Метод проведения полевого опыта

Х2 ср = 905/4 = 226,25

S2 = ∑(Х – Хср)2 /n-1 = 6396,75/3 = 2132,25

S = √ S2 = 46,17

V = S/ Хср2 * 100 = 46,17/226,25*100 = 20,41%

S Хср2 = √ S2/n = √2132,25/4 = 23,09

S Хср % = S Хср/ Хср2 * 100% = 23,09/226,25*100 = 10,20 %

Х2 ср ±t05 S Хср2 = 258±3,18*23,09 = 226,25±73,43(152,82 - 299,67)

Х2 ср ±t01 S Хср2 =258 ±5,84*23,09 = 226,25±97,70 (

128,55 – 323,95)

Итак, средняя изучаемой совокупности с 95%-ным уровнем вероятности находится в интервале 152,82 - 299,67и с 99%-ным уровнем - в интервале 128,55 – 323,95. вероятность ошибочного заключения в первом случае составляет 5%, а во втором – 1%. Абсолютная ошибка средней S Хср равна 23,09 и относительная ошибка равна 10,20 %. Коэффициент вариации в данном случае V=20,41% характеризует в данном примере ошибку параллельных анализов.

Далее необходимо определить, существенно ли различаются эти выборочные средние при 0,95-95% уровне вероятности или 0,05-5% уровне значимости, т.е. проверить нулевую гипотезу

Н0: µ1 - µ2 = d = 0.

Х1 ср ±t01 S Хср1 =233 ±5,84*21.76 = 233±127.08 (105.92 – 360.08)

Х2 ср ±t01 S Хср =226,25 ±5,84*23,09 = 226,25±97,70 (128,55 – 323,95)

Доверительные интервалы для генеральных средних перекрывают друг друга, и, следовательно, разность между выборочными средними d = Х1 ср - Х2 ср = 233-226,25 = 6.75 нельзя переносить на генеральные средние µ1 и µ2, так как генеральная разность между ними D = µ1 - µ2 может быть равна и нулю и даже отрицательной величине, когда µ2 >µ1. Поэтому гипотеза Н0 : d = 0 не отвергается.

Нулевую гипотезу об отсутствии существенных различий между выборочными средними можно проверить и другим способом интервальной оценки генеральных параметров совокупности. По формуле

Sd = √( S Хср12 + S Хср22 )

можно определить ошибку разности средних, а затем рассчитать доверительные интервалы для генеральной разности средних D. Если доверительные интервалы перекрывают нулевое значение и включают область отрицательных величин, то Н0:d = 0 не отвергается, а если лежат в области положительных величин, то Н0 отвергается и разность признается существенной.

Имеем:

d = Х1 ср - Х2 ср = 233-226,25 = 6.75

Sd = √( S Хср12 + S Хср22 ) = √(21.762+ 23,092) = 31.73

При n1 + n2 – 2 = 4+4-2 = 6 степенях свободы t05 = 2.45 и t01 = 3,71

Найдем доверительные интервалы для генеральной разности:

95% - d± t05sd = 6.75±2.45*31.73 = 6.75±77.74 (-70.99 – 84.49)

99% - d± t05sd = 6.75±3,71*31.73 = 6.75±117.72 (-110.97 – 124.47)

Нулевая гипотеза Н0:d = 0 не отвергается, так как доверительные интервалы включают нуль и область отрицательных величин, т.е. разность меньше предельной случайной ошибки разности (d<tsd ).

Далее оценим существенность разности выборочных средних по t‑критерию.

Фактическое значение критерия существенности находим по соотношению:

t = (х1ср - х2ср )/ √( S Хср12 + S Хср22 ) = (233-226,25)/31.73 = 0.21

Сопоставляя фактическое значение t с теоретическим, приходим к выводу, что tфакт < t05 и 2.45 и tфакт < t01 . Следовательно, разность несущественна.

Оценим существенность разности по критерию F.

F = s12 / s22

s12 = 21.762 = 473.49

s22 = 23,092 = 533.15

F05 = 6.39

F01 = 15.98

F = s12 / s22 = 473.49/533,15 = 0, 88

Получаем:

Fф < F05 и Fф < F01

Следовательно, нулевая гипотеза не отвергается, между всеми выборочными средними нет существенных различий.

Задача 3

Обработать методом дисперсионного анализа урожайность однофакторного полевого опыта с однолетней культурой, проведенного методом рендомизированных повторений.

При выполнении данного задания воспользоваться методикой (1, с.232-233). Итоговые таблицы оформить по типу табл. 62 (1, с. 243). Варианты оценить с учетом дисперсионного анализа. Установить лучший вариант по урожайности.

Предусмотрено подвергнуть дисперсионному анализу урожайность двух полевых опытов, из них один с картофелем (табл. 5), второй – с ячменем (табл.6).

Решение:

Таблица 5

Урожайность картофеля, 10-1 т с 1 га

Для вычисления сумм квадратов исходные даты преобразовываем по соотношению Х1 = Х-А, приняв за исходное А число 250, близкое к Хср. Преобразованные даты записываем в табл. Правильность расчетов проверяем по равенству ∑Р = ∑V = ∑Хср 0

Таблица 6

Таблица преобразованных дат

 Скачать реферат