生物统计学中方差分析与平均数的比较省公共课一等奖全国赛课获奖课件.pptx

生 物 统 计 学主讲教师：宋喜娥第1页第七章 方差分析与平均数比较 方差分析基本原理 多重比较 单向分组资料方差分析 两向分组资料方差分析 数据转换第2页第一节 方差分析基本原理 自由度和平方和分解 F分布与F测验第七章第3页组别观察值(yij,i=1,2,k;j=1,2,n)总和平均均方y11y12y1jy1nT1s12y21y22y2jy2nT2s22iyi1yi2yijyinTisi2kyk1yk2ykjyknTksk2设有k组数据，每组有n个观察值一、自由度和平方和分解一、自由度和平方和分解第4页一、自由度和平方和分解总变异是nk个观察值变异，所以其自由度为nk-1总变异平方和为：第5页自由度和平方和分解组间（处理）变异由k个yi变异所引发，故其自由度为k-1，组间（处理）平方和为：组内（误差）变异为各观察值与组平均数变异，所以组内（误差变异自由度为k(n-1)，组内平方和为：第6页自由度和平方和分解总自由度DFT组间自由度DFt组内自由度DFe总平方和SST组间平方和SSt+组内平方和SSe总均方：组间均方：组内均方：第7页自由度和平方和分解以、四种药剂处理水稻种子，其中为对照，每处理各得个苗高观察值(cm)，其结果列于下表，试分解其平方和与自由度药剂苗高观察值总和Ti平均1821201372182024262292231015171456142827293211629 T=336 =21第8页自由度和平方和分解总变异自由度：DFT=(nk-1)=(44)-1=15药剂间自由度：DFt=(k-1)=4-1=3药剂内自由度：DFe=k(n-1)=4(4-1)=12矫正数总平方和：组间平方和：组内平方和：第9页二、F分布与F测验变异起源DFSSMSFF临界值处理间350416820.56*F0.05(3,12)=3.49F0.01(3,12)=5.95处理内（误差）12988.17总15602第10页第二节 多重比较q为何要进行多重比较q怎样进行多重比较q怎样表示多重比较结果q怎样选择多重比较方法第七章第11页一、为何要进行多重比较为何要进行多重比较什么叫多重比较多重比较优点第12页1.为何要进行多重比较？例：水稻不一样药剂处理苗高(cm)变异起源DFSSMSF显著F值药剂处理间药剂处理内（误差）312504 98168.00 8.1720.56*F 0.05(3,12)=3.49F 0.01(3,12)=5.92总1560218231429 72 92 561161821 20 132024 26 221015 17 1428 27 29 32ABCD 平均总和Ti苗高观察值药剂经方差分析得下表：第13页2.什么叫多重比较 多重比较就是指在 F 测验前提下，对不一样处理平均数之间现两两互比。第14页3.多重比较优点比较准确度增大了所得到结论更全方面，更可靠了第15页第二节 多重比较q为何要进行多重比较q怎样进行多重比较q怎样表示多重比较结果q多重比较方法选择第16页二、怎样进行多重比较惯用有三种方法：最小显著差数法(Least significant difference,LSD法)最小显著极差法(Least significant ranges,LSR法)新复极差测验(SSR法)q测验第17页1.最小显著差数法(LSD法)A.计算LSD，即最小显著差数B.比较 ta:经过附表4：学生氏t值表可得到第18页1.最小显著差数法(LSD法)A.计算LSD，即最小显著差数B.比较 计算出LSDa后，任何两个平均数差数与LSDa相比较，假如其差数绝对值LSDa，即为在a 水平上差异显著；反之，则为在a水平上差异不显著。第19页1.最小显著差数法(LSD法)A.计算LSD，即最小显著差数B.比较C.小结 第20页2.新复极差测验(SSR法)A.计算LSRB.排序C.比较 LSRa=SESSRaSSR经过查附表8求得查表时：列为误差自由度行p为测验极差平均数个数第21页2.新复极差测验(SSR法)A.计算LSRB.排序C.比较 例：水稻不一样药剂处理苗高(cm)18231429 72 92 5611618 21 20 1320 24 26 2210 15 17 1428 27 29 32ABCD 平均总和Ti苗高观察值药剂29231814DBAC平均数处理第22页2.新复极差测验(SSR法)A.计算LSRB.排序C.