(164)
(164)
<16
(16.5)
(166)
N
Ina-fAk >in;, sumę kwadratów można otrzyma lfcvl
l^itolamniodcMiłUMk je -kJ calknw„CJ ' . d" '■«** sumy ,
**<** sprawdzenia dokładności obliczeń, a /Jlcrn . /N* *jc to mo-
s!:v/jk bezpośrednio kłjdn,k interakcyjny lep^
W/.vy do obliczania %um kwadratów / /, > i u. t .
CłLKOWTTA
Rccuta V Gdy badany efekt jest skreyżowany / więcej m, jednym VAf losowym, wtafciwry składnik błędu mc islmcjc.
Zobaczmy jak można stosować powyższe reguły upr.w/C/ont , ^
polataj, one u*y*k»‘ <* «"« 't'l;,dmU W'd“' k"’,c I
Jjiak ,£7 Ocxvwiścic żadne efekty me s4 skrzyżowane / |uk,mk„uld ^"losowym Jako składnik błędu konsekwentnie stosowany ,cm ,o1 k wcwnutrArjil.ou \ W modelu losowym oba czynn.k, s4 los.™.- <; a^wowany / czyiuukicm C. który jeM czynn.k,cm losowy.,, w : Swym składnikiem błędu przy badaniu gtównego ciek,u w,e,.„
Podobnie czynnik C jes, skrzyżowany z dokladmc jednym csnn.k.em i.. Właściwym składnikiem błędu jest tu ponowmc fclek, mieraksę, skrzyżowany / żadnym innym czynnikiem, u za,en, w lasem >m skl,
orze badaniu tego ciek,u jest Ą. W modelu mieszanym przyjn....... ,,
Li losowy a czynnik C słaly. Czynnik R jes, skrzyżowane ,>lko , ,,,Ą
S, jest czynnikiem stałym Nie jes, on skrzyżowany z żadnym szynmkjen,^ slym W rezultacie właściwym składnikiem błędu przy badan,u R ,c, ... C,
... r ies, Skrzyżowany z dokładnie jednym czynnikiem losowym. K /<■■_ Rwanie re'g„.a nr 2 i właściwym składnikiem błędu przy badan™
„go C jest ,1 Efekt interakcyjny znowu me jes, skrzyżowany z zadnun kwm więc właściwym składnikiem błędu jest tu s*.
Red powyższe można stosować wobec większość, planów
f i.. Wvi.iki stanowią tu plan z powtarzanym, pomiarami a diłkonui^się^ieiok,innych pom.ardw w obręb.c jednego czynn.k. PU I w układ/ic kwadratu łacińskiego. Reguły te można rowmc/
oraf^ „łanów iednoczvnnikowych. mimo ze w rozdziale 15 mc dok, n^.,
wobec planów jt • . iosovvvmi W planie jednoczynmkfwyn:
nie ma znaczenia przy wyborze ;Uadmka No, X-y S eksperymentalny me jest skrzyżowany z żadnym innymH kicm.
16.9. Wzory do obliczania sum kwadratów
Do obliczania potrzebnych sum kwadratów stosujemy odpowiednie w/or> my się przy tym zapisem uproszczonym. Sumę wszystkich pomiarów u r um oznaczamy symbolem T,. sumę wszystkich pomiarów w c-tej kolumnie s>mlv*:ai J, | sumę wszystkich pomiarów w kratce odpowiadającej r-temu wierszowi i < tcj i nie symbolem Tn. a sumę wszystkich N pomiarów symbolem 7
Przy n = 1 w każdej kratce wzory do obliczania sum kwadr.ii>>w m
juce: | |
WlEKSZL |
1 R t 2 1 y . r C Ł '' /V |
rai | |
308 |
1 Ir; - 7
^, N
II' Itr! Z, •
Ml<n| ,.\ Ar», .V
* c r:
**** *“*“ * stepujące
f*l 0=1
±Jt' t‘ v |
(16.7) | |
t C -i-2 y -r nR Z*1 \ |
(16.8) | |
i=l | ||
i K 2 -lYrł - W nC^' ' |
1 c t2 y t: +1 |
(16.9) |
r*l |
c-\ | |
R C ii |
1 * c 11^ | |
X I I*k - |
(16.10) | |
r«l r=l i=l |
f=ł C»1 | |
R C n |
TJ | |
11 I*Ł |
N ‘ |
(16.11) |
r -I i=l i=l
To znowu interakcyjna sumę kwadratów można otrzymać, odejmując %umy kwadratów / wierszy, kolumn oraz wewnątrzkratkowt) sumę kwadratów t>d surm cal-lowitej. aczkolwiek lepiej jest obliczać składnik interakcyjny bezpośrednio.
Czytelnik zechce zauważyć, że analiza wariancji w przypadku klasyfikacji dwaynnikowej przy n = 1 w każdej kratce jest szczególnym przypadkiem bardziej ogólnej postaci, przy n > 1 każdej kratce Wzory dla lej ogólniejszej postaci obowiązują również przy n = I w każdej kratce.
16.10. Przykład klasyfikacji dwuczynnikowej,n > I
Tabela 16.4 przedstawia dane otrzymane w eksperymencie przeprowadzonym na I r*ierzętach. badającym wpływ dwóch zmiennych na pomiar wyników uzyskiwu-| 0)«:h przez szczury w teście labiry ntu.
309