d rabc/c rabc =80.16 3×2×2 3×2×2×3 3×2×2 3×2×2×3 (3)方差分析和F测验:在此三个试验因素皆取固定模型,所以各项均方都可与误差 项均方相比而得出F值于表927。F测验表明,在该试验中显著的项目只有主效A(品种)、 B(播期)和一级互作A×B(品种×播期)、A×C(品种×密度),其余皆不显著。由于F 值的大小表示着效应或互作变异的大小,故在上述显著的效应和互作中,其对产量作用的大 小次序为A>A×C>B>AXB (4)效应和互作的显著性测验:本例以亩产量为单位进行测验。 ①品种效应:表9.261)的每个TA是bc=3×2×3=18个小区的产量,故 c=6667 18×2221.67 A品种亩产量=174×167=2906(kg) 因此 A2品种亩产量=78×167=130.3(kg) 相差 3(kg) 为测验差数1603kg亩的显著性,在此有H4-以4=0对H44-H4≠0。显著 水平取α=005。算得亩产量的标准误 58 539×295=159(kg) 所以应接受H4,即A1品种的产量显著高于A2a 实际上,当因素或互作的-=1时,t测验、q测验、SR测验的假设和结果都完全相同, 而且也和F测验的假设和结果完全相同。所以,以后遇到这种情况,都可以根据F测验结果 直接作出判断,而不需再作测验 ②播期效应:表9.26(1)的每个TB值是mc=3×2×3=18个小区的产量,故c167。因此 B谷雨播亩产量=141×1.67=2354(k B2立夏播亩产量=111×167=1854(kg) 相 差 由表9.27的F测验已知,此500kg亦为显著,故播期应选用谷雨播。 ③品种×播期的互作:表926(1)在B1下d4-42=61,在B2下d4-42=35,其差异即 为互作值10 1.50 3 2 2 3 30 3 2 2 13 7 10 80.16 3 2 2 3 96 3 2 2 51 37 8 ( ) / 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 1 2 1 2 =    −   + + = =    −   + + =  −  = − − BC A A A A AC SS rabc d rabc c d SS （3）方差分析和 F 测验：在此三个试验因素皆取固定模型，所以各项均方都可与误差 项均方相比而得出 F 值于表 9.27。F 测验表明，在该试验中显著的项目只有主效A（品种）、 B（播期）和一级互作 A×B（品种×播期）、A×C（品种×密度），其余皆不显著。由于 F 值的大小表示着效应或互作变异的大小，故在上述显著的效应和互作中，其对产量作用的大 小次序为 A>A×C>B>A×B。 （4）效应和互作的显著性测验：本例以亩产量为单位进行测验。 ①品种效应：表 9.26(1)的每个 TA 是 rbc=3×2×3=18 个小区的产量，故 174 1.67 290.6( ) 1.67 18 22.2 666.7 1 A kg cf =  = =  = 品种亩产量 因此 160.3(kg) 78 167 130.3(kg) 2 相差 A 品种亩产量 =  = 为测验差数 160.3kg/亩的显著性，在此有 : 0 0 1 2 H  A −  A = 对 : 0 1 2 HA  A −  A  。显著 水平取  = 0.05 。算得亩产量的标准误 5.39 2.95 15.9(kg) 18 0.58 1.67 5.39(kg) 0.05,22 =  = =   = LSR SE 所以应接受 HA，即 A1 品种的产量显著高于 A2。 实际上，当因素或互作的 v=1 时，t 测验、q 测验、SSR 测验的假设和结果都完全相同， 而且也和 F 测验的假设和结果完全相同。所以，以后遇到这种情况，都可以根据 F 测验结果 直接作出判断，而不需再作测验。 ②播期效应：表 9.26(1)的每个TB 值是 rac=3×2×3=18 个小区的产量，故 cf=1.67。因此 有 50.0(kg) 111 1.67 185.4(kg) 141 1.67 235.4(kg) 2 1 相 差 立夏播亩产量 谷雨播亩产量 =  = =  = B B 由表 9.27 的 F 测验已知，此 50.0kg 亦为显著，故播期应选用谷雨播。 ③品种×播期的互作：表 9.26（1）在B1 下 61 1 2 d A −A = ，在 B2下 35 1 2 d A −A = ，其差异即 为互作值