實(shí)驗(yàn)二-方差分析

##昌重旨88名稱賁度小數(shù)1詞料出面里數(shù)值M)數(shù)值(N)2223為比較四種飼料對(duì)仔豬增重效果的好壞，隨機(jī)選取性別、年齡相同，體重相近，無親緣關(guān)系的24頭豬，隨機(jī)分為4組，每組6頭，分別飼喂四種飼料，所得增重?cái)?shù)據(jù)如下表，試比較4種飼料對(duì)仔豬增重有無差異。飼料1234123456789(4)、繪圖：水平軸(H)輸入飼料。在有②因子EX**間單對(duì)比N)間單參考類別參考類別多圖夢(mèng)A絕續(xù)眼消絕續(xù)估仟邊際均侑顯永均值MD顯永均值MD鋼料]共輥案效南(Q世方過間的精出]功姓營if(E)分作-水平國(E)級(jí)差國(R)05置信區(qū)間為95.0%類型類型非讀差比平(未假定方差齊性-何幽(一)、描述統(tǒng)計(jì)表分析網(wǎng)變量：體重均值標(biāo)準(zhǔn)偏差N6666總計(jì)表(2)估計(jì)邊際均值(飼料)因變量：體重均值標(biāo)準(zhǔn)誤差95%置信區(qū)間下限上限表1為數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計(jì)，給出樣品均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和樣本數(shù)。與描述性統(tǒng)計(jì)量圖相比，估算邊際均值表還給出了均值的上限和下限。由表(1)和表(2)可知，對(duì)于單因素方差分析計(jì)算出的邊際均值和描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果是一致的。邊際均值為基于現(xiàn)在模型，當(dāng)控制處理因素的作用時(shí)，根據(jù)樣本情況計(jì)算出用于比較的各水平的均值估計(jì)值，如果模型中有協(xié)變量，則會(huì)按照協(xié)變量均值為均數(shù)進(jìn)行修正，并進(jìn)行均值估計(jì)，在這進(jìn)行均數(shù)比較需要再選項(xiàng)中的差異進(jìn)行分析，對(duì)于單因素方差分析和包括全部交互作用的全模型分析，邊際均數(shù)等于各個(gè)單元格的均數(shù)，但是對(duì)于有交互作用和協(xié)變量分析，邊際均值和原始(二)、方差等齊性檢驗(yàn)由表(3)可見，根據(jù)Levene檢驗(yàn)可知，F(xiàn)=0.322;在自由度(3,20)條件下，對(duì)應(yīng)的概率為0.810;可以認(rèn)為該群體的方差是等齊，表明可以對(duì)這組數(shù)據(jù)因變量：體重F3a.設(shè)計(jì)：截距+飼料(三)、方差分析結(jié)果分析表(4)為方差分析結(jié)果，各行的含義分別如下所述。校正模型：是對(duì)整個(gè)方差模型進(jìn)行的檢驗(yàn)，無效假設(shè)為，模型中所有因素對(duì)因變量無影響，備擇假設(shè)是有影響。如果P<0.05,認(rèn)為所建立的模型有飼料：為該模型檢驗(yàn)的因素，方差檢驗(yàn)F=62.146,P<0.001,認(rèn)為飼料對(duì)體重有影響顯著。但是哪種飼料對(duì)體重的影響大，需要下面的多重比較進(jìn)行分結(jié)果中的R方，描述單因素方差分析組間變異占總變異的比例，它越接近1,越說明變異來源于組間變異，即產(chǎn)生差異的可能性越大。因變量：體重源III型平方和F校正模型13誤差總計(jì)校正的總計(jì)a.R方=.903(調(diào)整R方=.889)(四)、多重比較的比較的兩兩比較是否差異顯著。表(6)Duncan比較結(jié)果更為一目了然。當(dāng)然，采用哪種方法進(jìn)行多重比較，需要與專業(yè)結(jié)合。不同的多重比較方法的靈敏度是因變量：體重(I)飼料(J)飼料均值差值(I-J)標(biāo)準(zhǔn)誤差95%置信區(qū)間下限上限-20.6667’誤差項(xiàng)為均值方(鋁誤)=10.142。".均值差值在.05級(jí)別上較顯著。Duncan多重比較結(jié)果見表(6)。右側(cè)同一列中表示差異不顯著,不同列間則差異顯著。飼料4和3不顯著,2和1、3、4差異顯著,1和3、4與2間差異顯著。如果以字母(a、b、c…)表示均數(shù)之間的差異，最大均值標(biāo)記為a,然后表(6)Duncan多重比較結(jié)