S.S.裂區(qū)和條區(qū)試驗(yàn)的方差分析裂區(qū)試驗(yàn)的設(shè)計(jì)方法在有些多因素隨機(jī)區(qū)組試驗(yàn)設(shè)計(jì)中，由于情況特殊，我們不能在區(qū)組將所有處理完全隨機(jī)排列，這些情況導(dǎo)致了隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的一些推廣設(shè)計(jì)，如裂區(qū)設(shè)計(jì)和條區(qū)設(shè)計(jì)．裂區(qū)設(shè)計(jì)的原理是這樣，區(qū)組包含一定數(shù)目的主小區(qū)，主小區(qū)又被劃分成若干個(gè)次級(jí)小區(qū)．這樣一個(gè)因素或幾個(gè)因素的各水平首先配置給主小區(qū)，然后另外的一個(gè)因子或幾個(gè)因子配置給次級(jí)小區(qū)．【例1】牧場(chǎng)試驗(yàn)中的裂區(qū)設(shè)計(jì)。試驗(yàn)因素有兩個(gè)，一是牧草品種B：B1、B2、B3,B4、B5、B6，另一個(gè)是放牧吃草方式A：A1、人2。牧草可以在各區(qū)組隨機(jī)配置來種植，但放牧吃草方式卻需要一大片土地，因?yàn)樾×瞬粔蛐笕撼浴＿@樣我們采取下列設(shè)計(jì)方式：區(qū)組4Aa44A4-AiA4A1AiAlI&當(dāng)良當(dāng)Bi日b3以國(guó)Bib3Bi區(qū)組月1A1AAiAiAiAi4AAaA口及氏B.在國(guó)良a為鳥在試驗(yàn)設(shè)計(jì)中，把入、人2占的區(qū)稱為主小區(qū)，人稱為主區(qū)因素，把每一個(gè)主小區(qū)分為6個(gè)子區(qū)（裂區(qū)或副小區(qū)），把6個(gè)品種隨機(jī)配置進(jìn)去，因而把品種B叫子區(qū)因素或副因素。這種試驗(yàn)設(shè)計(jì)為二裂式裂區(qū)試驗(yàn)。可以看出，在隨機(jī)區(qū)組試驗(yàn)設(shè)計(jì)中，所有處理人也是在一個(gè)區(qū)組隨機(jī)配置的，而在裂區(qū)試驗(yàn)中，副因素是在主小區(qū)隨機(jī)配置的。在生物科學(xué)和農(nóng)林科學(xué)試驗(yàn)中，采用裂區(qū)試驗(yàn)設(shè)計(jì)的例子是不少的，譬如對(duì)某作物既要比較幾種施肥法，又要比較幾種灌溉法，以及這兩個(gè)因素的交互作用。各種施肥法可以在較小的副小區(qū)田上配置，但各種灌溉法需在較大的主小區(qū)上配置。又如播種期和品種試驗(yàn)，適宜的方法是把同一播期的各品種種在一起，即播種期為主因素，安排在主小區(qū)上，而品種為副因素，應(yīng)隨機(jī)安排在副小區(qū)上。如果副小區(qū)（裂區(qū)）再劃分小區(qū)，稱為再裂區(qū)，在其中安排副副因素^這種安排主因素（A）、副因素（B）和副副因素（C）的試驗(yàn)設(shè)計(jì)稱為三裂式裂區(qū)試驗(yàn)。裂區(qū)設(shè)計(jì)的主要優(yōu)點(diǎn)在于：a.田間實(shí)施比較方便；匕能利用原有的試驗(yàn)地及試驗(yàn)材料，進(jìn)行深一步的研究；c.某個(gè)因子可獲得較高的精確度。但裂區(qū)設(shè)計(jì)的還存在如下主要缺點(diǎn)：2.資料的統(tǒng)計(jì)分析比較復(fù)雜，不易掌握；匕次要因子的精確度較低。另外要注意，裂區(qū)的面積大小同一般隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)時(shí)小區(qū)面積相同，不能太小。