生物统计学XI协方差分析

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生物统计第六章方差分析PPT课件

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这里所测验的统计假设是H0:σt2σe2或μA=μB=μC=μD对HA: σt2>σe2或μA、μB、μC和μD间存在差异(不一定μA、μB、μC和 μD间均不等,可能部分不等。)
不同药剂处理水稻苗高的方差分析表
变异来源 df
药剂处理间 3 药剂处理内 12
总变异 15
SS
504 98 602
MS F
为此D.B.Duncan提出了新复极差法,又称最小显著极差法 (shortest significant ranges,SSR) 。
第二节 多重比较
其方法是把多个样本中两个极端平均数的差数当作极差对待,如 果极差不显著,则包括在这两个极端处理平均数间的各处理平均 数的任何成对比较,其差异也是不显著的。极差是否显著用极差 相当于均数标准差的倍数:SSR=R/S 式中R为y 极差,SSR为极 差相当于均数标准差的倍数 。
第一节 方差分析的基本原理
2、求均方,进行F测验,列方差分析表
求均方
MSt
SSt dft
504168 3
MSe
SSe dfe
988.17 12
第一节 方差分析的基本原理
F分布与F测验
从一个正态总体N (μ,σ2)中,分别随机抽取两个 独立样本,分别求得其均方S21和S22 ,将S21和S22 的比值定义为F:
F ( 1 , 2 )
s 12
s
2 2
第一节 方差分析的基本原理
不同自由度下的F分布曲线
第一节 方差分析的基本原理
F分布的特点:
1、是平均数 F 1 ,取值区间为[0,∞)的一组曲线;
2、在 11和2 2F分布是反向J型,在 1 3 时,曲线转为偏态;
3、F分布下一定区间的概率可以通过书中的附表5查得。

生物统计-方差分析

生物统计-方差分析
• F检验 FA=
FB=
s /s
A
2
2 e
s /s
B
2
2 e
无重复观测值的二因素方差分析—多重比较
• 多重比较 对达到显著差异的因素的平均数进行多重比较 以SSR检验为例,
设因素A、B的水平数分别a、b,
LSR0.05=SSR0.05* s x 当检验因素A各水平平均数之间的差异显著性时,
s
x
= s
(Excel 文件)
二因素方差分析
无重复观测值的二因素方差分析—方差
• 平方和与自由度的分解 SST=SSA+SSB+SSe dfT=dfA+dfB+dfe
• 各项的方差
s SS / df
2 A A
A
s SS / df
2 B B
BБайду номын сангаас
s SS / df
2 e e
e
无重复观测值的二因素方差分析—F检验
x
= s
an
具有重复观测值的二因素方差分析—多重比较
当检验AxB各水平平均数之间的差异显著性时,
s
x
=
s
2 e
n
例6.5
• 为了研究某种昆虫滞育期长短与环境的关系,在给定的温 度和光照条件下进行实验室培养,每一处理记录4只昆虫的 滞育天数(数据见Excel文件)。试作方差分析,并进行多 重比较。 本例是一个固定模型的方差分析 (Excel 文件)
• F检验 (2)随机模型:A和B均为随机因素
s /s F = s /s
FA=
B
2
2 AB
A
2
2 AB 2 e
B 2

