SSr=602+652+…+652-C=11462 2432+2632+…+2502 C=65.87 SS.=11462-6587-545=43.30 表94表9.3资料的方差分析 (3)F测验:将上述结果录于表94,并算得各MS值。对温度间有无不同效应作F测验 有 1.82 F 对处理间有无不同效应F测验有H:k2=0,得 2.89 推断:温度间无显著差异,不同生长素处理有显著差异。 (4)处理间比较:此例有预先指定的对照,故用DLSD法。求得 2×289 .r? 1.201(节间) 当p=5,v=15时,Do0s=2.90,Do1=3.70,故 DLSD0s=1.201×290=348(节间) DLSDo01=1.201×3.70=444(节间 以DLSD测验各生长素处理与对照的差异显著性于表9.5。 (5)试验结论:由于温度间F测验差异不显著,所以说明不同温度对豌豆见第一朵花时的 总节间数变化影响不大;生长素处理F测验差异显著,其中赤霉素处理的豌豆总节间数最多, 并与对照差异达极显著,其余处理皆与对照无显著差异。 2.线性模型与期望均方 表9.1中任一观察值的线性模型为 μ+t+β,+ (9.1) 上式的μ为总体平均:t和B,分别为因素A和B的效应,可以是固定模型或随机模型 En为随机误差,它彼此独立,并来自正态总体M(Qa2)。上式说明表91类型资料的总变异 (xn-)可分解为A因素处理间效应τ、B因素处理间效应阝,和试验误差Ey三个部分 表9.1类型资料的各变异来源的期望均方见表922 114.62 65.87 5.45 43.30 5.45 6 375 382 377 375 65.87 4 243 263 250 60 65 65 114.62 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 = − − = − = + + + = − = + + + = = + + + − = e B A T SS SS C SS C SS C   表 9.4 表 9.3 资料的方差分析 (3) F 测验：将上述结果录于表 9.4，并算得各 MS 值。对温度间有无不同效应作 F 测验 有 H0： 0 2  = ，得 1 2.89 1.82 F =  对处理间有无不同效应 F 测验有 H0： 0 2 k = ，得 52 0.05 4. 2.89 13.17 F = =  F 推断：温度间无显著差异，不同生长素处理有显著差异。 (4)处理间比较：此例有预先指定的对照，故用 DLSD 法。求得 1.201( ) 4 2 2.89 1 2 = 节间  sx −x = 当 p=5，ve=15 时，Dt0.05=2.90，Dt0.01=3.70，故 DLSD0.05=1.201×2.90=3.48 (节间) DLSD0.01=1.201×3.70=4.44 (节间) 以 DLSD 测验各生长素处理与对照的差异显著性于表 9.5。 (5)试验结论：由于温度间 F 测验差异不显著，所以说明不同温度对豌豆见第一朵花时的 总节间数变化影响不大；生长素处理 F 测验差异显著，其中赤霉素处理的豌豆总节间数最多， 并与对照差异达极显著，其余处理皆与对照无显著差异。 ２．线性模型与期望均方 表 9.1 中任一观察值的线性模型为 ij i j ij x =  +  +  +  (9.1) 上式的  为总体平均； i  和  j 分别为因素 A 和B 的效应，可以是固定模型或随机模型； ij  为随机误差，它彼此独立，并来自正态总体 N(0, 2  )。上式说明表 9.1 类型资料的总变异 ( xij −  )可分解为 A 因素处理间效应 i  、B 因素处理间效应  j 和试验误差 ij  三个部分。 表 9.1 类型资料的各变异来源的期望均方见表 9.2