裂區(qū)試驗(yàn)的方差分析二裂式裂區(qū)試驗(yàn)的方差分析設(shè)主因素人有3個(gè)水平，副因素8有6個(gè)水平，有「?jìng)€(gè)區(qū)組，則人也在第卜個(gè)區(qū)組的觀察值為乂川二裂式裂區(qū)試驗(yàn)的方差分析特點(diǎn)表現(xiàn)在變異來源上分主區(qū)部分和副區(qū)部分，各有各的誤差和相應(yīng)的自由度。具體見表1。表1二裂式裂區(qū)試驗(yàn)變異來源和自由度分解變導(dǎo)來源打主區(qū)部分區(qū)組.誤差匕二S-1)G—1)總變屏fir--!副區(qū)部分舄誤差站4-11)m一□d(r-13 1)總變異血一1表1反映了二裂式裂區(qū)試驗(yàn)在方差分析上與二因素完全隨機(jī)區(qū)組試驗(yàn)的區(qū)別：f=f+f=(r-1)(a-1)+a(r-1)(b-1)=(r-1(ab-1)eeeabf為二因素完全隨機(jī)區(qū)組試驗(yàn)的誤差自由度，把￡分解為f和f,是因?yàn)槊恳恢餍^(qū)e e eeTOC\o"1-5"\h\za b都包含一套副因素處理的特點(diǎn)而引起的。二裂式裂區(qū)試驗(yàn)的線性統(tǒng)計(jì)模型為：x=N+a+y+8+0+(ap)+sijk i kikj ijijki=1,2，…,a； j=1,2，…,b； k=1,2，…,r (1)其中1為主區(qū)因素入的主效應(yīng)，?為區(qū)組卜的主效應(yīng)，汰為入與區(qū)組k的交互效應(yīng)，為主區(qū)誤差；j為副區(qū)因素Bj的主效應(yīng)，( )j為入與Bj的交互效應(yīng)， 處為副區(qū)誤差。［間相互獨(dú)立且均服從N(0,o2),.［間相互獨(dú)立且均服從N(0,o2人下面ik 1 ijk 2用具體實(shí)例說明二裂式裂區(qū)試驗(yàn)的分析方法?！纠?】設(shè)有一小麥中耕次數(shù)(人)和施肥量化)試驗(yàn)，主處理為人，分入、A2、A33個(gè)水平，副處理為8,分81、B2、B3、844個(gè)水平，裂區(qū)設(shè)計(jì)，重復(fù)3次什=3),副區(qū)計(jì)產(chǎn)面積66m2,其田間排列和產(chǎn)量仆8)如下：區(qū)組I區(qū)組H區(qū)組tnBiab3Bils4昆a艮372915311313271412133214151731132529A「4Aj11-4-4?Aih,4“As―b4后瓦耳馬B&BiBeBib3a181716302831152828291628313226111012試作方差分析。將,整理成區(qū)組和處理空的雙向表2、A和B的雙向表3。

表2區(qū)組和處理雙向表主因素A副因素B-1區(qū)II組IIITij.Ti..B292832891B1373231100A2B21814174913B317161548T14k1019095286前282925821B131282988A2B21313103623B3 4 13121237T.k858276243B2k302726831B131283190A2B21514114033B316151344T4k928481257T..3kk 279256252786（T…）表3A和B的雙向表AB丁LBiBtBi瑜Ai891004948擔(dān)6Ai8Es艮■3724JAj第乳404。25725427812512A786CT..)以上兩表中，T-為區(qū)組k的和，平均值為x=-1T；T..為人3.的和，平均值為

