氮肥。每個處理4盆。隨機放置于同一網(wǎng)室中，其稻谷產(chǎn)量列于下表。試測驗各處理平均數(shù)的差異性。解：（1）自由度和平方和的分解與計算dfT=nk-1=4×5-1=19dft=k-1=5-1=4dfe=k(n-1)=5×(4-1)=15矯正數(shù)C=T2/nk=5262/(4×5)=13833.8（2）F測驗：將上述結(jié)果填入方差分析表假設(shè)

H0:μA=μB=…=μE

;

HA:μA、μB、…μE

不全相等。計算均方及F值，得方差分析表。因F>F0.01，否定H0，認(rèn)為試驗處理平均數(shù)間有極顯著差異。

（3）多重比較（用SSR法）計算平均數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤

根據(jù)df=15,查SSR表得p=2,3,4,5時的SSR0.05和SSR0.01，將SSRα乘以平均數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤得LSRα值，列成表，進行多重比較。（4）推斷：由多重比較結(jié)果可知，施用氮肥（A、B、C、D）比不施肥有顯著差異；且施用尿素、碳酸氫銨、氨水1與不施肥的差異達極顯著水平；尿素與碳酸氫銨之間差異不顯著，但與兩種氨水之間差異顯著、與氨水2之間達極顯著差異。二、組內(nèi)觀察值數(shù)目不等的單向分組資料若k個處理的觀察值數(shù)目不等，分別為n1,n2,…,nk；

處理間變異總變異處理內(nèi)變異方差分析的有關(guān)公式，會因ni不同做出相應(yīng)改變。

平方和與自由度的比較dfT=nk-1dft=k-1dfe=k(n-1)不變dfT=∑ni-1dfe=∑ni-k不變不變多重比較

三、組內(nèi)又分亞組單向分組（系統(tǒng)分組）資料的方差分析■例如土樣分析，隨機取若干地塊，每地塊取若干個樣點，每一樣點的土樣又作了數(shù)次分析所獲得的資料。■調(diào)查某種果樹病害，隨機取若干株，每株取不同部位枝條，每枝條取若干葉片，查各葉片病斑數(shù)所獲得的資料。最簡單的是二級系統(tǒng)分組資料。設(shè)一級系統(tǒng)分組資料共有l(wèi)組，每組內(nèi)又分m個亞組，每個亞組內(nèi)有n個觀察值，則共有l(wèi)mn個觀測值，其數(shù)據(jù)模式如表6.17（P107）所示。組亞組觀

察

值亞組總和平均組總和平均A1B11x111x112…x11nB12x121x122…x12n.........B1bx2b1x2b2…x2bnA2B21x211x212…x21nB22x221x222…x22n.........B2bx2b1x2b2…x2bn............AaBa1xa11xa12…xa1nBa2xa21xa22…xa2n.........Babxab1xab2…xabn合計組亞組觀

察

值亞組總和平均組總和平均A1B11x111x112…x11nB12x121x122…x12n.........B1bx2b1x2b2…x2bnA2B21x211x212…x21nB22x221x222…x22n.........B2bx2b1x2b2…x2bn............AaBa1xa11xa12…xa1nBa2xa21xa22…xa2n.........Babxab1xab2…xabn合計亞組內(nèi)觀察值間的差異組內(nèi)亞組間的差異組間的差異資料的總變異：組間（A）的變異、組內(nèi)亞組間(B)的變異、試驗誤差。平方和與自由度的分解式為：

其中SSB(A)、dfB(A)表示組內(nèi)亞組間的平方和與自由度。各項平方和與自由度計算公式如下：F檢驗時F值的計算：檢驗A因素時:檢驗A因素內(nèi)B因素時:【例題】隨機選取3株植物，每株內(nèi)隨機選取兩片葉子，用取樣器從每一片葉子上選取同樣面積的兩個樣本，稱取濕重。分析不同植株和同一植株不同葉片間濕重差異是否顯著。植株A葉片B測定結(jié)果A1B1112.112.124.212.1049.812.45B1212.812.825.612.80A2B2114.414.428.814.4058.014.50B2214.714.529.214.60A3B3123.123.446.523.25103.425.85B3228.128.356.928.45合計1.計算各項平方和與自由度總平方和與自由度植株間平方和與自由度植株內(nèi)葉片間的平方和與自由度誤差平方和與自由度2.列出方差分析表，進行F測驗變異來源

dfSSMSF植株間A植株內(nèi)葉片間誤差236416.7027.570.31208.3509.1900.051722.67*177.76**總變異11444.58表6-20不同植株葉片濕重方差分析表F檢驗結(jié)果表明：不同植株的葉片濕重差異顯著；同一植株的不同葉片的濕重差異極顯著。3、三株植株平均濕重的多重比較（SSR法）因為對