第四章协方差分析

第四章协方差分析

MSe
1 n
xi• x•• E XX
2
(4 18)
即:各处理的方差应具备齐性,它们都是从具有 同一方差的正态总体中的来的;个处理的回归系
数i均等于以及反应变量与协变量之间的回归 系数≠0。因此,在对一组数据做协方差分析时,
首先要对以上各个条件做检验。只有以上条件得 到满足时,才能做协方差分析。
yij i (xij x•• ) ij
i 1,2,, a
j
1,2,, n
(4 1)
其中yij是第 i 次处理所得到的反应变量的第 j 次
观察值。cij是相当于yij的协变量值。c··是cij的 平均数,是总平均数,i是第i次处理效应, 是yij在cij上的线性回归系数,ij是随机误差成份。 做协方差分析,需要满足以下几个条件:ij是 服从正态分布的独立随机变量;≠0,即yij与cij
变差来源
平方 和
回归 处理
误差 总和
S2XY/SXX SS’e-SSe=(SYY-S2XY/SXX)
-(EYY-E2XY/EXX) SSe=EYY-E2XY/EXX
SYY
自由度 1
a-1
a(n-1)-1 an-1
均方 (SS’e-SSe)/(a-1)
F (SS’e-SSe)/ (a-1)/MSe
MSe=SSe/[a(n-1)-1]
2
a i1
n j 1
yi2j
y•2• an
SXX
a i 1
n j 1
xij
x••
2
a i 1
n j 1
xi2j
x•2• an
a n
S XY
xij x••
i1 j1
yij y••

生物统计附试验设计第九章协方差分析ppt课件

生物统计附试验设计第九章协方差分析ppt课件
生物试验目的是验证处理效应是否真 实存在,所以应对试验误差进行控制,并 对变异来源进行刨析。其中试验条件的影 响是最大因素。
协方差分析有二个意义 , 一是对试 验进行统计控制,二是对协方差组分进行 估计。
一、对试验进行统计控制
为了提高试验的精确性和准确性 ,对 处理以外的一切条件都需要采取有效措施严 加控制,使它们在各处理间尽量一致,这叫 试验控制。但在有些情况下,即使作出很大 努力也难以使试验控制达到预期目的。例如: 研究几种配合饲料对猪的增重效果,希望试 验仔猪的初始重相同,因为仔猪的初始重不 同,将影响到猪的增重。
统计学已证明:两个变量的总乘积和与自 由度也可按变异来源进行剖分而获得相应的 均积。这种把两个变量的总乘积和与自由度 按变异来源进行剖分并获得获得相应均积的 方法亦称为协方差分析。
在随机模型的方差分析中,根据均方MS 和期望均方 EMS的关系, 可以得到不同变 异来源的方差组分的估计值。同样,在随机 模型的协方差分析中,根据均积 MP 和期望 均积 EMP 的关系,可 得 到 不同变异来源 的协方差组分的估计值。有了这些估计值, 就可进行相应的总体相关分析。这些分析在 遗传、育种和生态、环保的研究上是很有用 处的。
12
4 12
=1.64
dft(x,y) =k-1=4-1=3
3、处理内乘积和与自由度
SPe SPT SPt 8.25 1.64 6.61
dfe(x,y) dfT (xv) dft(xv) 47 3 44
平方和、乘积和与自由度的计算结果列 于表10-3。
表10-3 x与y的平方和与乘积和表
732.50 63.15 550.50 8.25 412
dfT ( x, y) =kn-1=4×12-1=47

生物统计课件第9章 协方差分析

生物统计课件第9章 协方差分析

P195 习题3
三种日投饵量,测定初始体长(x,cm)与试验结束 时体长(Y,cm),作协方差分析。
请同学们思考,如何输入数据:
(1)输入数据与选择数据: (2)菜单: (3)结果分析:
• 初始体重x与最终体重y之间的回归显著性分析 • 不同日投饵量的差异显著性分析 • 平均值校正 • 平均值多重比较
回归协方差分析
(1)三个回归系数b差异显著性检验:p=0.5870,没有显著差 异,可以用共同的回归系数0.0127 (2)三个回归截距差异显著性检验:p=0.0000,差异非常显 著,需要用三个不同的截距:
y1=0.3446+0.0127x y2=1.4413+0.0127x y3=1.1707+0.0127x
平均值校正后,消除初始体长x的影响,三种投 饵水平下,投饵量1的最终体长为6.9371,投饵量2 为7.9377,投饵量3为7.3451。投饵量2最好。
多重比较结果为:三种投饵水平导致最终体长的 差异都是非常显著的(p<0.01).
回归协方差分析
(1)三个投饵水平下,建立三条直线回归方程,对三个回归 系数b差异显著性进行检验:p=0.1885>0.05,没有显著差异, 可以用共同一个回归系数(b=0.9227) (2)三个回归截距a的也有非常显著的差异:p=0.000<0.01, 需要用三个不同的a。
协变量x:1个,草鱼初始重
DPS法 (1)输入数据与选择数据:
DPS法 (2)菜单:
DPS法 (3)对话框:
配方有3个:因此处理A个数为3; 协变量x为初始重,1个。
DPS法
(4)结果:
• 初始重X与草鱼日增重Y的 存在回归关系,可以用方程 y=0.2222+0.0199x表示, R=0.55886,效果不好,这 是因为把所有数据当作一个 样本来处理,由于忽略了三 种饲料的差异。

