方差分析拉丁方实验分析
第三节 拉丁方设计
乙
丙 戊 甲
丁
甲 丙 乙丙戊 丁 乙 Nhomakorabea甲
戊 丁 丙
戊
乙 甲 丁
(3)随机分配处理。例如,读取5个两 位随机数10、28、81、47、20,则R=1、3、 5、4、2,于是有A(甲)、B(丙)、C (戊)、D(丁)、E(乙)。将上述最后一
个拉丁方的行、列和拉丁字母分别对应于试
验日期、受试者和防护服的最终试验方案见
一、配对实验设计分组
例4-7
试将10对受试者随机分配到甲、
乙两组。
1.1 2.1 3.1 4.1 5.1 6.1 7.1 8.1 9.1 10.1 受试者 编号:
1.2 2.2 3.2 4.2 5.2 6.2 7.2 8.2 9.2 10.2
1. 先将受试者编号; 2. 再从随机数字表或随机排列表任意 定行、列数; 3. 规定甲、乙组的取数。 用随机排列表指定任一行,舍去10-19, 将0-9数依次抄下,单号入甲,双号入乙组, 即:
处理=4,υ 误差=12,查附表10(F界值表)
得,F0.05(4,12)=3.26,F0.05(4,12)=5.67。因F处 理>F0.01(3,12),故P<0.01。同理,种系间、 笼子间P>0.05。
表4-12
变异来源
总变异 剂量(处理)间 种系(行)间
例3.9资料方差分析结果表
SS
4982.96 2690.96 375.76
C=
17012 25
=115736.04
SS总=120719-115736.04=4982.96 SS剂量= 2732+3082+3192+3912+4102 5 3352+3382+3202+3312+3772 5 -115736.04=2690.96 -115736.04=375.76
第四章方差分析两向分组单因素区组二因素重复值拉丁方
变异 DF
来源
A因素 a-1
B因素 b-1
误 差
总变 异
(a1)(b-1)
ab-1
SS
MS
b ( yi. y.. )2 Ti.2 / b C
a ( y. j y.. )2
T.
2 j
/
a
C
MS A MS B
( y yi. y. j y.. )2 SST SSA SSB MSe
差异显著性
0.05
0.01
a
A
b
B
b
B
c
C
c
C
c
C
c
C
c
C
c
C
(2)各肥类平均数的比较
SE MSe bn 0.9283 3 0.32(g)
p
SSR 0.05 SSR 0.01 LSR 0.05 LSR 0.01
2
2.97
4.07
0.95
1.30 (dfe = 18)
3
3.12
4.27
F
混合模型EMS
(A固定,B随机)
MS A MS e
2
b
2 A
MS B
2
a
2 B
MS e
2
( yij y.. )2 y2 C
SSt = SSA + SSB DFt = DFA + DFB
注意:这种类型资料,其误差项是误差与 互作的混合项。因此只有AB不存在互作时, 才能正确估计误差。另外,为提高试验的 精确性。误差自由度不能小于12。
Tc
174 177 176 174 181 T=882
多因素拉丁方试验资料的统计分析
多因素拉丁方实验资料的统计分析虽然拉丁方不能布置太多的考察因素,每因素的水平数也不能太多。
但是拉丁方又有较高的实验精确度,所以人们偏喜欢用它来布置高级实验。
当你已经经过初级实验,并从其中找到一些极有希望的因素和水平要进行仔细的比较时,可考虑使用拉丁方实验设计。
如果有两个因素A 和B ,其中因素A 有(k =1,2,…,t )个水平,因素B 有(l =1,2,…,s )个水平,共有ts 个处理组合。
按拉丁方设计安排实验。
横行数为(i =1,2,…,ts );直行数为(j =1,2,…,ts );共有ts ×ts 个观察值。