k ??kabkijijx=tT；T..為A.的和，平均值為x=--T；T...為B,的和，平均值為x=—T；j?rij? i i i??bri?? jj ?j?ar-j?T》為入主小區(qū)和，平均值為x=1T；T…為總和，平均值為x=1-T。iki i?kbi?k ???abr…各參數(shù)的最小二乘估計(jì)為：■=而…,%=雙.一充…，丸=頁(yè)"一元…『1t=一工一一三事十質(zhì)一,自=得一一無…， （3-5-2）［〔卒）申=巷一一爵.一熹」十元…，族=工泳一元“一十工一由上述參數(shù)估計(jì)結(jié)果及計(jì)算偏差平方和的口訣可計(jì)算主副區(qū)各變因的平方和。由模型(3-5-1)及參數(shù)估計(jì)易證總變異可分解成6個(gè)變因之和：iri EJJt(3-5-3)SSr-SSSCx^-T,.>:=SS?嵋一疊=2第+3供+,,*+!#—嗡=￡355./t=a&r-1=36-1=35、①主區(qū)偏差平方和計(jì)算：取低組)=衿？"衿針=白萍?一左

一1強(qiáng)海+256=+252sJ =32.67,A=r—1=2*ssA=Hy：=]2?伍.一無，我一意=^t286!4-2432+M)—嗡=80.17,/a=4-1—2siss「SSX黑=ZX￡5*一五/一斗+工,，r-ISSTb-iEn.-isu+娶-1ZEnt-^-ssfl-ssA=占11。好+妙+…+81±)—禁一SSh—SS月=9/6,-1 1ipu=(a—】)tr—lj=4.事實(shí)上主區(qū)方差分析是單因素A的隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的方差分析。其總變異55元是區(qū)組與A處理組合AiRk的處理偏差平方和：及包二》!2卒加一工.’=v25要*一余=%+9+科，府=ar-I.②副區(qū)偏差平方和計(jì)算：SSr=..,楞=.2.住』一1…y=.二】[25必一27壽+12歲十1￡歲》一嚼一2179,6714=人一1m3，=sSS斕*=SSS5-f冷.一工K+寶…)?*JA 1 / >=jssn-^-^sn+B—55陽―SSa—SSr,器期=*-%=SSS——工J==18舉+10醴+…+44D—警=￡267,SSake=2267-80.17-2179.67=7,16*SSm=(a—1)3-1)=6,ss%=￡Z>余n2Z3(洲軸一翼c一勒.+國(guó)..)？=sss^-1ss^-yssn=SSt—SSr—SSflR4-SSa=2355-122-2267+80.17=46.17t九=地由以上計(jì)算可得到平方和及相應(yīng)自由度的分解：fSST=SSr+SSa+SS^+SS3+SS%+*%?[fr=赤+力+/s+源b+九+九?由式（3-5-4）可得到各平方和的均方，如MSa=SSA/fA等。與二因素隨機(jī)區(qū)組試驗(yàn)一樣，由A、B的固定還是隨機(jī)假設(shè)，可得到EMS。這樣就形成二裂式裂區(qū)試驗(yàn)的方差分析模式表3-5-4。表3-5-4二裂式裂醫(yī)就驗(yàn)的方差分析我式變異來裾DF固定犢SIRE射模型混合模MA固定、舊髓機(jī)啟障機(jī)、日固定r~\jt§+如f+datiKE捅+如:+直如$erg+如f+Mr1tfi+fe?+a(pi主因素百d—1M+Mf十咕尺彳O§+%+士電a金+加之+tv]+to/B+聞門tfj+fe?+rfoiCr-1)Cj-Djd+AjJoi+baj?d+如:囂四量Ei—1jj+raK^tfj+nkPB―+中一七：日+?抵￡mm曷+題*%嵋十由八%tfi+mxMB弗a(r—))(i>—1)djJl表3-5-4給出了正確進(jìn)行尸檢驗(yàn)所必需的依據(jù)。由表3-5-4可見，在隨機(jī)模型和人固定、B隨機(jī)的混合模型中，如果交互項(xiàng)顯著，則對(duì)H0：o2=0和H0：K2=0難以作AA出直接檢驗(yàn)。這時(shí)需對(duì)有關(guān)項(xiàng)的均方相加以作近似檢驗(yàn)。例如在隨機(jī)模型中，為檢驗(yàn)H0：o2=0,可先將人和6項(xiàng)相加得Ab■EMS[=2d+8而+酬13+「加1.