tatistic and experimental designFor

tatistic and experimental design

For both two experiments, treatments were distributed in a randomized block design in a factorial scheme(3 · 3 · 2) + 1 with four replicates. The first factor was the glyphosate rates (800, 1200 and 2400 g a.e. ha)1), the second was the growth stage (V2, V4 and V6) and the third factor was cultivar representing the ‘first and second generation’ cultivars (cv. BRS 242, GR1 and cv. AG3539,GR2, respectively). The additional treatment was a nonglyphosate treated.
The data errors passed the normality test of Shapiro and Wilk (1965), and because there was homogeneity of error variances, the data for the two repeated experiments were combined. No transformations were necessary.Data were subjected to analysis of variance, and when F values were significant (P

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

tatistic and experimental designFor both two experiments, treatments were distributed in a randomized block design in a factorial scheme(3 · 3 · 2) + 1 with four replicates. The first factor was the glyphosate rates (800, 1200 and 2400 g a.e. ha)1), the second was the growth stage (V2, V4 and V6) and the third factor was cultivar representing the ‘first and second generation’ cultivars (cv. BRS 242, GR1 and cv. AG3539,GR2, respectively). The additional treatment was a nonglyphosate treated.The data errors passed the normality test of Shapiro and Wilk (1965), and because there was homogeneity of error variances, the data for the two repeated experiments were combined. No transformations were necessary.Data were subjected to analysis of variance, and when F values were significant (P <0Æ01), to regression analysis. Data were analysed using proc mixed by sas statisticalprogram (SAS Institute, Cary, NC), and equations were adjusted using the polynomial model^y ¼ a þ bx þ cx05by SigmaPlot 10.0 statistical package (Systat Software,SPSS, Chicago, IL).

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

การออกแบบ tatistic และการทดลองทั้งสองการทดลองการรักษามีการกระจายในการออกแบบบล็อกสุ่มในโครงการปัจจัย(3 · 3 · 2) + 1 กับสี่ซ้ำ ปัจจัยแรกคืออัตรา glyphosate (ที่ 800, 1,200 และ 2,400 กรัมแอฮ่า) 1) ที่สองเป็นระยะการเจริญเติบโต (V2, V4 และ V6) และปัจจัยที่สามเป็นพันธุ์ที่เป็นตัวแทนของ 'รุ่นแรกและครั้งที่สอง' พันธุ์ (พันธุ์ . BRS 242 GR1 และพันธุ์. AG3539, GR2 ตามลำดับ) การรักษาเพิ่มเติมเป็น nonglyphosate รับการรักษา. ข้อผิดพลาดข้อมูลที่ผ่านการทดสอบภาวะปกติของชาปิโรส์และ Wilk (1965) และเพราะมีความสม่ำเสมอของความแปรปรวนผิดพลาดข้อมูลสำหรับทั้งสองการทดลองซ้ำมารวมกัน ไม่มีการเปลี่ยนแปลงเป็น necessary.Data ถูกยัดเยียดให้การวิเคราะห์ความแปรปรวนและเมื่อค่า F มีนัยสำคัญ (P <0Æ01) เพื่อการวิเคราะห์การถดถอย วิเคราะห์ข้อมูลโดยใช้ proc ผสมโดย SAS statisticalprogram (SAS Institute, แครี, NC) และสมการมีการปรับใช้รูปแบบพหุนาม ^ Y ¼þ BX þcx05by SigmaPlot 10.0 โปรแกรมสำเร็จรูปทางสถิติ (ซิสแตทซอฟแวร์, SPSS, Chicago, IL) .

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

และ tatistic ทดลอง

ทั้ง 2 การทดลอง การทดลองแบบ randomized block design กระจายในรูปแบบแฟกทอเรียล ( 3 ด้วย 3 ด้วย 2 คน ได้แก่ ปัจจัยแรกคือ glyphosate อัตรา ( 800 , 1200 และ 2400 กรัม 700 ไร่ ) 1 ) รองลงมาคือ ระยะการเจริญเติบโต ( v2 v4 และ V6 ) และปัจจัยที่สาม คือ พันธุ์แทน ' ' ( รุ่น 1 และ 2 พันธุ์ พันธุ์Brs 242 , gr1 และพันธุ์ ag3539 gr2 , ตามลำดับ ) การรักษาเพิ่มเติม คือ nonglyphosate ปฏิบัติ .
ข้อมูลข้อผิดพลาดที่ผ่านการทดสอบของ Shapiro ปกติ และตัวแทน ( 1965 ) และค่าความแปรปรวน เพราะมีข้อผิดพลาดข้อมูลสองการทดลองซ้ำๆอยู่รวมกัน ไม่มีการแปลงเป็นข้อมูลที่ถูกต้อง จำเป็น การวิเคราะห์ความแปรปรวนและเมื่อ F ค่าอย่างมีนัยสำคัญ ( p < 0 กู้ 01 ) การวิเคราะห์การถดถอย วิเคราะห์ข้อมูลโดยใช้การผสมโดย statisticalprogram proc SAS ( SAS Institute , แครี่ , NC ) และสมการกำลังปรับใช้รูปแบบชื่อ : þ BX þ cx0  5by sigmaplot 10.0 สถิติแพคเกจ¼ Y ( โปรแกรม SPSS , ชิคาโก , อิลลินอยส์ systat )