各观察值的数学模型为:)()(kl ij kl j i kl ij x ετϕγμ++++= 其中kl l k kl )(αββατ++=其中i γ为第i 横行的效应值,j ϕ为第j 直行的效应值,kl τ为第kl 处理的效应值,k α为第k 个A 水平的效应值,l β为第l 个B 水平的效应值,kl )(αβ为A k 与B k 之间的交互作用。
)(kl ij x 和)(kl ij ε的下标kl 外面加个括号,是为了表明下标kl 与下标i 和j 之间有重叠现象。
对数据的分析分为两个步骤:第一步将总变异分解为横行区组间变异、直行区组间变异、处理组合间变异和实验误差,第二步将处理组合间变异分解为因素A各水平间变异、因素B各水平间变异和AB间的交互作用效应。
下面举例说明一个3×2两因素拉丁方实验的分析方法。
例8.7 用3种精饲料(A1、A2、A3)按2种不同比例(B1、B2)喂养奶牛,观察它们的产奶量,找了6个奶牛场中的6个品种的奶牛作实验。
将奶牛场编号视为横行,奶牛品种编号视为直行,将3×2=6个处理组合按拉丁方实验设计布置实验。
牛奶产量数据如表8.36所示。
表8.36六个饲料组合在不同奶牛场和奶牛品种中的表现将表8.36中的数据按横行和直行进行整理,得表8.37。
4.方差分析实验2014 (1)
例:某研究者欲研究甲状腺功能低下婴儿血清中甲 状腺含量(nmol/L),按病情严重程度分为三个水平: 轻度组、中度组、重度组,各组中随机选取10名婴 儿,请分析不同严重程度的婴儿血清甲状腺素水平 是否不同?实验前研究者关心重度组与中度组婴儿 血清甲状腺水平是否有不同? (ANOVA 1)
不同严重程度的婴儿血清甲状腺素水平(nmol/L) (n=10)
1、变量设置 (1)数据格式 1个分类变量,标记为1,2,3,……Group=组别 1=轻度,2=中度,3=中度 2、前提条件的假设检验 1个因变量(反应变量) X=甲状腺素含量 AnalyzeDescriptive Statistics Explore Dependent List:X Factor List: Group Plots: Boxplots(箱式图) Normality plots with tests(正态性检验) Spread vs. Level with Levene Test:none
Post Hoc Post Hoc Tests for:group LSD/SNK/Bonferroni Options Estimated Marginal Means(均数估计) Display Means for :group(显示框内因素的 均 数估计,包括均数,标准误及可信区间 Display 输出选项 Descriptive statistics Homogeneity tests
拉丁方试验设计方案统计分析
拉丁方实验设计及分析1前言“拉丁方”的名字最初是由R、A、Fisher给出的。
拉丁方设计(latin square design)是从横行和直列两个方向进行双重局部控制,使得横行和直列两向皆成单位组,是比随机单位组设计多一个单位组的设计。
在拉丁方设计中,每一行或每一列都成为一个完全单位组,而每一处理在每一行或每一列都只出现一次,也就是说,在拉丁方设计中,实验处理数=横行单位组数=直列单位组数=实验处理的重复数。
在对拉丁方设计实验结果进行统计分析时,由于能将横行、直列二个单位组间的变异从实验误差中分离出来,因而拉丁方设计的实验误差比随机单位就在于提供对实验处理顺序的控制,使实验条件均衡,抵消由于实验处理的先后顺序的影响而产生的顺序误差,因而也可称之为抵消法设计。
组设计小,实验精确性比随机单位组设计高。
拉丁方设计又叫平衡对抗设计(baIanced design)、轮换设计。
这三个名称是从其模式、作用和方法三个不同的角度来说明这种设计的意义。
所谓平衡对抗设计,是指在实验中,由于前一个实验处理往往会影响后一个实验处理的效果,而该实验设计的作用。
所谓轮换设计,是指在实验中,由于学习的首因效应,先实验的内容,被试容易记住;又因为学习的近因效应,对于刚刚学过的内容,被试回忆的效果一般也较好。