生物统计学-方差分析

生物统计学-方差分析

x2n x3n
xin xi·
xan xa·
x1 · x2 · x3 ·
每一个观察值可以通过如下常用的所谓线性统 计模型(linear statistical model)描述:
i 1,2,, a xij i ij j 1,2, n
(2 1)
其中:xij 是在第 i 水平(处理)下的第 j 次观 察值。μ是对所有观察值的一个参量,称为总 平均数(overall mean)。αi是仅限于对第 i 次 处理的一个参量,称为第i次处理效应 (treatment effect)。方差分析的目的,就是要 检验处理效应的大小或有无。ij是随机误差成 份。
有时固定因素和随机因素很难区分,除 上述所讲的原则外,还可以从另一角度鉴别。 固定因素是指因素水平,可以严格地人为控 制。在水平固定之后,它的效应值也是固定 的。例如,研究三种温度对胰蛋白酶水解产 物的影响。因为温度水平是可以严格控制的, 即每一温度水平,在各个重复之间都可以准 确地控制在一个固定值上,所以在重复该实 验时,水解产物的产量也是固定的。简单地 说,在水平(不同温度)固定以后,其效应 值(产量)也是固定的。因此,温度是固定 因素。
验方法,是将总变异按照来源分为处理效应和试验
误差,并做出其数量估计。
发现各变异原因在总变异中相对重要程度的一
种统计分析方法。
二、方差分析的基本原理
总变异分解为组间变异和组内变异。 组内变异是个体差异所致,是抽样误差。 组间变异可能由两种原因所致, 一是抽样误差; 二是处理不同。 在抽样研究中抽样误差是不可避免的,故 导致组间变异的第一种原因肯定存在;第二种原因 是否存在,需通过假设检验作出推断
随机因素的水平是不能严格地人为控制 的,在水平确定之后,它的效应值并不固定。 例如,在研究不同农家肥施用量对作物产量 的影响试验中,农家肥是因素,不同施用量 是该因素的不同水平,作物的产量是它的效 应值。由于农家肥的有效成份很复杂,不能 像控制温度那样,将农家肥的有效成份严格 地控制在某一个固定值上。在重复试验时即 使施以相同数量的肥料,也得不到一个固定 的效应值。即在因素的水平(施肥量)固定 之后,它的效应值(产量)并不固定,因而 农家肥是一随机因素。

