PLSD=ta Si-i (7.16) S=-.与S=二者之间的区别仅在于前者的 Sax 1+1)式中的合并均方S2是 由两个样本计算而来的,即s2s5+82;而后者的sx 式中的合并均方s2 是由k个样本计算而来的,即s2=s1+2+…+s,)。 V1+V2+…+vk 在例71中误差自由度v=12,查t临界值表(附表5)b01=2179和0,2=3012, 2×9.83 4=222(cm) 进而得 PLSDoos=tos·sxx.=2.179×222=48cm) PLSD0=t·sx.=3.012×2.22=68cm) 用任两个平均数的差数绝对值|x1-x,|与PLSD0s和 PLSDoon进行比较,如果 1x-x1|≥ PLSDoos而小于PLSD,说明两个样本平均数之间差异显著,则在差数的右 上角打一个“*”号;如果丨x,-x;丨≥ PLSDoO1,说明两个样本平均数之间差异极显著 则在差数的右上角打两个“*”号:如果|x-x|< CPLSDo06,说明两个样本平均数差异 不显著,则不标记。例7.1的4种药剂处理水稻苗高试验的多重比较结果列于表74。 表7.44种药剂处理水稻苗高的多重比较(列梯形表法) 水稻苗高(cm) 处理 18 x2-19 x.-23 D 5 A 19 从表74可得出结论:使用4种药剂后,水稻苗高由高至低依次为D、B、A、C,其中, D显著高于C,其他药剂间水稻苗高差异未达显著水平。 77 PLSDα i j a x x t s − =  （7.16） 1 2 x x s − 与 i j x x s − 二者之间的区别仅在于前者的 ) 1 1 ( 1 2 2 1 2 n n s s x −x = e + 式中的合并均方 2 e s 是 由两个样本计算而来的，即 1 2 2 1 2 v v ss ss se + + = ；而后者的 n s s e x x i j 2 2 − = 式中的合并均方 se 2 是由 k 个样本计算而来的，即 k k e v v v ss ss ss s + + + + + + =   1 2 2 1 2 ( ) 。 在例 7.1 中误差自由度 ve = 12 ，查 tα临界值表（附表5）t0.05,12=2.179 和 t0.01,12=3.012， 则 2.22 4 2 2 2 9.83 =  − = = n s s e x x i j （cm） 进而得 PLSD0.05= t0.05• − = 2.1792.22 = 4.8 i j x x s (cm) PLSD0.01= t0.01• − = 3.0122.22 = 6.8 i j x x s (cm) 用任两个平均数的差数绝对值∣ i j x − x ∣与 PLSD0.05 和PLSD0.01 进行比较 ，如果 ∣ i j x − x ∣≥PLSD0.05而小于 PLSD0.01，说明两个样本平均数之间差异显著，则在差数的右 上角打一个“*”号；如果∣ i j x − x ∣≥PLSD0.01，说明两个样本平均数之间差异极显著， 则在差数的右上角打两个“*”号；如果∣ i j x − x ∣＜PLSD0.05，说明两个样本平均数差异 不显著，则不标记。例 7.1 的4 种药剂处理水稻苗高试验的多重比较结果列于表 7.4。 表 7.4 4 种药剂处理水稻苗高的多重比较（列梯形表法） 处理 水稻苗高(cm) （xi） 差 异 i x –18 i x -19 i x -23 D 24 6* 5 1 B 23 5 4 A 19 1 C 18 从表 7.4可得出结论：使用 4种药剂后，水稻苗高由高至低依次为 D、B、A、C，其中， D 显著高于 C，其他药剂间水稻苗高差异未达显著水平