再將AxB和ea項(xiàng)相加得SVfS2= +6前于是，由尸=乂“乂52可檢驗(yàn)H0o20:。其自由度估計(jì)為：_MSf _ A451"還14因’力=—?咚/af& /ayrf%小麥中耕次數(shù)(人)和施肥量化)的試驗(yàn)屬固定模型，其方差分析結(jié)果見表3-5-5。*3-5-5小麥覲區(qū)試驗(yàn)的方段分析變弁來源dfSSMSF民的礴232.676M714”6.94生區(qū)部分A2SO,1740.0917.51"%94稅149.id丸29息變異8122832179.￡7T￡6l56瞅?W5,05C居,。口）裂區(qū)部分AXB7.164k171.15<1eAZ.mb息變異35Z355表3-5-5中，62是主區(qū)誤差，eb為副區(qū)誤差。當(dāng)選用固定模型時(shí)，62可用以檢驗(yàn)區(qū)組間和主處理(人)水平間均方的顯著性；eb可用以檢驗(yàn)副處理前)水平間和AxB均方的顯著性。由表3-5-5得到：區(qū)組間、人因素水平間有顯著差異，8因素水平間有極顯著差異，但AxB互作不存在。由此說明：⑴本試驗(yàn)的區(qū)組在控制土壤肥力上有顯著效果，從而顯著地減小了誤差；(2)不同的中耕次數(shù)間有顯著差異；(3)不同的施肥量間有極顯著差異；(4)中耕的效應(yīng)不因施肥量多少而異，施肥量的效應(yīng)也不因中耕次數(shù)多少而異。下面進(jìn)行多重比較：①中耕次數(shù)間的多重比較用55區(qū)法，f=4,eaMS%=2.28,5^=J^=J^|I=o.4359,TOC\o"1-5"\h\zLSRd.o5(2,4)〔2,4) =0.4359X3,93= 1. 713 1,LSRdQ5(3,4)=Se4s￡R.o<3,4) =0.4359X4.01= 1. 748 0,LSRui(2,4)=&a5SR業(yè)飆［2.4) =0.4359X6-51= 2. S4,LSR」m⑶4)=S躺SSRqm(即4) =0.4859X6.08= 2.

比較結(jié)果：比較結(jié)果：A Ai A3 4均值 23.B3 21.42 20.255% w —z ②施肥量間的多重比較用SSR法,九=18,MS%=2.66,5.=^^=(].5437,

LSJ?d.Q5(2,18)=&bSSRsq5(2,18)=0,5437X2,97=L6148,

LSR亂鼠%⑹=8mslSR也鼠2,⑻=0.5437X4.07=2.2129,LSi?fl0^3,18) 由鼠3,1g)=0.5437X3.12=1*6963,LS&s⑶⑻=SebSSRo?⑶⑻=0.5437X4,27=2.3216,LSR也證(4J8)=5fBsS氏口弗(4?18)=0.543了X3.21=1.7453,LS&/4J8)=5理SS&/4J8)=0.5437X4.38=2.3814.比較結(jié)果：E,均值E,均值5%1%領(lǐng)8928.2214.3313,as③處理均值間的比較由于AxB不顯著，說明A與B的作用是相互獨(dú)立的，所以不需再作比較。如果AxB顯著，則需對(duì)處理均值進(jìn)行多重比較。由裂區(qū)試驗(yàn)的特點(diǎn)，對(duì)處理均值進(jìn)行多重比較時(shí)，分兩種情況：固定Ai對(duì)不同BjTOC\o"1-5"\h\zMST 卜作多重比較時(shí),,尸I??；固定Bj對(duì)不同的Ai進(jìn)行多重比較時(shí)，：(b-1)MS+MS\o"CurrentDocument"\ = e e _I1 bb a。eab卜 br重比較結(jié)果說明，中耕次數(shù)入極顯著地優(yōu)于A2，顯著地優(yōu)于人2、A3；施肥量B2極顯著地優(yōu)于81,B1極顯著地優(yōu)于83、B4o由于AxB不顯著，故最優(yōu)處理必為A1B2。