生物统计学 第三讲 方差分析-2014

生物统计学 第三讲  方差分析-2014

3. 2 随机区组设计方差分析 randomized block design
例3. 2 8个小麦品种对比试验,在3个地块上进行,记录规定面
积产量(kg)数据如下表,试检验8个品种产量间有无差异。
品种
区组
B1 B2
B3
A1 10. 9 11. 3 12. 2 A2 10. 8 12. 3 14. 0 A3 11. 1 12. 5 10. 5 A4 9. 1 10. 7 11. 1 A5 11. 8 13. 9 14. 8 A6 10. 1 10. 6 11. 8 A7 10. 0 11. 5 14. 1 A8 9. 3 10. 4 12. 4
2、试验因素(experimental factor)
试验中所研究的影响试验指标的因素叫试验因素。 如研究如何提高猪的日增重时,饲料的配方、猪的品 种、饲养方式、环境温湿度等都对日增重有影响,均 可作为试验因素来考虑。
当试验中考察的因素只有一个时,称为单因素试 验;
若同时研究两个或两个以上的因素对试验指标的 影响时,则称为两因素或多因素试验。试验因素常用
x x 实验 对照 及其标准误差 S试验、对照 = MS误差 (1/n试验+1/n对照) x x 可证明,当 实验, 对照 来自同一总体(即μ试验=μ对照)
x x q′=( 实验 对照)/ S试验、对照 ~ q′(df误差,a)分布
其中,a 的意义同 SNK 法。 在例3. 1中,不妨设A1饲料为对照组,经 Dunnett 法检验,由
• 方差分析: 如果处理因素没有作用,组间均方和组内均方应该 相等。即使由于抽样误差的存在,两者也不应相差 太大。建立统计量F
F MS组间 MS组 内
F服 从F (v组间, v组内么p ,差别有显著性,处理 因素有作用; 如果F F (v1, v2),那么p ,差别无显著性,处理 因素无作用。

生物统计学 方差分析

生物统计学 方差分析

缺点:加大犯I型错误的概率
Duncan多范围检验
P341
§8.5 方差分析应具备的条件
多个方差齐性检验
了解
Bartlett 检验(Bartlett test)
Levene 检验( Levene test)
作业
P157
8.2(用C=80来编码) 8.8 (用C=4来编码)
请翻译以下术语/Try
§8.4 多重比较(multiple comparison)
目的:
哪些处理之间存在显著差异,平均数之 间进行一对一比较。
LSD法
Duncan法(SSR)
S-N-K法
/s/blog_54b63 97501014fz3.html
最小显著差数检验(LSD)检验
附:生物统计学
第九章 两因素及多因素 方差分析
2012.5
§9.2 固定效应模型
线性统计模型(linear
statistical model)
同一处理的处理效应是相同的
简易计算方法
statistical model)
如何做到?
§8.2 固定效应模型
线性统计模型
平方和与自由度的分解
艾塔
重要
组间 组内
简易计算方法
学习小组任务
自学并讲解表8-3及其计算式。
自学并讲解公式8.1的组成及含义
(p144-148)。 自学并讲解p149例题 。 课后阅读p152-154内容,或自行上网查 资料,说明多重比较是做什么的?常用 多重比较有哪些?
to translate these terms
please: One-factor ANOVA,固定因素,significant, 多重比较

卫生统计学:第十五章 协方差分析

卫生统计学:第十五章 协方差分析

SS修正+SS组内残差 =SS总残差
F
SS修正/修正 SS组内残差/组内残差
MS修正 MS组内残差
第三节 随机区组设计资料的协方差分析
【例13-2】为研究三种饲料对增加大白鼠体重的影 响,有人按随机区组设计将初始体重相近的36只大 白鼠分成12个区组,再将每个区组的3只大白鼠随机 分入A、B、C三种饲料组,但在实验设计时未对大 白鼠的进食量加以限制。三组大白鼠的进食量(X) 和体重增量(Y)的原始数据见表13-6。 问题:现欲推断三组大白鼠体重增量的总体均数是 否有差别,同时要扣除进食量因素的影响。
饲料分组
因变量: 体重增重(kg)
95% 置信区间
饲料分组 A饲料
均值
标准误
94.959a
1.840
下限 91.120
上限 98.798
B饲料
99.501a
1.203
96.991 102.011
C饲料
82.165a
1.964
78.068
86.263
a. 模型中出现的协变量在下列值处进行评估: 初始重量 (kg) = 19.25.
• 修正均数(adjusted mean) :假定协变量取值固定 在其总均数时的观察变量Y的均数。
协方差分析的基本思想
Y
协方差分析的基本思想
三、应用协方差分析的条件
• 理论上要求各样本均来自总体方差相等 的正态总体, 各观察值相互独立。
• 各总体因变量与协变量间存在回归关系( i ≠0),且
各总体回归直线的回归系数
COV (x, y) n11(x x)(y y)
1)样本协方差是总体协方差的估计值。 2)当X和Y相互独立时,COV(X,Y)=0。

