方差分析多樣本均數(shù)

方差分析多樣本均數(shù)第一頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六

第一節(jié)方差分析的基本思想和應(yīng)用條件

一、方差分析的基本思想

方差分析的基本思想借助以下例題予以說(shuō)明：

例9-1為研究煤礦粉塵作業(yè)環(huán)境對(duì)塵肺的影響，將18只大鼠隨機(jī)分到甲、乙、丙3個(gè)組，每組6只，分別在地面辦公樓、煤炭倉(cāng)庫(kù)和礦井下染塵，12周后測(cè)量大鼠全肺濕重（g），數(shù)據(jù)見表9—2，問(wèn)不同環(huán)境下大鼠全肺濕重有無(wú)差別？

第二頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六甲組

乙組

丙組4.24.55.63.34.43.63.73.54.54.34.25.14.14.64.93.34.24.7

ni666第三頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六

從以上資料可看出，三個(gè)組的數(shù)據(jù)各不相同，這種差異（總變異）可以分解成兩部分：即

（1）組間變異：甲、乙、丙三個(gè)組大鼠全肺濕重各不相等（此變異反映了處理因素的作用，以及隨機(jī)誤差的作用）

（2）組內(nèi)變異：各組內(nèi)部大鼠的全肺濕重各不相等（此變異主要反映的是隨機(jī)誤差的作用）第四頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六各部分變異的計(jì)算：

①總變異（全部試驗(yàn)數(shù)據(jù)間大小不等）用總離均差平方和來(lái)表示。

其中第五頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六甲組

乙組

丙組4.24.55.63.34.43.63.73.54.54.34.25.14.14.64.93.34.24.7

ni666第六頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六

②組間變異（由于所接受的處理因素不同而致各組間大小不等）用組間離均差平方和來(lái)表示。

各組均數(shù)之間相差越大，它們與總均數(shù)的差值就越大，越大；反之，越小。第七頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六甲組

乙組

丙組4.24.55.63.34.43.63.73.54.54.34.25.14.14.64.93.34.24.7

ni666第八頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六③組內(nèi)變異（同一處理組內(nèi)部試驗(yàn)數(shù)據(jù)大小不等）用組內(nèi)離均差平方和來(lái)表示。

第九頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六

三個(gè)變異之間的關(guān)系：

其中：

第十頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六

離均差平方和只能反映變異的絕對(duì)大小。變異程度除與離均差平方和的大小有關(guān)外，還與其自由度有關(guān)，由于各部分自由度不相等，因此各部分離均差平方和不能直接比較，須除以相應(yīng)的自由度，該比值稱均方差，簡(jiǎn)稱均方（MS）。

的大小就反映了各部分變異的平均大小。第十一頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六

方差分析就是通過(guò)比較組內(nèi)均方和組間均方的大小關(guān)系來(lái)判斷處理因素有無(wú)效應(yīng)。

檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：

如果各組的總體均數(shù)相等，即無(wú)處理因素的作用，則組內(nèi)變異和組間變異都只反映隨機(jī)誤差的大小，此時(shí)組間均方和組內(nèi)均方大小相當(dāng)，即F值則接近1，各組均數(shù)間的差異沒(méi)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義；反之，如果處理有作用，則組間變異不僅包含隨機(jī)誤差，還有處理因素引起的變異(組間變異主要反映處理因素的作用)，此時(shí)組間均方遠(yuǎn)大于組內(nèi)均方，則F值遠(yuǎn)大于1，各組均數(shù)間的差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。故依據(jù)

F值的大小可判斷各組之間有無(wú)差別。第十二頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六

可見，方差分析的基本思想就是根據(jù)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的類型，將全部測(cè)量值總的變異分解成兩個(gè)或多個(gè)部分，每個(gè)部分的變異可由某個(gè)因素的作用（或某幾個(gè)因素的作用）加以解釋，通過(guò)比較各部分的均方與隨機(jī)誤差項(xiàng)均方的大小，借助