2.2三裂灰裂區(qū)試驗(yàn)的方差分析三裂灰裂區(qū)試驗(yàn)為三因素試驗(yàn)，考察的因素有A、B、C三個(gè)分別具有3、b、c個(gè)水平。人為主區(qū)因素，8為裂區(qū)因素，C為再裂區(qū)因素。試驗(yàn)按區(qū)組重復(fù)r次。每一區(qū)組分a個(gè)主小區(qū)，隨機(jī)安排A1、A2、…、Aa；每一主小區(qū)分b個(gè)裂區(qū)，隨機(jī)安排B1、B2、…、Bb；每一裂區(qū)分c個(gè)再裂區(qū)，隨機(jī)安排C1、C2、…、C/處理AiBjCk共有abc個(gè)。處理AiBjCk在區(qū)組1中觀察值為乂閑，共有觀察值3比「?jìng)€(gè)。方差分析的模型為：的洞=m+5+無+（EL施十四+Q田日+（目-Q9）力+（目&）柒+Qp3）址+C段）澗=1j=心k= S=1,2,…■北□-5-5）其中，i+l+（%為主區(qū)效應(yīng)分析部分，i為々的主效應(yīng)，［為區(qū)組1的主效應(yīng)，（）..為主區(qū)的隨機(jī)誤差，服從N（0Q2），實(shí)際上（工為人和區(qū)組l的交互效應(yīng)；1ij 1 1ijij+（ ）ij+（2）以為裂區(qū)分析部分，j為Bj的主效應(yīng)，（ ）j為Ai與Bj的交互效應(yīng)，（）［為裂區(qū)的誤差，服從N（0,o2），實(shí)際上為主區(qū)的B.與區(qū)組l的交互作用；?+2ijl 2 j k（）ik+（）jk+（ ）ijk+（J。-為再裂區(qū)分析部分，卜為1的主效應(yīng)，（）ik是飛與G的交互效應(yīng)，（九是Bj與Ck的交互效應(yīng)，（ ）冰是4、Bj和Ck間的交互效應(yīng)，（3）四是再裂區(qū)的隨機(jī)誤差，亦是AiBj的C~=組l的交互效應(yīng)，它服從N（0,02）。3參數(shù)估計(jì)、平方和計(jì)算和試驗(yàn)因素的抽樣值定隨例題再說。三裂式裂區(qū)試驗(yàn)的方差分析模式見表3-5-6。表中未列混合模型，可參照三因素隨機(jī)區(qū)組試驗(yàn)￡乂5寫出。s.S.S.*3-S-?三裂式兼國(guó)斌唾的方差分析模式受異來源dfS3MS期望均方(EMS)固定模型隨機(jī)蜃型區(qū)組間主過因素/L誤差、r-1a-1s—1)(r—1)SSgSSAS%MSxg吟就+渴十取鬲十&ftcK^或十城+加舒4g雁■'T"遍+&J?捕十。藤十僅哥一電最捕十成十加肝十加熄￡!女士門或mh+如聶心+加忌廉+工田+&1目裹區(qū)因索口建差引6—1?Q—M)3—1)超U—1)(r-1)SSbSSaxe風(fēng)MSqbJW3也產(chǎn)+(!城+4匚承3捕+謁+?■!<&XEdl+f點(diǎn)就+蠅+產(chǎn)舄eBk47+《由Amb-p尊方品耳匚4~&心t1各扁+力捅 心+。?^乂出病十4小裂區(qū)因素心AXCBXCAXBXC津差蛻C—1Q一】)(<t—1)(4—1)(c—1)(?—i)@—])(c-1)處小11)0—1)sstSSaxcSSfixcS54XBXD■MSCMSji*工MSbhc.WSaxbcxc篇+心祝勒+中癬為匕flS+rJC^xflKC總+r^xBxc+finiAKC+口臉乂葉岫嚼島十逐區(qū)"仁十加成X心藹+^xb>：c4"心嗝吊。iff+rfli>K：-：C晶思變異白癡1~ISSt關(guān)于表3-5-6有如下幾點(diǎn)說明：1．MS可通過MS檢驗(yàn)，MS可通過MS來檢驗(yàn)，如果都不顯著，則試驗(yàn)變?yōu)槿蛩仉S機(jī)區(qū)組試驗(yàn)分析，這時(shí)SS=e1．MS可通過MS檢驗(yàn)，MS可通過MS來檢驗(yàn)，如果都不顯著，則試驗(yàn)變?yōu)槿蛩仉S機(jī)區(qū)組試驗(yàn)分析，這時(shí)SS=eMS+MS+MS，fe=f+eee eabc af+f=eebc(abc-1)(r-1)。2.如果MS、MS經(jīng)檢驗(yàn)都顯著,ee

