Bài giảng phương pháp thí nghiệm trong chăn nuôi và thú y tập 2 part 7

Chia sẻ: Ahfjh Kasjfhka | Ngày: | Loại File: PDF | Số trang:6

Thêm vào BST

Báo xấu

178
lượt xem 36
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Dù di truyền đóng một vai trò to lớn trong sự hình thành và hoạt động của sinh vật, thì sự kết hợp giữa yếu tố di truyền và những gì sinh vật trải qua mới xác định được kết quả sau cùng. Một ví dụ, trong khi gen có thể quy định nên chiều cao của một người, thì dinh dưỡng và sức khỏe của người đó trong thời niên thiếu cũng có ảnh hưởng không nhỏ.

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Bài giảng phương pháp thí nghiệm trong chăn nuôi và thú y tập 2 part 7

b0 = 77,286 – 12,867×5,00 = 12,949 Do ñó, b1 = 1261 / 98 = 12,867 Do ñó ñư ng h i quy tuy n ntính bình phương be nh t là y = 12,95 + 12,87 x ˆ Giá tr h i quy b0: Khi x = 0 (lúc sinh ra), tr ng lư ng trung bình là 12,95 kg. ð nh n b1: C thêm m i tháng tu i thì tr ng lư ng c a bê tăng 12,87 kg. Ph n dư và giá tr theo ñư ng h i quy Tu i (xi) Kh i lư ng Ph n d ư Gí tr h i quy res i2 ( y i) res i = y i − y i y i = 12.95 + 12.87 x i ˆ ˆ 0 18 12,95 5,05 25,51 2 32 38,68 -6,68 44,67 3 64 51,55 12,45 154,98 4 45 64,42 -19,42 377,07 6 91 90,15 0,85 0,72 8 127 115,89 11,11 123,48 12 164 167,36 -3,36 11,27 35 541 541,00 0,00 737,70 Lưu ý r ng giá tr trung bình c a ph n dư b ng không 7 [Phân dư so v i ñư ng h i quy bình phương] = ∑ resi = 737,70 2 i =1 N u l a ch n b0 và b1 là các giá tr khác s làm tăng ph n dư này. Giá tr theo ñư ng h i quy ( y i ) ñư c dùng ñ ư c tính kh i lư ng trung bình c a bê ñ i ˆ v i m t ngày tu i cho trư c. Có th ư c lư ng kh i lư ng trung bình c a bê 10 tháng tu i như sau 12,95 + 12,87×10 = 141,62 kg. Ư c lư ng σ2 Ta quay tr l i v i gi thi t ñ i v i mô hình h i quy: yi ~ N(β0 + β1xi, σ2) ho c tương ñương v i εi ~ N(0, σ2). trong ñó σ2 là phương sai c a phương trình h i quy. Nó ñư c ư c tính như sau s2 ( sY . X ) 2 s 2 = Residual SS (n − 2) n = ∑ ( yi − yi ) ( n − 2) 2 ˆ i =1 ð i v i s li u vê kh i lư ng c a bê: s2 = 79,70 / 5 = 147,54, and ∴s = 12,15 kg. 37
5.5. Ki m ñ nh gi thuy t 5.5.1. H s h i quy Gi thuy t H0 : β0 = 0 vs H0 : β0 ≠ 0 (ñư ng h i quy ñi qua g c to ñ ) ∑i = xi n 2 b0 Ki m ñ nh th ng kê: t = trong ñó se(b0 ) = s 1 df = n - 2 n ∑i = ( x i − x ) n se(b0 ) 2 1 ð i v i ví d v kh i lương c a bê: 273 se(b0 ) = 12,15 × = 7 ,6 6 7 × 98 t = 12.95 / 7.66 = 1.69, v i b c t do df = 7 – 2 = 5. P = 2×P(T5 > 1.69) = 0.15 P-value: Như v y gi thuy t H0 ñư c