F

分布來(lái)推斷各研究因素對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果有無(wú)影響。第十三頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六二、方差分析的應(yīng)用條件

（1）各觀測(cè)值相互獨(dú)立，并且服從正態(tài)分布；（2）各組總體方差相等，即方差齊性。第十四頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六第二節(jié)完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析一、完全隨機(jī)設(shè)計(jì)完全隨機(jī)設(shè)計(jì)是采用完全隨機(jī)化的分組方法，將全部試驗(yàn)對(duì)象分配到g個(gè)處理組，各處理組分別接受不同的處理，試驗(yàn)結(jié)束后比較各組均數(shù)之間差別有無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，以推斷處理因素的效應(yīng)。第十五頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六二、變異分解

完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的方差分析表變異來(lái)源自由度SSMSF

總變異

組間

組內(nèi)第十六頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六

例9-1

試根據(jù)表9-2的試驗(yàn)結(jié)果，檢驗(yàn)三組大鼠全肺濕重的總體均數(shù)是否相同。解：

(１)建立假設(shè),并確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)。

H0：

H1：

不等或不全相等

三、分析步驟第十七頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六(２)計(jì)算F值表9-2三組大鼠的全肺濕重（g）

第十八頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六本例

，

，以上計(jì)算結(jié)果代入方差分析表，并求出相應(yīng)的MS

及F

值：表9-3例9-1的方差分析表變異來(lái)源SSv

MSF

值P值組間2.52821.2644.70<0.05組內(nèi)4.035150.269總6.56317第十九頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六(３)查F界值表，確定P值并作結(jié)論。

由附表

5

查得F0.05（2，15）=3.68，F(xiàn)=4.70>F0.05（2，15），故P<0.05，按=0.05水準(zhǔn)拒絕H0，接受H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可認(rèn)為不同粉塵環(huán)境影響大鼠的全肺濕重。當(dāng)g=2時(shí)，方差分析的結(jié)果與兩樣本均數(shù)比較的t

檢驗(yàn)等價(jià)，且有。第二十頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六第三節(jié)隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)資料的方差分析

一、隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)（randomizedblockdesign），又稱配伍組設(shè)計(jì)，是配對(duì)設(shè)計(jì)的擴(kuò)展。具體做法是：先按影響試驗(yàn)結(jié)果的非處理因素將受試對(duì)象配成區(qū)組（block），再將各區(qū)組內(nèi)的受試對(duì)象隨機(jī)分配到不同的處理組，各處理組分別接受不同的處理，試驗(yàn)結(jié)束后比較各組均數(shù)之間差別有無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，以推斷處理因素的效應(yīng)。第二十一頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六該設(shè)計(jì)的特點(diǎn)：（1）該設(shè)計(jì)包含兩個(gè)因素，一個(gè)是區(qū)組因素，一個(gè)是處理因素；（2）各區(qū)組及處理組的受試對(duì)象數(shù)相等，各處理組的受試對(duì)象生物學(xué)特性較均衡，可減少試驗(yàn)誤差，提高假設(shè)檢驗(yàn)的效率。此類資料的方差分析，其應(yīng)用條件同前：即資料滿足正態(tài)性及方差齊性的要求。第二十二頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六

因?yàn)殡S機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)可以將區(qū)組間變異從完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的組內(nèi)變異中分離出來(lái)以反映不同區(qū)組對(duì)結(jié)果的影響，所以隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)全部測(cè)量值總的變異相應(yīng)地就分成三部分。

各種變異之間的關(guān)系是：

其中：

二、

變異分解第二十三頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六（1）總變異：反映全部試驗(yàn)數(shù)據(jù)間大小不等的狀況，（2）處理組間變異：甲、乙、丙三個(gè)組間測(cè)量值的均數(shù)大小不等，（3）區(qū)組間變異：12個(gè)區(qū)組間測(cè)量值的均數(shù)大小不等，（4）誤差變異：反映隨機(jī)誤差產(chǎn)生的變異，第二十四頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六表9-5隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的方差分析表