ba必須嚴(yán)格按表3-5-6分析。如果是固定模型，在多重比較時(shí)有關(guān)的均數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差為：A水平均數(shù)間JSea=B水平均數(shù)間；5田=/^，C水平均數(shù)間t3借，同4的間：品4g￡於=同A同Ej內(nèi)的Ct間；的知【例3】一位藥物研究員研究一種特定類型的抗生素膠囊的吸收時(shí)間。主區(qū)因素是入、A2、人3三位實(shí)驗(yàn)師，裂區(qū)因素是81、82和B3三種劑量，再裂區(qū)因素是5C2、C/oC4四種膠囊糖衣厚度。研究員決定做兩次重復(fù)，并且每天只能做一次重復(fù)。因而天是區(qū)組．進(jìn)行實(shí)驗(yàn)時(shí)，給每一位實(shí)驗(yàn)師分配一個(gè)單元抗生素，由他來實(shí)施三種劑量和四種糖衣厚度的試驗(yàn)。所得數(shù)據(jù)如表3-5-7所示。*3-5-7例37-3瓢區(qū)試驗(yàn)垓搪醫(yī)CAi心A?T稅-Bl 鳥 3Bi Ba B3耳 & 島1心GUa35 71 10fl1&4 BE 1L5101 S5 117108 概 11696 70 10B99 州 100隴 B3 10597 85 10995 70 L00102 31 106105 M 113107 87 11534球2QCiGa95 78 HQ106 84 IOS103 S6 115109 84 no13} 72 104101 79 10299 SO 100112 86 10992 69 101100 76 101101 加 109108 總6 1133鋤T.r-azl 655 SOI799 都9 8458iQ 633 861T；￡37?2細(xì)I 23M泉股4S13-5-8區(qū)盥與a的雙向表n,i區(qū)位1區(qū)姐2T,.Ai11371版3377Az1111115222B3小1隔11392颯丁…」348334B16?64襄3B9兒B雙向衰AtBi陶7典E10S430 —當(dāng)6556的鍬1如丘901S45S612507T...am2E8iZ304$964表3-5-的區(qū)蛆與人為雙向賽工」At4AjT?j坨國(guó)耳場(chǎng)瑪4B,生島?1例323領(lǐng)娓？3SS422409322'334852413332445412J17盤40131112?3U1T%.821?55而7996S9B45S10航38616救

*3-5-11A,C雙向表7U.C] q c3丁「Ai5576QG方萌61223T7Ae5505酩5705驪￡煙①5275的59261623W工」I634】7341770］翊6964霆3-5-17隊(duì)C雙向賽工#GaaGT,.Bi573eo454124知Rt4褊通4姐S131927Bs631S36e&86722fl07t..l16341734J7701SE6聚37T3AJj與Q雙向霆XAl%4工不ft耳段fir隹 島Bi氏B*GL130143196143Z1213713520]]634CiSID16622430Q163203EDE15?21&1734c3蛆1712331941S3213即日164,2S21770G2171即32530917121S21517322aIfi26u.$216&&901T996398458106即能16964平方和計(jì)算：Y…uberY…uber72=673573,56,至T=3Z￡￡追式一C=95&+7V+…+113?