因此、在实验方法上,有必要使不同实验条件出现的先后顺序轮换,使情境条件以及先后顺序对各个实验组的机会均等,打破顺序界限。
所谓拉丁方设计,是指平衡对抗设计的结构模式,犹如拉丁字母构成的方阵。
例如四组被试接受A、B、C、D四种处理,其实验模式为:上述模式表可以看出,每种处理即表中的字母在每一行和每一列都出现了一次而且仅出现了一次。
像这样的一个方阵列就称为一个拉丁方。
要构成一个拉丁方,必须使行数等于列数,并且两者都要等于实验处理的种数。
在只有两个实验处理的情况下,通常采用的平衡对抗设计是以ABBA的顺序来安排实验处理的顺序。
或者把单组被试分为两半.一半按照ABBA的顺序实施处理,另一半按照BAAB的顺序实施处理。
4.2 第四章 方差分析-两向分组-单因素区组-二因素重复值-拉丁方
2、F 测验 将上述结果及自由度录于方差分析表中,以固定 模型作F 测验
变异来源
DF
8
2 2 4 18
SS
202.58
179.38 3.96 19.24 16.70
MS
25.22
89.69 1.98 4.81 0.928
F
27.28**
96.65** 2.13 5.18**
F0.01
3.71
6.01 6.01 4.58
混合模型EMS (A固定,B随机)
2 2 b A
2 2 a B
MS A MS B
B因素
误 差 总变 异
b-1
(a1)(b-1)
a ( y. j y.. ) T / a C
2 2 .j
( y yi. y. j y.. )2 SST SS A SSB MS e
C
(2)各肥类平均数的比较
SE
p
2 3
MS e
bn
0.928
0.05
3 3
0.01
0.32( g )
LSR
0.05
SSR
SSR
LSR
0.01
2.97 3.12
4.07 4.27
0.95 1.00
1.30 1.37
(dfe = 18)
肥类平均数的LSR测验
肥料种类 A1 A3 A2 平均数 差异显著性
s yi y j
2 2.89 1.202 4
与对照的差数 - 5.0** 0.5 3.0* 2.5 1.7
6.5.2 组合内有重复观察值的 两向分组(二因素区组)资料方差分析
SPSS作业-拉丁方区组设计的方差分析-线性回归分析-研究生课程作业
研究生考试专用封面所修课程名称:地学模型方法与运用修课程时间:2020 年9 月至2020 年12 月考试日期:2020 年12 月16 日任课教师打分:任课教师评阅意见:任课教师签名:年月日分析一拉丁方区组设计的方差分析专业:自然地理学研究生:张三学号:123456789变量:variety(牧草种系)、rep(地块行)、col(地块列)、harvest(收获次数)、yield(产量)。
要求分析6种牧草在相同土壤条件下的产量是否有显著性差异。
为了得出这一结论,同时检验块地是否对平均产量有影响,即地块的行与行、列与列之间的平均产量是否有显著性差异,将6种牧草种子播种在6行6列的地块上,记录两次收获的产量。
假设不同地块(行、列)对产量的均值无影表1所示的方差分析表,只对rep、col、variety变量的主效应做方差析。
方差分析解决3个因素变量的各水平,产量平均值之间差异是否具有统计意义。
显著性值的结果表明,只有variety的值为0.015,即小于0.05。
可以得出论:6表2到4为每个因素的各水平均值的成对比较表。
每个表给出各变量两两水平之间的均值之差、均值差的标准误、针对两均值相等的假设检验的显著性概率值、差值的95%的置信区间。
从表中可以看出,只有第5种种子比其他5种种子表5到7为各因素变量方差分析表。
表中给出F值及大于等于该值的概率。
可以看出,只有种类的方差分析显著性值为0.015,小于0.05。
综上所述,产量主要受种子的影响,而第5种种子的产量明显高于其他种表8是综合统计表,给出产量的总均值、均值标准误差和95%的置信区间。