ch p nh n: k t lu n r ng ñư ng h i quy ñi qua g c to ñ . Chú ý: khi β0 = 0, thì mô hình ñư c rút g n như sau yi = β1 xi + εi có nghĩa là y ‘t l ’ v i x. 5.5.2. ð d c Gi thuy t H0 : β1 = 0 v i H1 : β1 ≠ 0 (ñ d c b ng không: không có quan h tuy n tính) b1 s se(b1 ) = Ki m ñ nh th ng kê: t = df = n - 2 trong ñó ∑i = ( xi − x ) se(b1 ) n 2 1 ð i v i s li u v kh i lư ng c a bê: 12.15 se(b1 ) = = 1 .2 3 98 t = 12.87 / 1.23 = 10.49, v i b c t do df = 7 – 2 = 5. P = 2×P(T5 > 10.49) = 0.00 P-value: Như v y gi thuy t H0 b bác b : K t lu n r ng kh i lư ng c a bê tăng m t cách có ý nghĩa v i ñ tu i. 5.5.3. B ng phân tích phương sai (ANOVA) ñ i v i h i quy Cũng như trong phân tích phương sai (ANOVA), chúng ta cũng có th chia s bi n ñ ng c a s li u (y) thành các thành ph n ñư c gi i thích trong mô hìmh và thành ph n không gi i thích ñư c: T ng bình phương (SS): T ng SS = SS h i quy + SS ph n dư b c t do: ( n – 1) = 1 + ( n – 2) Giá tr SS trong ví d ñư c tính toán như sau: 38
∑ n ( y i − y ) 2 = Σ(Quan sát − Trung bình)2 T ng SS = i =1 = (18 − 77.29)2 + (32 − 77.29)2 + … + (164 − 77.29)2 = 16,963 = ∑i =1 ( y i − y ) 2 = Σ(H i quy − Trung bình)2 n ˆ SS h i quy = (12.95 − 77.29)2 + (38.68 − 77.29)2 + … + (167.36 − 77.29)2 = 16,226 = ∑i =1 ( y i − y i ) 2 = Σ(Quan sát − H i quy)2 = Σ(Ph n dư)2 n SS ph n dư ˆ = (18 − 12.95)2 + (32 − 38.68)2 + … + (164 − 167.36)2 = 738 Chú ý r ng SS c a h i quy có th xác ñ nh b ng s d ng phương trình sau ñây, SS h i quy = b12 ∑i =1 ( xi − x ) 2 = 12.872 × 98 = 16,226 n cũng như trên, apart from some round off error. K t qu phân tích ñư c trình bày b ng ANOVA Ngu n T ng bình B c t do TB bình bi n ñ ng phương (SS) phương (MS) (df) H i quy Reg SS 1 Reg SS n−2 Res SS / (n − 2) Ph n d ư Res SS n−1 T ng Tot SS V i s li u v bê, b ng ANOVA là Ngu n T ng bình B c t do TB bình bi n ñ ng phương (SS) phương (MS) (df) H i quy 16,226 1 16,226 Ph n d ư 738 5 147.5 T ng 16,963 6 Chúng ta cungc có th xác ñ nh ý nghĩa c a ñ d c v i phương pháp th F. Ki m ñ nh th ng kê: Regression MS F= df = 1, n − 2 Residual MS Trong ví d vè bê: F = 16,226 / 147.5 = 110.0 v i df = 1, 5 So sánh v i phân b F1,5 , ta có P = 0.00. Như v y ta có giá tr P tương t như ph n ki m ñ nh t như trên. ð i v i h i quy tuy n tính ñơn gi n, ta có m i quan h ch t tr gi a t-test và F-test: t2 = F (10.492 = 110.0) Chú ý b c t do b ng nhau (b ng 5) R2 - Ph n bi n ñ ng ñư c gi i thích b ng mô hình. V i s li u v bê, R2 = 16,226 / 16,963 = 0.957, hay 96% bi n ñ ng ñư c gi i thích b ng ñ tu i c a bê. 39