生物统计学第六章方差的全面分析

生物统计学第六章方差的全面分析

t检 验 的 统 计 量 是
x1x2
(n11)s1 2(n21)s2 2 n1n22
n 11n 12
这部分是对差 原 2的 始估 数计 据, 方它样 只本 用的 了数 两
但我们 a个有 样本,没有 时被 的全 利部 用同 来 2。估 所以,我们 2的 认估 为计 对有待改善。
因此,两两t检验生的物统精计学确第六性章方有差的待全面提。 分析高
a5时1作 次 0 检 H 0被 验接 ,受1 的 ) 1概 = 00.9率 15 = 00.5 为 98 (
I型错 1- 0 误 .59= 80.4 7013
通过以上分 a的析 增, 大随 , I型 着 检错 验误 的的 大大增大,是 这不 样可 的靠 检的 验。
生物统计学第六章方差的全面分析
原因(3)检验统计量的精确性低
生物统计学第六章方差的全面分析
5、试验处理(treatment):在试验对象上实施的事先设计 好的具体项目,简称处理。在进行单因素试验时,试验因 素的一个水平就是一个处理;对于双因素试验,处理的个 数等于两个因素水平个数的乘积。每个处理可以看做是一 个总体,每个处理得到的一组数据可以看做是从这个处理 总体中抽取的一个样本的数据。
2、试验指标(experiment index):为衡量试验结果的好坏 或处理效应的高低,在试验中具体测定的性状或观测的项目。
3、试验因素(experiment factor):试验中所研究的影响试 验指标的因素:单因素、双因素或多因素试验。
4、因素水平(level of factor):因素的具体表现或数量等级。
(二)两类方差
1、处理内方差:在因素的同一水平(同一个总体)下,样本 数据的方差
2、处理间方差:因素的不同水平(不同总体)下,各样本之 间的方差。

协方差分析

协方差分析

例题:A-B比较
Sd
2.442 (1 1 50.875 59.52 ) 0.958
88
589.75
t yi (x x) y j (x x) 62.06 64.29 6.837
SD
0.958
查t表 t0.05(20)=2.086 t0.01(20)=2.845
A-C比较:
S d
k:处理数 n:每组成对资料数 k=3 n=8
② 计算回归系数b
b SPe 679.125 1.1515 SSex 589.75
③ 对回归关系进行检验
S b
Sy/x SSe x
S y / x :回归标准误
Sy/x
Qe ve
48.83 1.56 20
Sb
1.56 0.0653 589.75
SPe SPxy SPk 679.125
◆ 测验x与y间是否存在直线回归关系
对处理内(误差项)作回归分析
① 计算离回归平方和Qe和自由度Ve:
Qe
SSe y
(SPe )2 SSe x
830.875
679.1252 589.75
48.83
Ve k (n 1) 1 3 (8 1) 1 20
本例x-y变量间回归系数检验,回归关系 极显著,必须对反应量(y)进行矫正。
◆ 测定矫正后 yi (x x) 的差异性
① 计算总变异离回归平方和 (即对总变异
进行离回归分析)
QT
SST y
(SPT )2 SST x
765.752 891.625
945.833
271.67
VT n k 2 8 3 2 22
52 58 54 61 70 64 69 66 495

《生物统计》教学课件:010 协方差分析

《生物统计》教学课件:010 协方差分析

试分析第二年分别施用三种肥料的产量 Y是否
有显著的差异?
方差分析表(y)
方差来源 平方和
组间 组内 总和
60.750 830.875 891.625
自由度
2 21 23
均方和 F值 显著性
30.375 0.77 N
39.565
方差分析表(x)
方差来源 平方和
组间 组内 总和
356.083 589.75 945.833
13.75 0.82 18.63 0.98 25.38 0.97
饲料
xi j
j
x i
x
2 i
j
yi j y i
j
j
y
2 i
j
xij yij
j
j
A 110 13. 75 1544 6. 54 0. 8175 5. 3952 91. 03 B 149 18. 63 2803 7. 84 0. 98 7. 7016 146. 67 C 203 25. 375 5267 7. 75 0. 9688 7. 5645 199. 11 和 462 19. 25 9614 22. 13 0. 9221 20.6613 436. 81
自由度
2 21 23
均方和 F值 显著性
178.042 6.34 **
28.083
y 差异不显著, x 差异极显著,不能说明三种肥料的 增产效果没有差异,差异与基础生产力(x)有关。
方差分析表(y校矫正前)
方差来源 平方和
组间 组内 总和
60.750 830.875 891.625
自由度
2 21 23
j
yi
j
1 rs
(