變異來(lái)源自由度SSMSF

總變異處理間區(qū)組間

誤差第二十五頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六二、分析步驟

結(jié)合例9-2：

例9-2研究甲、乙、丙三種營(yíng)養(yǎng)素對(duì)小白鼠體重增加的影響，已知窩別為影響因素。擬用6窩小白鼠，每窩3只，隨機(jī)地安排喂養(yǎng)甲、乙、丙三種營(yíng)養(yǎng)素之一種，8周后觀察小白鼠體重增加情況，數(shù)據(jù)見表9-6。問(wèn)：（1）不同營(yíng)養(yǎng)素之間小白鼠的體重增加是否不同？（2）不同窩別之間小白鼠的體重增加是否不同？第二十六頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六表9-6三種營(yíng)養(yǎng)素喂養(yǎng)小白鼠所增體重（g）

窩別號(hào)

甲營(yíng)養(yǎng)素

乙營(yíng)養(yǎng)素

丙營(yíng)養(yǎng)素164657325354593716879441463855058656424046第二十七頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六（1）建立假設(shè)、確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)。處理：H0：甲=乙=丙（三種營(yíng)養(yǎng)素對(duì)小白鼠體重增加作用相同）H1：甲，乙，丙不全相等（三種營(yíng)養(yǎng)素對(duì)小白鼠體重增加作用不全相同）區(qū)組：H0：1=2=…=6（窩別對(duì)小白鼠體重增加無(wú)影響）H1：1，2，…，6不全相等（窩別對(duì)小白鼠體重增加有影響）

（2）計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F

值。計(jì)算各處理組的小計(jì)，各區(qū)組的小計(jì)，見表9-6。第二十八頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六表9-6三種營(yíng)養(yǎng)素喂養(yǎng)小白鼠所增體重（g）

窩別號(hào)

甲營(yíng)養(yǎng)素

乙營(yíng)養(yǎng)素

丙營(yíng)養(yǎng)素區(qū)組合計(jì)(Bj)164657320225354591663716879218441463812555058651736424046128處理組合計(jì)(Ti)32133136010121789118845228365957253.555.260.056.22第二十九頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六本例，第三十頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六表9-2例9-2方差分析表變異來(lái)源

SSV

MSFP處理組間136.778268.3894.24<0.05區(qū)組間2377.1115475.42229.49<0.01誤差161.2221016.122總變異2675.11117第三十一頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六①處理因素：查F界值表，，因，故

P＜0.05

。結(jié)論：按α=0.05水準(zhǔn)，拒絕H0，接受H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可認(rèn)為不同營(yíng)養(yǎng)素對(duì)小白鼠體重增加有影響。②區(qū)組因素：查F界值表，

，，F(xiàn)>F

0.01（5,10），故P＜0.05。結(jié)論：按α=0.05水準(zhǔn)，拒絕H0，接受H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可認(rèn)為不同窩別對(duì)小白鼠體重增加有影響。（３）查F界值表，確定P

值并作結(jié)論。第三十二頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的優(yōu)點(diǎn)是，從組內(nèi)變異中分離出區(qū)組變異從而減少了誤差均方，使處理組間的F

值更容易出現(xiàn)顯著性，即提高了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)效率。當(dāng)g=2時(shí)，隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)方差分析與配對(duì)設(shè)計(jì)資料的t

檢驗(yàn)等價(jià)，有t2=F。第三十三頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六第四節(jié)拉丁方設(shè)計(jì)資料的方差分析