分析二线性回归分析建立一个probegin(起始产量)、K(施肥量K)、N(施肥量N)、P(施肥量P)为自变量、production(当前产量)为因变量的回归模型。
1)做散点图观察自变量与因变量之间关系是否具有线性特点。
图1 起始产量与当前产量之间的线性关系图2 当前产量与N施肥量之间的线性关系图3 当前产量与K施肥量的线性关系图4 当前产量与P施肥量的线性关系从图1到4中可以看出,初始产量与当前产量之间存在明显线性关系,以起始产量为自变量建立线性回归方程是可能的。
拉丁方试验设计
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1欢迎下载拉丁方试验设计拉丁方试验设计在统计上控制两个不相互作用的外部变量并且操纵自变量。
每个外部变量或分区变量被划分为一个相等数目的区组或级别,自变量也同样被分为相同数目的级别。
它是从横行和直列两个方向进行双重局部控制,使得横行和直列两向皆成单位组,是比随机单位组设计多一个单位组的设计。
在拉丁方设计中,每一行或每一列都成为一个完全单位组,而每一处理在每一行或每一列都只出现一次,也就是说,在拉丁方设计中,试验处理数=横行单位组数=直列单位组数=试验处理的重复数。
拉丁方—— 以n 个拉丁字母A ,B ,C ……,为元素,作一个n 阶方阵,若这n 个拉丁方字母在这n 阶方阵的每一行、每一列都出现、且只出现一次,则称该n 阶方阵为n ×n 阶拉丁方。
第一行与第一列的拉丁字母按自然顺序排列的拉丁方,叫标准型拉丁方。
拉丁方设计一般用于5~8个处理的试验,设计的基本要求:①必须是三个因素的试验,且三个因素的水平数相等;②三因素间是相互独立的,均无交互作用;③各行、列、字母所得实验数据的方差齐(F 检验)。
试验设计的步骤:①根据主要处理因素的水平数,确定基本型拉丁方,并从专业角度使另外两个次要因素的水平数与之相同;②先将基本型拉丁方随机化,然后按随机化后的拉丁方阵安排实验。
可通过对拉丁方的任两列交换位置或任两行交换位置实现随机化;③规定行、列、字母所代表的因素与水平,通常用字母表示主要处理因素。
数据处理的相关理论:拉丁方设计实验结果的分析,是将两个单位组因素与试验因素一起,按三因素试验单独观测值的方差分析法进行。
将横行单位组因素记为A ,直列单位组因素记为B ,处理因素记为C ,横行单位组数、直列单位组数与处理数记为r ,对拉丁方试验结果进行方差分析的数学模型为:),,2,1()()(r k j i x k ij k j i k ij ===++++=εγβαμ式中:μ为总平均数;i α为第i 横行单位组效应;j β为第j 直列单位组效应,)(k γ为第k 处理效应。
方差分析拉丁方实验分析
第六节 拉丁方实验设计
拉丁方设计是从横行和直列两个方向进 行双重局部控制,使得横行和直列两向皆成 单位组的设计。在拉丁方设计中,每一行或 每一列都成为一个完全单位组,而每一处理 在每一行或每一列都只出现一次,即在拉丁 方设计中:
14
第十四页,当前共14页六,共十61一页,页星期日。。
含2个处理的单因素试验方案
第当三前页3页,,共共6六1页十,一星期页日。。
或设置几个加不同剂量微量元素处理组、一个不添加 微量元素对照,即一个包含多个处理的单因素试验方案 。若进行微量元素不同添加剂量与不同品种猪的饲养试 验,则安排一个二因素试验方案。
注意:一个试验中研究的因素不宜过多,否则处理数 太多,试验过于宠大,试验干扰因素难以控制。凡是能用 简单方案的试验,就不用复杂方案。
3、试验方案中必须设立作为比较标准的对照 动物试验 目的:通过比较来鉴别处理效应大小、 好坏等。则试验方案应包括:各试验处理,比较的对 照 。任何试验都不能缺少对照,否则就不能显示出 试验的处理效果 。根据研究的目的与内容,选择不 同的对照形式。
如进行添加微量元素试验中,添加微量元素为处 理组,不添加微量元素为对照,此时对照为空白对照 。进行几种微量元素添加量的比较试验。