生物统计学:第7章 方差分析II

生物统计学:第7章 方差分析II

H02 : 1 2 b 0
H03 :
ij
0
i j
1,2,,a 1,2,,b
7.2.3 平方和与自由度的分解
与单因素方差分析的基本思想一样,把总平方和分解为
构成总平方和各个分量平方和之和,将总自由度做相应的 分解,由此得到各分量的均方。根据均方的数学期望,得 出各个分量的检验统计量,从而确定各因素的显著性。
, ,
a b
k 1,2,, n
处理效应是各处理平均数距总平均数的离差,因此
a
b
i 0 ,
j 0
i 1
j 1
所以,交互作用的效应也是固定的
a
ij 0 ,
b
ij 0
i 1
j 1
其中,εijk是相互独立且服从N(0 , σ2)的随机变量。
固定模型方差分析的零假设为:
H01 : 1 2 a 0
第7章 方差分析II ——双向交叉分组资料
两因素试验资料的方差分析是指对试验 指标同时受到两个试验因素作用的试验资料 的方差分析。
两因素试验按水平组合的方式不同,分 为交叉分组和系统分组两类。
原理
• 因变量的值随着自变量的不同取值而变化。我们把 这些变化(变差,即离均差平方和)按照自变量进 行分解,使得每一个自变量都有一份贡献,最后剩 下无法用已知的因素解释的则看成随机误差的贡献。
• 误差自由度dfe= dfT - dfA – dfB=(a-1)(b-1)
相应均方为
MS A SS A / df A , MS B SSB / dfB , MS e SSe / dfe
检验A因素所使用的统计量为:
F MS A ,具有(a 1), (a 1)(b 1)自由度 MS e
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相应的总体相关系数 ρ 可用பைடு நூலகம்x 与 y 的总体方差与总体协方差表示 COVxy COVxy ρ= √ = σx σy 2 σ2 σx y
相关系数可以表示两个相关变量线性相关的性质与程度 ∑ (x − ¯ x)(y − ¯ y) r = √∑ ∑ (x − ¯ x)2 (y − ¯ y)2 将该式的分子分母同时除以 (n − 1),可得
∑ (x−¯ x)(y−¯ y) n−1 ∑ (x−¯ x)2 (y−¯ y)2 n−1 n−1
r = √∑ 其中
统计控制是试验控制的一种辅助手段,是用统计方法来矫正 因自变量的不同而对依变量所产生的影响。经过矫正,使试 验误差减少,对试验处理效应的估计更为准确
本章摘要 第一节:协方差分析的作用 第二节:单因素试验资料的协方差分析 第三节:二因素试验资料的协方差分析 第四节:协方
(2) 分析不同变异来源的相关关系
在动物饲喂试验中,为比较不同饲料对动物增重的影响,应 选用初始体重相同(或相近)的动物来试验 初始体重影响可能会增大处理间(组间)差异,是不同饲料 的差异不能被真正体现,也可能会增大处理内(组内)的差 异,从而降低检验功效。 客观条件的限制,使得无法找到足够数量的初始体重相近的 动物进行试验,这是可用统计学的方法将这种由初始体重差 异造成的影响降到最低 如果初始体重对增重的影响可以通过回归分析来度量,可以 用回归分析先对初始体重的影响进行矫正,然后再方差分析。
如研究植物生长调节剂对减少棉铃脱落的效应,要求各处理 的单株有相同的蕾铃数,这是很难达到的 如果单株蕾铃数(x)与脱落率(y)之间存在直线回归关系, 则可以利用这种直线关系将各处理 y 的观测值都矫正到 x 相 同时的结果,使得各处理 y 的比较能够在相同的 x 基础上进 行,从而得到正确的结论,实现统计控制 (statistical control)
本章摘要 第一节:协方差分析的作用 第二节:单因素试验资料的协方差分析 第三节:二因素试验资料的协方差分析 第四节:协方
把回归分析与方差分析结合起来的分析方法,就称为协方差 分析 (analysis of covariance)。
协方差分析用于比较一个变量 y 在一个或几个因素不同水平 上的差异。 与方差分析不同的是,y 在受这些因素影响的同时,还收到 另一个变量 x 的影响,而且 x 变量的取值难以人为控制,不 能作为方差分析中的一个因素处理 如果 x 与 y 之间可以建立回归关系,则可用回归分析的方法 排除 x 对 y 的影响,然后利用方差分析的方法对各因素水平 的影响作出统计推断。 通常称 y 为依变量,x 为协变量(covariate) ,方差分析也可 用于分析多组均数间的差异有无显著性意义,只是多考虑一 个协变量的因素。
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第六章介绍的方差分析方法,是对某一种性状的变量进行分 析,根据变异来源将总变异的自由度和平方和分解为相应部 分的自由度和平方和; 但在方差分析中,常会遇到所分析的变量本身就是一个受到 另一个或多个自变量影响的依变量。 有时对这些自变量难以进行有效控制,但又要消除其对依变 量的影响,以提高试验结果的可靠程度。
∑ (x−¯ x)2 n−1
为 x 的均方(mean square), 记作 MSx ,它是