一、拉丁方設(shè)計(jì)完全隨機(jī)設(shè)計(jì)只涉及到一個(gè)處理因素；隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)涉及一個(gè)處理因素和一個(gè)區(qū)組因素。若實(shí)驗(yàn)涉及一個(gè)處理因素和兩個(gè)控制因素，而且每個(gè)因素的水平數(shù)相等，此時(shí)可采用拉丁方設(shè)計(jì)來(lái)安排實(shí)驗(yàn)，將兩個(gè)控制因素分別安排在拉丁方的行和列上。第三十四頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六4×4ABCDDABCCDABBCDA第三十五頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六拉丁方是由g個(gè)拉丁字母排成的g×g方陣，每行或每列中每個(gè)字母都只出現(xiàn)一次，這樣的方陣稱為g階拉丁方。拉丁方設(shè)計(jì)是在隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的基礎(chǔ)上發(fā)展的，它可多安排一個(gè)已知的對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果有影響的非處理因素，提高了效率。應(yīng)用時(shí)，根據(jù)水平數(shù)g

來(lái)選定拉丁方大小。第三十六頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六3×34×45×5ABCCABBCAABCDDABCCDABBCDAABCDEEABCDDEABCCDEABBCDEA第三十七頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六

例9-3研究A、B、C、D四種食品，以及甲、乙、丙、丁四種加工方法對(duì)小白鼠增體重的影響。擬用4窩大鼠，每窩4只，每只小白鼠隨機(jī)喂養(yǎng)一種食品、隨機(jī)采用一種加工方法；8周后觀察大鼠增體重情況。實(shí)驗(yàn)結(jié)果如表9-9所示。問(wèn)：（1）食品種類是否影響大鼠體重增加？（2）食品加工方法是否影響大鼠增體重？（3）不同窩別的大鼠體重增加是否不同？區(qū)組號(hào)甲乙丙丁180(D)70(B)51(C)48(A)247(A)75(C)78(D)45(B)348(B)80(D)47(A)52(C)446(C)81(A)49(B)77(D)表9-9四種食品及四種加工方法喂養(yǎng)大鼠所增體重（g）第三十八頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六4×4ABCDDABCCDABBCDA第三十九頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六二、變異分解表9-8拉丁方設(shè)計(jì)資料的方差分析表

表中C為校正數(shù)，、、分別為不同處理、行區(qū)組、列區(qū)組的合計(jì)。第四十頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六三、分析步驟例9-3問(wèn)：（1）食品種類是否影響大鼠體重增加？（2）食品加工方法是否影響大鼠增體重？（3）不同窩別的大鼠體重增加是否不同？

表9-9四種食品及四種加工方法喂養(yǎng)大鼠所增體重（g）第四十一頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六

解：

(1)建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H處理0：A=B=C=D

即四種食品對(duì)大鼠體重增加相同

H處理1：A，B，C，D不全相等即四種食品對(duì)大鼠體重增加不全相同H行0：1=2=3=4

即不同窩別大鼠體重增加相同

H行1：1，2，3，4不全相等即不同窩別大鼠體重增加不全相同H列0：甲=乙=丙=丁

即不同加工方法對(duì)大鼠體重增加相同

H列1：甲，乙，丙，丁不全相等即不同加工方法對(duì)大鼠體重增加不全相同

=0.05

第四十二頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六（2）計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量

=62772-59292.25=3479.75

(2232＋2122＋2242＋3152)-59292.25=1726.25

(2492＋2452＋2272＋2532)-59292.25=98.75(2212＋3062＋2252＋2222)-59292.25=1304.25

=3479.75-1726.25-98.75-1304.25＝350.5

第四十三頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六表9-10例9-3方差分析表變異來(lái)源