; j
为随i机j(k误) 差,相互独立,且都服(k) 从 N0 (0,σ2)
k 1
通常
(k)
当第前三30十页页,共,6共1页六,十星一期页日。。
当前第9九页页,共,6共1页六,十星一期页日。。
三、完全随机设计的优缺点
完全随机设计是一种最简单的设计方法:
完全随机设计的主要优点
1、设计容易 处理数与重复数都不受限制,适用 于试验条件、环境、试验动物差异较小的试验。
拉丁方试验设计及统计分析
拉丁方试验设计及分析1前言“拉丁方”的名字最初是由R、A、Fisher给出的。
拉丁方设计(latin square design)是从横行和直列两个方向进行双重局部控制,使得横行和直列两向皆成单位组,是比随机单位组设计多一个单位组的设计。
在拉丁方设计中,每一行或每一列都成为一个完全单位组,而每一处理在每一行或每一列都只出现一次,也就是说,在拉丁方设计中,试验处理数=横行单位组数=直列单位组数=试验处理的重复数。
在对拉丁方设计试验结果进行统计分析时,由于能将横行、直列二个单位组间的变异从试验误差中分离出来,因而拉丁方设计的试验误差比随机单位就在于提供对实验处理顺序的控制,使实验条件均衡,抵消由于实验处理的先后顺序的影响而产生的顺序误差,因而也可称之为抵消法设计。
组设计小,试验精确性比随机单位组设计高。
拉丁方设计又叫平衡对抗设计(baIanced design)、轮换设计。
这三个名称是从其模式、作用和方法三个不同的角度来说明这种设计的意义。
所谓平衡对抗设计,是指在实验中,由于前一个实验处理往往会影响后一个实验处理的效果,而该实验设计的作用。
所谓轮换设计,是指在实验中,由于学习的首因效应,先实验的内容,被试容易记住;又因为学习的近因效应,对于刚刚学过的内容,被试回忆的效果一般也较好。
因此、在实验方法上,有必要使不同实验条件出现的先后顺序轮换,使情境条件以及先后顺序对各个实验组的机会均等,打破顺序界限。
所谓拉丁方设计,是指平衡对抗设计的结构模式,犹如拉丁字母构成的方阵。
例如四组被试接受A、B、C、D四种处理,其实验模式为:上述模式表可以看出,每种处理即表中的字母在每一行和每一列都出现了一次而且仅出现了一次。
像这样的一个方1 / 15阵列就称为一个拉丁方。
要构成一个拉丁方,必须使行数等于列数,并且两者都要等于实验处理的种数。
在只有两个实验处理的情况下,通常采用的平衡对抗设计是以ABBA 的顺序来安排实验处理的顺序。
第4章拉丁方试验设计与分析
5 E=11 A=13 B=10 C=15 D=15 64 63
T..k 57 64 62 64 66 T=313 T..k2 3249 4096 3844 4096 4356 19641
解:1.拉丁方设计的统计模型是
Xijk=u+ai+bj+ck+eijk i,j,k=1,2,…,p,
u处是理试X的ij验k效是的应第总,i行均c、k值是第,第ka列ki是列、第效第i应行j个,效处e应i理jk,~的Nb(观j0是,察d第2值)j.个, 2.方差分析是把总离差平方和分成行、列、处理
3X3,4X4正交拉丁方格系
3X3
4X4
I
II
123 123
231 312
312 231
I 1234 2143 3412 4321
II 1234 3412 4321 2143
III 1234 4321 2143 3412
五、拉丁方格在安排试验中的应用
• 消除与试验目的无关因素的影响 • 例1:考察ABC三种不同水稻品种对亩产量的影响,
四、正交拉丁方格
• 定义:凡满足3的两个拉丁方格是相互正交的 • 定理:在nxn方格中,当n(>2)为素数或素
数的幂时就有n-1个正交拉丁方格 • 特例:n=2时,无 n=3时,有n-1=2个 N=4时,有n-1=3个:22 N=5时,有n-1=4个 N=6时,没有:不为素数或素数的幂 N=7时,有n-1=6个 N=8时,有n-1=7个:23