2
y−¯ y) 2 变量 x 的总体方差 σx 的无偏估计量; ( 为 y 的均方, n −1 2 记作 MS ,它是变量 y 的总体方差 σ 的无偏估计量; y y ∑
为 x 与 y 的平均的离均差的乘积和,简称为均 积(mean product) ,记作 MPxy ∑ ∑ ∑ ∑ xy − xn y (x − ¯ x)(y − ¯ y) = MPxy = n−1 n−1
协方差分析可用于单因素试验资料,也可以用于二因素或多 因素试验资料。
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协方差分析作用主要有以下 3 个方面 (1) 降低试验误差,实现统计控制
提高试验的精确度与灵敏度,必须严格控制试验条件的均匀 性,使各处理处于尽可能一致的条件下——试验控制 (experimental control) 但在某些情况下,即使做出很大努力也难达到试验控制预期 要求
(x−¯ x)(y−¯ y) n −1
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与均积相应的总体参数称为协方差 (covariance) ,记作 COVxy 或 2 σxy : ∑ (x − µx )(y − µy ) COVxy = N 统计学上已经证明均积 MPxy 是总体协方差 COVxy 的无偏估计量 因此样本相关系数 r 可用均方 MSx , MSy 和均积 MPxy 来表示 r= √ MPxy MSx · MSy
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生物统计学(XI) 第十章:协方差分析
西安交通大学数学与统计学院
May, 2018
本章摘要 第一节:协方差分析的作用 第二节:单因素试验资料的协方差分析 第三节:二因素试验资料的协方差分析 第四节:协方
协方差分析是将方程分析与回归分析结合应用的一种综合统 计分析方法,它将乘积和与平方和同时按照变异来源进行分 析,利用协变量来降低试验误差,矫正处理平均数,实现统 计控制 协方差分析还可分析不同变异来源的相关关系,并对缺失数 据进行估计 在满足协变量 x 为固定变量,离回归方差同质,各个处理 (x,y) 的总体为线性且具有共同的回归系数 3 个基本假定的 基础上,可对单因素、二因素及多因素分组资料进行协方差 分析,计算变量各变异来源的平方和,乘积和与自由度,检 验 x 与 y 之间是否存在直线回归关系,并对矫正后的 y 值 进行差异显著性检验和多重比较
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