-C=12432.44.IjAfSSA=a?T"一。=點(diǎn)（2377工十22832+2304工）-C=2。2.86,SSR=*2TL一°=表（34832+3481D—C=0.051L八、區(qū)組組合SSar=房與?丁3—。=/”18丁+119爐+?*?+1139s)-C=24a.T7,SS?.=SSaxb=SSar-SSA—SSjt=46,86,SSB=22丁"-C=^(24302+192724-26072)-C-10371.36.A、B組合55m=X丁表，—。=+7993+**■+861*)—C—10S4L94,SSxxb=SS^—SSA-SSB=6，7工A、B、區(qū)組組合SSabk=EEWjTQ—Ch-^-(4OS?+323a+…4-427!)—C=10780.94,SS4=SSabr—SSxb—SSff—SS,=—92,091(由于幾十八二一13器、+SS%=S3皿QSSC=31>晨一C=上門S342+17342+177O2+18S62)—C=1086.除4、C組合SS寓=SS-C=-y(5572+600!十,?,+616,)-C=1442-44fSS^xc=他一SSx—SSc=152.70.B、C組合SSflC=2￡￡t%一。=4(5/+612+-+67冷一心=11943,7SShkc=SSBC—SSa—SSC=185.53.處理A為右￡的麗孤-C=1(190*十14第十…十9蕾)-C=12148.44,科樂心—SSabc—SSa—SSb—SS<?—SSakb—SSa^c—SS^r—81.33.SS斗=SSr—SSa—SSr—tSS%—SSn—SS鉆片—SS^—SSc~SSaj^c~SSs^c~SSaxb^c=SSr—SSabc—SSa—SS,—SS%—145*00.用固定模型分析，得方差分析表3-5-14。

表3-ST4抗生豪膠?再裂區(qū)偵嗡的方差分析變異來譚dfSSMSF居區(qū)組10.0511D.0511<1主區(qū)員.g(2,2)=19.00A2我￡￡6KH.招4.33部分Fa叫<2,6)-5.147%246.862工心L53凰反B21037),31&5,6?337㈤…rani<3,9=10.92gJ.ZiuAXB467.7216.9SL103Fckas(%8)=久53HRTT由69、0915.35備85s.Fga(6,27)=乙強(qiáng)C31086,E8362.29fi7.A661"AXC&152.7025.454.739M*ftvoiC3137)=4.80骨■我回浜*BXC61&5,5330.925,756""口] 27) E6Hr,^rAXUXC13WL39&70L263%5[12,27?=￡,13小27]45.00237急變異7112432.44方差分析表明：在抗生素膠囊再裂區(qū)試驗(yàn)中，實(shí)驗(yàn)師間和做試驗(yàn)的日子間均無顯著差異。然而，在劑量和糖衣厚度上是極為顯著的，且實(shí)驗(yàn)師與糖衣厚度、劑量與糖衣厚度的交互作用是極為顯著的，因而必須進(jìn)行多重比較，再作進(jìn)一步的結(jié)論。我們僅作裂區(qū)上的多重比較，即進(jìn)行同Ai下的BjCk間的比較。ms ,1535用出法，ms ,1535用出法，"(BQ)F飛,:1.59,LsRa=SSSR的值EAi(BjCk) a如表3-5-15所示。*1-5-15同由下的孫G比較的解小和XR.值P2345678 9 101112SS&GGS.46丸592653-683.693.703.70工？口3.703.703.70LSRacc5.據(jù)E5一7245.8385.碗大9筏5.aB15-mj.9185⑼片5.9ia5M1ESS&.詛5.255.445.555*SL5.