答案
• 4个 1。A和B的全面试验 2。C与D的3X3正交方格的组合 3。1和2的组合
• 可以。只要各因素的4个水平与另一个因素 的4个水平各相遇一次,搭配均匀即可。
第三节拉丁方设计讲义
SS种系=
5
-115736.04=375.76
3932+3392+3472+3112+3112
SS笼子=
5
-115736.04=908.16
SS误差=4982.96-2690.96-375.76-908.16=1008.08
列方差分析表,填入离差平方和并计算相应的自 由度υ、均方MS和F值,得表4-12。
各部分离差平方和、自由度、均方、F值的计 算与随机单位组设计的一样,本例:
C= 17012 =115736.04 25
SS总=120719-115736.04=4982.96
2732+3082+3192+3912+4102
SS剂量=
5
-115736.04=2690.96
3352+3382+3202+3312+3772
(2)计算检验统计量(F值)
1)离差平方和的分解:根据变异来源, 拉丁方设计资料总的离差平方和(SS总)可 分解为SS处理、SS列和SS行及SS误差四部分。且
SS总=SS处理+SS列+SS行+SS误差
2)列方差分析表,计算各离差平方和SS,自 由度υ,均方MS和F值:其中Xk为第k种处理小计, Xi为第i行小计,Xj为第j列小计,Xij为第i行第j列 观察值,校正数C=(∑Xij)2/r2,r为拉丁方的阶, 即行数、列数和处理数。
(3)查F值表,确定P值,下结论。本
例υ处理=4,υ误差=12,查附表10(F界值表) 得,F0.05(4,12)=3.26,F0.05(4,12)=5.67。因F处 理>F0.01(3,12),故P<0.01。同理,种系间、 笼子间P>0.05。
第4章拉丁方试验设计与分析
知识回顾 Knowledge Review
祝您成功!
需安排“单因素三水平”试验
ABC (a)
ACA CBB BAC
(b)
ABC BCA CAB
(c)
五、拉丁方格在安排试验中的应用
• 在同样精度下可减少试验次数;在同样试 验次数下可提高结论的准确性
例2:生产某种染料需三种原料:A-硫磺,B烧碱,C-二硝基,每种原料均取四个水平, 要找一个最好的配方,使质量又好,成本 又低,应怎样安排试验? 全面试验:43=64次 先考虑A,B两因素的全面试验,共16次
六、几点说明
• 由前知,4X4正交拉丁方只有3个,对具4水 平的因素,用正交拉丁格安排试验最多只 能安排2+3=5个因素。
• 用正交拉丁格安排试验的前提:各因素间 无交互作用。
• 优点:使用简单,搭配均衡。
思考
• 三水平能安排几个因素的试验? • A,B两因素的全面试验能用4X4的两个正
交方格组成吗?
五、拉丁方格在安排试验中的应用
再安排C:在4X4中取一个正交拉丁方格,如取第I个。 拉丁方格中的1234分别表示因素C的4个水平C1,C2, C3,C4,按相应位置插到全面试验的相应位置如下表
B1
B2
B3
B4
A1 A1B1C1 A1B2C2 A1B3C3 A1B4C4
A2 A2B1C2 A2B2C1 A2B3C4 A2B4C3
3X3,4X4正交拉丁方格系
3X3
4X4
I
II
123 123
231 312
312 231
I 1234 2143 3412 4321
II 1234 3412 4321 2143
III 1234 4321 2143 3412
拉丁方试验设计
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1欢迎下载拉丁方试验设计拉丁方试验设计在统计上控制两个不相互作用的外部变量并且操纵自变量。
每个外部变量或分区变量被划分为一个相等数目的区组或级别,自变量也同样被分为相同数目的级别。
它是从横行和直列两个方向进行双重局部控制,使得横行和直列两向皆成单位组,是比随机单位组设计多一个单位组的设计。
