四川农业大学学报 第19卷 =0.2917 所以：1=41-d2 =-0.717-2.670 0.2917 =-11.6097 由d=(r-1)+(s-1)=(3-1)+(3-1)=4查临界1值，得：t0.04)=4.604。因为：1t1=11.6097 to ou 4),P<0.01,表明补饲与不补饲乳清牦牛犊的平均增重差异极显著，这里表现为补饲乳清的牦牛犊 的平均增重极显著高于未补饲乳清的牦牛犊的平均增重。 4讨论 4.1统计学已证明：对于两个处理的试验资料，采用：检验法与方差分析法进行差异显著性检验是等价的。 对于2×2、2×3交叉试验结果的分析，这个结论也成立，也就是说，本文提出的2×2、2×3交叉试验结果分 析的检验法与Luas提出的方差分析等价。但采用检验法步骤更为简明 4.2本文研究表明，在2×2、2×3交叉试验将试验个体分组时，并不要求两组试验个体数相同，因为无论两 组试验个体数相同与否，在表达式中，时期效应都能相互抵消。在文献[1-4]中均要求一定要将试验个体等 分为两组的条件可以放宽。 4.3若采用2×4交叉设计，即B,组试验个体在4个时期按A1-A2-A1-A2顺序实施处理：B组试验个 体在4个时期按A2-A1-A2-A1顺序实施处理，其试验结果d值的计算式为：d=C1-C2+C3-C4。若 采用2×5交叉设计，即B,组试验个体在5个时期按A-A2-A1-A2-A顺序实施处理：B组试验个体在 5个时期按A2-A1-A2-A1-A2顺序实施处理，其试验结果d值的计算式为：d=2C1-3C2+2C3-3C4 +2C5。计算出dd2,后，仍采用本文提出的检验法进行差异显著性检验。 参考文软： 9.195 The Method of t-test of Experimental Result of Cross-over Deign with Two Treatments MING Dao-xu,LIU Yong-jian (Institute of Vocational Pedagogue,Sichuan Agricultural University,Yaan 625014.Sichuan China Abstract:The t-test method of experimental result of cross-over designs with two treatments and two stages and two treatments and three stages is presented.Compared with the method of lucas'Analysis of variance,the t- test method is of equal value and wimpler.It is pointed out that the individual number of two groups is not the same when experiment individuals were divided into two groups.Caculation formula of d-valuce of cross-over de signs of two treatments and four stages and two treatments and five stages are provided,and differencial signifi- cance has been tested by using the t-test method presented in this paper Key words:CROSS-OVER DESIGN:ANALYSIS OF RESULT::-TEST. (本文审稿杨克诚) 万方数据 ! "!#$%& 所以：" ! !#% ! ’!## ! $!#% ! ’!## ! ! ’ " ! &%& ’ # ! (&" " ! #$%& ! ’ %% ! ("$& 由 #% !（ & ’ %）)（’ ’ %）!（* ’ %）)（* ’ %）! + 查临界 " 值，得："" ! "（% +）! + , ("+。因为：- " - ! %% , ("$& . "" ! "（% +），( / " , "%，表明补饲与不补饲乳清牦牛犊的平均增重差异极显著，这里表现为补饲乳清的牦牛犊 的平均增重极显著高于未补饲乳清的牦牛犊的平均增重。 + 讨 论 + ! % 统计学已证明：对于两个处理的试验资料，采用 " 检验法与方差分析法进行差异显著性检验是等价的。 对于 # 0 #、# 0 * 交叉试验结果的分析，这个结论也成立，也就是说，本文提出的 # 0 #、# 0 * 交叉试验结果分 析的 " 检验法与 12345 提出的方差分析等价。但采用 " 检验法步骤更为简明。 + 6 # 本文研究表明，在 # 0 #、# 0 * 交叉试验将试验个体分组时，并不要求两组试验个体数相同，因为无论两 组试验个体数相同与否，在表达式中，时期效应都能相互抵消。在文献［% ’ +］中均要求一定要将试验个体等 分为两组的条件可以放宽。 + 6 * 若采用 # 0 + 交叉设计，即 7% 组试验个体在 + 个时期按 8% ’ 8# ’ 8% ’ 8# 顺序实施处理；7# 组试验个 体在 + 个时期按 8# ’ 8% ’ 8# ’ 8% 顺序实施处理，其试验结果 # 值的计算式为：# ! )% ’ )# ) )* ’ )+。若 采用 # 0 9 交叉设计，即 7% 组试验个体在 9 个时期按 8% ’ 8# ’ 8% ’ 8# ’ 8% 顺序实施处理；7# 组试验个体在 9 个时期按 8# ’ 8% ’ 8# ’ 8% ’ 8# 顺序实施处理，其试验结果 # 值的计算式为：# ! #)% ’ *)# ) #)* ’ *)+ ) #)9。计算出 #% * ，## * 后，仍采用本文提出的 " 检验法进行差异显著性检验。 参考文献： ［%］［日］吉田 实6 畜牧试验统计［:］6 关彦华，王 平译6 北京：农业出版社，%$;+ 6 ［#］ 贵州农学院6 生物统计附试验设计（第二版）［:］6 北京：农业出版社，%$$& 6 ［*］ 俞渭江，郭卓元6 畜牧试验统计［:］6 贵阳：贵州科技出版社，%$$9 6 ［+］ 明道绪6 生物统计［:］6 北京：中国农业科技出版社，%$$; 6 !"# $#%"&’ &( !)%#*% &( +,-#./0#1%23 4#*53% &( 6.&**)&7#. 8#/91 :/%" !:& !.#2%0#1%* !"#$ %&’()*，+", -’./(0 1&. （<=5>?>2>@ AB CA34>?A=4D E@F4GAG2@，H?3I24= 8GJ?32D>2J4D K=?L@J5?>M，N44= (#9"%+，H?3I24=，OI?=4） ;<*%.2=%：PI@ "Q>@5> R@>IAF AB @ST@J?R@=>4D J@52D> AB 3JA55QAL@J F@5?G=5 U?>I >UA >J@4>R@=>5 4=F >UA 5>4G@5 4=F >UA >J@4>R@=>5 4=F >IJ@@ 5>4G@5 ?5 TJ@5@=>@F6 OART4J@F U?>I >I@ R@>IAF AB D2345’8=4DM5?5 AB L4J?4=3@，>I@ "Q >@5> R@>IAF ?5 AB @V24D L4D2@ 4=F U?RTD@J6 <> ?5 TA?=>@F A2> >I4> >I@ ?=F?L?F24D =2RW@J AB >UA GJA2T5 ?5 =A> >I@ 54R@ UI@= @ST@J?R@=> ?=F?L?F24D5 U@J@ F?L?F@F ?=>A >UA GJA2T56 O432D4>?A= BAJR2D4 AB FQL4D23@ AB 3JA55QAL@J F@Q 5?G=5 AB >UA >J@4>R@=>5 4=F BA2J 5>4G@5 4=F >UA >J@4>R@=>5 4=F B?L@ 5>4G@5 4J@ TJAL?F@F，4=F F?BB@J@=3?4D 5?G=?B?Q 34=3@ I45 W@@= >@5>@F WM 25?=G >I@ "Q>@5> R@>IAF TJ@5@=>@F ?= >I?5 T4T@J6 >#? :&.’*：OXYHHQYCZX [ZH<\]；8]81NH<H Y^ XZHK1P；" QPZHP 6 （本文审稿杨克诚） %$( 四川农业大学学报 第 %$ 卷 万方数据