SSV

MSFP處理間1726.253575.4179.85<0.01行區(qū)組98.75332.9170.56>0.05列區(qū)組1304.253434.7507.44<0.05誤差350.50658.417總3479.7515第四十四頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六（3）確定P值，作出推斷結(jié)論①對(duì)處理：以處理=3和誤差=6查F界值表，F(xiàn)0.05（3,6）=4.76，F(xiàn)0.01（3,6）=9.78，得P<0.01，按=0.05水準(zhǔn)拒絕H0，接受H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可認(rèn)為食品種類能影響大鼠增重。②對(duì)行區(qū)組：以行=3和誤差=6查F界值表，F(xiàn)0.05（3,6）=4.76，F(xiàn)0.01（3,6）=9.78，得P>0.05，按=0.05水準(zhǔn)不拒絕H0，差別無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，尚不能認(rèn)為不同窩別可影響大鼠增重。③對(duì)列區(qū)組：以列=3和誤差=6查F界值表，F(xiàn)0.05（3,6）=4.76，F(xiàn)0.01（3,6）=9.78，得P<0.05，按=0.05水準(zhǔn)拒絕H0，接受H1，差別有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可認(rèn)為食品加工方法會(huì)影響大鼠增重。第四十五頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六拉丁方設(shè)計(jì)的要求：

①一定是三因素，且三因素水平數(shù)相等；②行間、列間、處理間均無(wú)交互作用；③各行、列、處理的方差齊。拉丁方設(shè)計(jì)的優(yōu)缺點(diǎn)：

優(yōu)點(diǎn)是可同時(shí)研究三個(gè)因素，減少實(shí)驗(yàn)次數(shù)。從組內(nèi)變異中不但分離出行區(qū)組變異，而且還分離出列區(qū)組變異，使誤差變異進(jìn)一步減小。缺點(diǎn)是要求處理組數(shù)與所要控制的兩個(gè)因素水平數(shù)相等，一般實(shí)驗(yàn)不容易滿足此條件，而且數(shù)據(jù)缺失會(huì)增加統(tǒng)計(jì)分析的難度。第四十六頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六第五節(jié)多個(gè)均數(shù)間的兩兩比較

經(jīng)過(guò)方差分析，若拒絕了檢驗(yàn)假設(shè)H0，只能說(shuō)明多個(gè)總體均數(shù)不等或不全相等。若要得到各組均數(shù)間更詳細(xì)的信息，應(yīng)在方差分析的基礎(chǔ)上進(jìn)行多個(gè)樣本均數(shù)的兩兩比較。多重比較常用的方法有：SNK-q檢驗(yàn)、LSD-t

檢驗(yàn)和Dunnett-t

檢驗(yàn)。第四十七頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六一、SNK-q檢驗(yàn)

SNK（Student-Newman-Keuls）檢驗(yàn)，亦稱q

檢驗(yàn)，適用于多個(gè)均數(shù)兩兩之間的全面比較。檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量q

的計(jì)算公式為：

第四十八頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六例9-4例9-1經(jīng)

F檢驗(yàn)結(jié)論有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，試用SNK-q檢驗(yàn)方法對(duì)三組均數(shù)進(jìn)行多重比較。解：

(1)建立假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)。

H0

：（對(duì)比組總體均數(shù)相等）；

H1

：（對(duì)比組總體均數(shù)不等）；

第四十九頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六（2）計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量q值。

①計(jì)算差值的標(biāo)準(zhǔn)誤：本例nA＝nB＝6，MS誤差＝MS組內(nèi)＝0.269

②將三個(gè)樣本均數(shù)從小到大排序，并賦予秩次：均數(shù)3.8174.2334.733

組別甲組乙組丙組秩次（R）

123

③列表計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量q

值：表9-12例9－1的3個(gè)樣本均數(shù)兩兩比較的q檢驗(yàn)

第五十頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六（3）確定P值，作出推斷結(jié)論 以誤差＝15及組數(shù)

a

查

q

界值表，并確定

P

值，填入表9-12。

結(jié)論：甲組與丙組（“1與3”）比較P<0.05，按=0.05水準(zhǔn)拒絕H0，接受H1，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可認(rèn)為甲組（辦公樓）全肺濕重小于丙組（礦井）；其余對(duì)比組之間比較均P>0.05，按=0.05水準(zhǔn)不拒絕H0。因此，可認(rèn)為礦井下環(huán)境會(huì)造成肺功能損害。