在拉丁方设计中,每一行或每一列都成为一个完全单位组,而每一处理在每一行或每一列都只出现一次,也就是说,在拉丁方设计中,试验处理数=横行单位组数=直列单位组数=试验处理的重复数。
拉丁方—— 以n 个拉丁字母A ,B ,C ……,为元素,作一个n 阶方阵,若这n 个拉丁方字母在这n 阶方阵的每一行、每一列都出现、且只出现一次,则称该n 阶方阵为n ×n 阶拉丁方。
第一行与第一列的拉丁字母按自然顺序排列的拉丁方,叫标准型拉丁方。
拉丁方设计一般用于5~8个处理的试验,设计的基本要求:①必须是三个因素的试验,且三个因素的水平数相等;②三因素间是相互独立的,均无交互作用;③各行、列、字母所得实验数据的方差齐(F 检验)。
试验设计的步骤:①根据主要处理因素的水平数,确定基本型拉丁方,并从专业角度使另外两个次要因素的水平数与之相同;②先将基本型拉丁方随机化,然后按随机化后的拉丁方阵安排实验。
可通过对拉丁方的任两列交换位置或任两行交换位置实现随机化;③规定行、列、字母所代表的因素与水平,通常用字母表示主要处理因素。
数据处理的相关理论:拉丁方设计实验结果的分析,是将两个单位组因素与试验因素一起,按三因素试验单独观测值的方差分析法进行。
将横行单位组因素记为A ,直列单位组因素记为B ,处理因素记为C ,横行单位组数、直列单位组数与处理数记为r ,对拉丁方试验结果进行方差分析的数学模型为:),,2,1()()(r k j i x k ij k j i k ij ===++++=εγβαμ式中:μ为总平均数;i α为第i 横行单位组效应;j β为第j 直列单位组效应,)(k γ为第k 处理效应。
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第六节 拉丁方实验设计
拉丁方设计是从横行和直列两 个方向进行双重局部控制,使得横 行和直列两向皆成单位组的设计。 在拉丁方设计中,每一行或每一列 都成为一个完全单位组,而每一处 理在每一行或每一列都只出现一次, 即在拉丁方设计中:
(3)试验方案中各因素水平的排列要灵 活掌握
采用等差法(等间距法)、等比法和随机法3 种。以玉米赤霉醇为例说明:
等差法 是指各相邻两个水平数量之差相等, 如赋形剂(不含玉米赤霉醇)各水平的排列为: 10mg、20mg、30mg,其中20mg为中心水平,向 上向下都相隔10mg。
等比法 是指各相邻两个水平的数量比值相同, 如赋形剂各水平的排列为7.5mg、15mg、30mg、 60mg, 相邻两水平之比为1:2。
2、根据各试验因素的性质分清水平间差异 各因素水平可根据不同课题、因素的特点及动 物的反应能力来确定,以使处理的效应容易表现出 来。
(1)水平的数目要适当 水平数目过多,不仅难以反映出各水平间的
差异,而且加大了处理数;水平数太少又容易漏 掉一些好的信息,至使结果分析不全面。
(2)水平间的差异要合理 有些因素在数量等级上只需少量的差异就反映 出不同处理的效应。如饲料中微量元素的添加等。 而有些则需较大的差异才能反应出不同处理效应 来,如饲料用量等。
个处理的单因素试验方案
或设置几个加不同剂量微量元素处理组、一个 不添加微量元素对照,即一个包含多个处理的单因 素试验方案。若进行微量元素不同添加剂量与不同 品种猪的饲养试验,则安排一个二因素试验方案。
注意:一个试验中研究的因素不宜过多,否则 处理数太多,试验过于宠大,试验干扰因素难以控 制。凡是能用简单方案的试验,就不用复杂方案。
三、完全随机设计的优缺点
完全随机设计是一种最简单的设计方法:
完全随机设计的主要优点
1、设计容易 处理数与重复数都不受限制, 适用于试验条件、环境、试验动物差异较小的 试验。
2、统计分析简单 无论所获得的试验资
料各处理重复数相同与否,都可采用 t 检验或
方差分析法进行统计分析。
完全随机设计的主要缺点
(二)拟定试验方案