比较 6.186.516.694.404.624.764.324.554.683.083.233.33234LSR 0.01LSR 0.05SSR 0.01SSR 0.05PD-C=15*D-A=11*B-C=9*D-B=6*B-A=5*A-C=429231814DBACP=4P=3P=2平均数处理凡两极差LSRa，则为在a水平上差异显著；反之，不显著。第23页2.新复极差测验(SSR法)A.计算LSRB.排序C.比较D.小结 第24页3.q测验 与SSR法相同，唯一区分仅在计算LSRa时，不是查SSRa，而是查qa（附表7），查qa后 LSRa=SEqa所以不再详述。第25页第二节 多重比较q为何要进行多重比较q怎样进行多重比较q怎样表示多重比较结果q多重比较方法选择第26页三、怎样表示多重比较结果有三种方法：标识字母法列梯形表法划线法第27页1.标识字母法例：水稻不一样药剂处理苗高(cm)18231429 72 92 561161821 20 132024 26 221015 17 1428 27 29 32ABCD 平均总和Ti苗高观察值药剂第28页1.标识字母法差异显著性 29 2318 14DBAC0.01 0.05平均药剂新复极差测验差异显著性表aApLSR 0.05LSR 0.012344.404.624.766.186.516.696A11B第29页1.标识字母法差异显著性 29 2318 14DBAC0.01 0.05平均药剂新复极差测验差异显著性表aApLSR 0.05LSR 0.012344.404.624.766.186.516.69AB5B9C4C第30页1.标识字母法pLSR 0.05LSR 0.012344.404.624.766.186.516.69差异显著性 29 2318 14DBAC0.01 0.05平均药剂新复极差测验差异显著性表aAABBCCbcc第31页2.列梯形表法处理 平均数差 异DBAC2923181415*9*411*5*6*第32页3.划线法29cm(D)23cm(B)18cm(A)14cm(C)第33页第二节 多重比较q为何要进行多重比较q怎样进行多重比较q怎样表示多重比较结果q多重比较方法选择第34页四、多重比较方法选择参考以下几点：试验事先已确定了比较标准，如全部处理均与对摄影比时，用LSDa法；依据试验侧重点选择。三种方法显著尺度不相同，LSD法最低，SSR次之，q法最高。故对于试验结论事关重大或有严格要求时，用q测验，普通试验可采取SSR法。第35页第二节 多重比较q为何要进行多重比较q怎样进行多重比较q怎样表示多重比较结果q多重比较方法选择第36页第二节 多重比较作业：第128页习题第5、6、7题第七章第37页第三节第三节 单向分组资料方差分析单向分组资料方差分析一、组内观察值数目相等单向分组资料方差分析例：研究6种氮肥施使用方法对小麦效应，每种施肥法种5盆小麦，完全随机设计。最终测定它们含氮量（mg），试作方差分析施氮法12345612.914.012.610.514.614.012.313.813.210.814.613.312.213.813.410.714.413.712.513.613.410.814.413.512.713.613.010.514.413.712.5213.7613.1210.6614.4813.64第七章第38页单向分组资料方差分析 1.自由度和平方和分解自由度：总变异自由度=65-1=29处理间自由度=6-1=5误差自由度=6（5-1）=24平方和：（按照公式进行计算）SST=45.763 SSt=44.463 SSe=SST-SSt=47.763-44.463=1.3002.F测验(见下表)变异起源DFSSMSFF0.01处理间544.4638.8926164.07*3.90误差241.3000.0542总变异29第39页单向分组资料方差分析 3.各处理平均数比较p23456SSR0.052.923.073.153.223.28SSR0.013.964.144.244.334.39LSR0.050.3040.3190.3280.3350.341LSR0.010.4120.4310.4410.4500.457第40页单向分组资料方差分析 多重比较结果：施氮法平均数差异显著性14.28aA13.76bB13.64bB13.12cC12.52dD10.66eE第41页单向分组资料方差分析 二、组内观察值数目不等单向分组资料方差分析例：某病虫测报站调查四种不一样类型玉米田28块，每块田所得玉米螟百丛虫口密度列于下表，试问不一样类型玉米田虫口密度是否有显著差异？