鄒5,俄&.695.70S.705.?05.70LSRo.ol區(qū)397艮70]e，877&肝3g?蚓9.0859,117S.1179.1175.117&.117比較結(jié)果為：(1)固定入B4eq&0B也一&a-&0殳GHiCi均值116.511311210910B.510510295S5.53-(,55374,55%(2)固定人21Ha.Cfl&G國(guó)凸&G均值,1G91M.51豌104.S101100!BS5785.5班.5S1.51715用 - __1男- ?———（3）固定?B,CtBq場(chǎng)6叢GfiiCi為CBiCtBiQ均值114111107.5105103101100.5略582抽5弱.55%―——— 1%3條區(qū)試驗(yàn)的設(shè)計(jì)與分析在多因素隨機(jī)區(qū)組試驗(yàn)中，由于實(shí)際上的需要，可以變?yōu)榱褏^(qū)試驗(yàn)（裂區(qū)、再裂區(qū)等，亦可以根據(jù)需要衍生為條區(qū)試驗(yàn)。如兩因素A與B的隨機(jī)區(qū)組試驗(yàn)，A需要較大的小區(qū)面積，而8可以在區(qū)組隨機(jī)配置，這時(shí)可采用裂區(qū)設(shè)計(jì)。如果人與8都希望有較大的面積，方便于實(shí)施，這時(shí)可先把區(qū)組按縱向劃分為3個(gè)條形小區(qū)，隨機(jī)安排入、A2、…、人丁然后再把區(qū)組按橫向區(qū)分為6個(gè)條形小區(qū)，隨機(jī)安排B1、B2、…、Bb，這種設(shè)計(jì)方式叫隨機(jī)區(qū)組式的條區(qū)設(shè)計(jì)。條區(qū)設(shè)計(jì)亦是從裂區(qū)設(shè)計(jì)演變而來，即A與B互為主、副因素，因?yàn)槿氲目v小條形區(qū)隨機(jī)排列了B1、B2、…、Bb，Bj的橫小條形區(qū)，隨機(jī)安排了入、A2、…、Aa。下面用例題說明其分析特點(diǎn)?！纠?-5-4】設(shè)一水稻移栽期和施用綠肥的兩因素試驗(yàn)，移栽期（人）有三個(gè)水平：A1=7月16日，A2=8月16日，A3=9月16日；施用綠肥化）有三個(gè)水平：B1=黃花苜蓿，B2=苕子，B3=不施綠肥。由于移栽期和施用綠肥都希望各自連成一片，故采用條區(qū)設(shè)計(jì)。A、B均為隨機(jī)區(qū)組式排列，六個(gè)重復(fù)的田間排列與試驗(yàn)產(chǎn)量（kg/40m2）結(jié)果列于表3-5-16中。

從數(shù)據(jù)看，條區(qū)設(shè)計(jì)試驗(yàn)和二因素隨機(jī)區(qū)組試驗(yàn)一樣都有3玩?zhèn)€觀察值，然而由于二者設(shè)計(jì)思想不一樣，模型不一樣，因而在變因效應(yīng)上有所區(qū)別，方差分析的方法也就有了區(qū)別。為此將二者的區(qū)別列于表3-5-17中。西國(guó)京鉆區(qū)燃計(jì)與網(wǎng)機(jī)區(qū)用段計(jì)分析的差別商因素施機(jī)區(qū)短試驟網(wǎng)因割隨機(jī)區(qū)取式條區(qū)設(shè)許茜瀚變異來源DF變異來源取區(qū)粗r—1區(qū)組r—1A疝一1Aa—LB占一1%1AM區(qū))(a—O—1)B￡—1A^B加-1)(b-V曲tBXK^<b-l>LT)AXB(a-1)(6?1)f(ifeXK>(r-1)(afi-1)%C4XHX區(qū)){?—1)(&-1)(r—1)總變異atr—1 怠變鼻 abr—1由表3-5-17可看出以下幾點(diǎn)；從誤差上看，由于隨機(jī)區(qū)組與條區(qū)設(shè)計(jì)間有f=f+f+feeee

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