1、根据试验的目的、任务和条件挑选试验因素 拟定方案时,在正确掌握生产中存在的问题后, 对试验目的、任务进行仔细分析,抓住关键,突 出重点。
首先要挑选对试验指标影响较大的关键因素。 若只考察一个因素,则可采用单因素试验。若是 考察两个以上因素,则应采用多因素试验。如进 行猪饲料添加某种微量元素的饲养试验,在拟定 试验方案时,设置一个添加一定剂量微量元素的 处理和不添加微量元素的对照,得到 一 个包 含2
随机法 是指因素各水平随机排列,如赋形剂 各水平排列为15mg、10mg、40mg、30mg各水平 的数量无一定关系。
3、试验方案中必须设立作为比较标准的对照 动物试验 目的:通过比较来鉴别处理效应大小、 好坏等。则试验方案应包括:各试验处理,比较 的对照 。任何试验都不能缺少对照,否则就不能 显示出试验的处理效果 。根据研究的目的与内容, 选择不同的对照形式。
料费用和试验组(喂维生素添加剂)每 只鸡分担的费用 ,进而 计 算 出 饲喂 维生素添加剂的肉鸡全年可节约的费。
完全方案
在列出因素水平组合(即处理组)时 ,要求每一 个因素的每个水平都要碰见一次,这时,水平组 合(即处理组)数等于各个因素水平数的乘积。
例如以3种饲料配方对3个品种肉鸡进行试验。 两个因素分别为饲料配方(A)、肉鸡品种(B)。 饲料配方(A)分为 A1、 A2、 A3水平, 品种(B) 分为B1、B2、B3水平 。共有 A1B1、A1B2、A1B3、 A2B1、 A2B2、 A2B3、 A3B1、 A3B2、A3B3 共3×3=9 个水平组合(处理)。这 9个水平组合(即处理组) 就构成了这两个因素的试验方案。
1、由于未应用试验设计三原则中的局 部控制原则 ,非 试 验因素的影响被归入 试验误差,试验误差较大,试验的精确性 较低。
2、在试验条件、环境、试验动物差 异较大时,不宜采用此种设计方法。
随机单位组设计
随机单位组设计的主要优点:
* 设计与分析方法简单易行。 * 由于随机单位组设计体现了试验设计三原 则,在对试验结果进行分析时,将单位组间的变 异从试验误差中分离出来,有效地降低试验误差, 提高了试验精确性。 * 把条件一致的实验动物分在同一单位组, 再将同一单位组的实验动物随机分配到不同处理 组内,加大了处理组间的可比性。
随机单位组设计的主要缺点
处理数目过多 ,各单位组内的供试动物数数 目也多,使各单位组内供试动物的初始条件一致 有一定难度,故在随机单位组设计中,处理数要 不超过20为宜。
配对设计是处理数为2的随机单位组设计,其 优点是结果分析简单,试验误差通常比非配对设 计小,但 试验动物配对要求严格,不允许将不满 足配对要求的试验动物随意配对。
第五讲 拉丁方实验
1
知识目标:
• 掌握拉丁方试验设计方法; • 掌握拉丁方试验结果统计分析方法。
技能目标: • 学会拉丁方试验设计; • 学会拉丁方试验结果统计分析。2Fra bibliotek例 1:
某农场为饲养肉用仔鸡而配制的 “维生素添加剂” 的 试验,不仅记录 分析它对生长发育的效果 ,而且还计 算出喂青料 (对照组) 每 只 鸡分担青
如进行添加微量元素试验中,添加微量元素为 处理组,不添加微量元素为对照,此时对照为空 白对照。进行几种微量元素添加量的比较试验。
各个处理可互为对照,不必再设对照。在 对某种动物作生理生化指标检验时,所得数据 是否异常应与动物的正常值作比较,动物的正 常值就是所谓的标准对照。在杂交试验中,要 确定杂交优势的大小,须以亲本作对照,这就 是试验对照。
另外, 自身对照,即处理与对照在同一动 物上进行,如动物用药前与用药后生理指标的 比较等。
试验处理间遵循唯一差异原则
处理间比较时,除了试验处理不同外,其它 所有条件应当尽量一致,才具有可比性,使处 理间的比较结果可靠。
如 不同种鼠的药物比较试验 ,各参试鼠除 了品种不同外,其它如性别、年龄、体重等应 一致,饲料和饲养管理等条件都应相同,才能 准确评定品种的优劣。