第五十一頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六二、Dunnett-t

檢驗(yàn)

Dunnett–t檢驗(yàn)適用于多個(gè)實(shí)驗(yàn)組與一個(gè)對(duì)照組均數(shù)差別的多重比較。檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

第五十二頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六

例9-5例9-2中甲組是對(duì)照組，研究目的是比較乙營(yíng)養(yǎng)素和丙營(yíng)養(yǎng)素是否比甲營(yíng)養(yǎng)素多增加體重，經(jīng)F檢驗(yàn)結(jié)論有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，試用Dunnett-t檢驗(yàn)方法對(duì)三組均數(shù)進(jìn)行多重比較。解：

（1）建立假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)。

H0：

（所比較實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組總體均數(shù)相等）

H1：（所比較實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組總體均數(shù)不等）

（2）計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Dunnett-t值。

①本例

nT=nC=6，MS誤差＝16.122，則差值的標(biāo)準(zhǔn)誤為

2.318第五十三頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六

②列表計(jì)算tD統(tǒng)計(jì)量，如表9-13所示。

（3）確定P值，作出推斷結(jié)論。

以及處理數(shù)T=2查Dunnett-t檢驗(yàn)界值表，并確定P值，填入表9-13。丙組與甲組比較P<0.05，按=0.05水準(zhǔn)拒絕H0，接受H1，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可認(rèn)為丙營(yíng)養(yǎng)素比對(duì)照組體重增加更多。但乙組與甲組比較P>0.05，沒(méi)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，按=0.05水準(zhǔn)不拒絕H0，尚不能認(rèn)為乙營(yíng)養(yǎng)素與對(duì)照組增加體重不同。

表9-13例9－2的2個(gè)處理組與對(duì)照組均數(shù)比較的tD檢驗(yàn)第五十四頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六三、LSD-t

檢驗(yàn)

LSD-t

檢驗(yàn)即最小顯著差異t

檢驗(yàn)，適用于一對(duì)或幾對(duì)在專業(yè)上有特殊意義的樣本均數(shù)間的比較。檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量

t

的計(jì)算公式為:

LSD-

第五十五頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六

例9-6例9-3中食品種類是否影響大鼠增體重，研究目的只為比較A食品與B食品，C食品與D食品便可；多組間經(jīng)F檢驗(yàn)結(jié)論有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，試用LSD-t檢驗(yàn)方法對(duì)這兩對(duì)均數(shù)進(jìn)行多重比較。 檢驗(yàn)步驟為：

（1）建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)

H0：A=

B即所研究的兩個(gè)對(duì)比組的總體均數(shù)相等

H1：A≠

B即所研究的兩個(gè)對(duì)比組的總體均數(shù)不等

=0.05

(2)計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量

①

本例

nA＝nB＝4，MS誤差＝58.417，＝誤差＝6第五十六頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六

②計(jì)算統(tǒng)計(jì)量LSD-t值，如表9-14所示。

（3）確定P值，作出推斷結(jié)論

以誤差＝6查t界值表，并確定P值，填入表9-14。由表9-14得A食品與B食品比較P>0.05，按=0.05水準(zhǔn)，不拒絕H0，無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，還不能認(rèn)為A食品和工食品增體重不同。但C食品與D食品比較P<0.01，按=0.05水準(zhǔn)，拒絕H0，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可認(rèn)為C食品增體重不如D食品。

表9-14例9－3的兩個(gè)對(duì)子均數(shù)比較的LSD-t檢驗(yàn)第五十七頁(yè)，共六十六頁(yè)，編輯于2023年，星期六

上述三種方法均基于方差分析中估計(jì)的誤差均方，這是與t檢驗(yàn)最大的不同之處。這三種方法是一致的，但并非等價(jià)