田块类型编号Tiyini1234567811213141515161710214.57721410111314117312.1763921011121312118010.00841211109810127210.297T=32711.6828第42页单向分组资料方差分析 方差分析结果：变异起源DFSSMSFF0.01田块类型396.1332.045.91*4.72误差24129.985.42总变异27226.11第43页单向分组资料方差分析第44页第四节 两向分组资料方差分析一、组合内只有单个观察值两向分组资料方差分析例：用生长素处理豌豆，共6个处理。豌豆种子发芽后，分别在每一箱中移植4株，每组6个木箱，每箱1个处理。试验共有4组24箱，试验时按组排列于温室中，使同组各箱环境条件一致。然后统计各箱见第一朵花时4株豌豆总节间数，其结果为：第45页处理组总和平均1234对照6062616024360.8赤霉素6565686526365.8动力精6361616024561.3吲哚乙酸6467636125563.8硫酸腺嘌呤6265626425363.3马来酸6162626525062.5总和375382377375T=1509第46页1 自由度和平方和分解2 F测验3 各处理平均间比较方差分析结果为：变异起源DFSSMSFF0.05组间35.451.821处理间565.8713.174.562.90误差1543.302.89总变异23114.62推断：组间无显著差异，不一样生长素处理间有显著差异。因为有预先指定对照，故用LSD法，第47页DF=15时，t0.05=2.131，t0.01=2.947，故；LSD0.05=1.2022.131=2.56，Lsd0.01=1.2022.947=3.54平均数比较结果为：处理平均数与对照差数对照60.8-赤霉素65.85.0*动力精61.30.5吲哚乙酸63.83.0*硫酸腺嘌呤63.32.5马来酸62.51.7第48页两项分组资料方差分析 二、组内有重复观察值两向分组资料方差分析设有A、B两个原因，A原因有a个水平，B原因有b个水平，共有ab个处理组合，每一组合有n个观察值，则该资料共有abn个观察值。例：施用A1、A2、A33种肥料于B1、B2、B33种土壤，以小麦为指示作物，每处理组合种3盆，得产量结果于下表：第49页肥料种类盆土壤种类总和平均B1B2B3A1121.419.617.6169.218.8221.218.816.6320.116.417.562.754.851.7A2112.013.013.3118.213.4214.213.714.0312.112.013.938.338.741.2A3112.814.212.0122.013.6213.813.614.6313.713.314.040.341.140.6总和平均141.315.7134.615.0133.514.8T=409.4第50页方差分析结果为：变异起源DFSSMSFF0.01处理组合间8202.5825.3227.28*肥料间2179.3889.6996.65*土类间23.961.982.13肥料土类419.244.815.18*试验误差1816.700.928总变异26219.28第51页平均数比较：（）各处理组合数平均数比较肥料土壤互作显著，说明各处理组合效应各不相同，所以应对各处理组合平均数进行比较。用LSR法：P23456789SSR0.052.973.123.213.273.323.353.373.39SSR0.014.074.274.384.464.534.594.644.68LSR0.051.651.731.781.821.851.861.871.88LSR0.012.262.372.442.482.522.552.582.60第52页各处理组合平均数比较结果为：处理组合平均数差异显著性0.050.01A1B220.9aAA1B218.3bBA1B317.2bBA2B313.7cCA3B213.7cCA3B313.5cCA3B113.4cCA2B212.9cCA2B112.8cC第53页第五节 数 据 转 换方差分析基本假定数据转换第七章第54页方差分析基本假定试验误差服从正态分布试验误差随机且相互独立试验误差方差是同质处理效应与误差效应是可加第七章第55页数 据 转 换反正弦转换平方根转换对数转换第56页