Minitab example: Kh i lư ng (y) và tu i (x) c a 7 bê MTB > NAME C1 'Tuoi' C2 'Khoi luong' Stat > Regression > Regression... MTB > REGR C2 1 C1 Regression Analysis The regression equation is Khoi luong = 12.9 + 12.9 Tuoi Predictor Coef StDev T P Constant 12.949 7.663 1.69 0.152 Tuoi 12.867 1.227 10.49 0.000 S = 12.15 R-Sq = 95.7% R-Sq(adj) = 94.8% Analysis of Variance Source DF SS MS F P Regression 1 16226 16226 109.97 0.000 Residual Error 5 738 148 Total 6 16963 Lưu ý: Ki m ñ nh, n u tr ng lư ng có tương quan v i ñ tu i, Chúng ta ki m tra gi thuy t H0 : β1 = 0 vs H1 : β1≠ 0. Khi ch có m t bi n ư c tính x, Thì chúng ta có th dùng t-test ho c F-test ñ th c hi n phép th . C 2 phương pháp ñ u cho ta giá tr P như nhau (b ng 0.000), và chú ý r ng t2 = (10.49)2 = 109.97 = F. Bi n ñ ng c a tăng tr ng ñư c tính toán theo l a tu i là SS h i quy / T ng SS = 16226 / 16963 = 0.957 Gí tr R2 cho ta th y giá tr h i quy (R-sq=95.7%) 40
Tương quan 6. 6.1. Gi i thi u Chúng ta có th s d ng h s tương quan ñ xác ñ nh m c ñ quan h tuy n tính gi a 2 bi n. H s tương quan có giá tr t -1 ñ n +1. N u m t bi n có xu hư ng tăng còn bi n kia gi m thì h s tương quan là âm. Còn n u c hai bi n có xu hư ng cùng tăng thì h s tương quan là dương. H s tương quan c a qu n th ñư c ký hi u b ng ρ và r v i m u. M c ñ tương quan có th ñư c ki m ñ nh b ng phép th t 2 phía: H0: ρ = 0 versus H1: ρ ≠ 0 trong ñó ρ là tương quan gi a 2 bi n. 6.2. Tính h s tương quan ð i v i 2 bi n x và y, ∑ ∑ n n ( xi − x )( yi − y ) ( xi − x )( yi − y ) r= = i =1 i =1 (n − 1)sx s y ∑ ( xi − x ) 2 ∑i =1 ( yi − y ) 2 n n i =1 trong ñó x và sx là giá tr trung bình và ñ l ch chu n c a m u th nh t, y và sy là giá tr trung bình và ñ l ch chu n c a m u th 2. Chú ý r ng: r = 0 ⇒ không có m i quan h tuy n tính; r = +1 ⇒ quan h tuy n tính dương lý tư ng; và r = –1 ⇒ quan h tuy n tính âm lý tư ng; Chúng ta có th s d ng ví d v tăng tr ng c a bê ví d h i quy tuy n tính ñơn gi n ñ tính toán. Các s li u v ñ d c (b1) ñã ñư c tính toán trong trong ph n h i quy tuy n tính ñơn gi n (xem b ng tính ph n này). Tu i (xi) Kh i lư ng (yi) X i = xi − Yi = y i − y X i Yi 0 18 -5 -59,29 296,43 2 32 -3 -45,29 135,86 3 64 -2 -13,29 26,57 4 45 -1 -32,29 32,29 6 91 1 13,71 13,71 8 127 3 49,71 149,14 12 164 7 86,71 607,00 35 541 0 0,00 1.261,00 x = 5 ,00 y = 77,286 sx= 4,04 sy= 53,2 n=7 Ta có: r = 1261/(6)(4,04)(53,2) = 0,978 ðây là s tương quan r t ch t tr (giá tr t i ña là 1). 41
6.3. Nh ng ví d v s tương quan y y r =1 r =-1 x x y y r = -0.9 r = 0 .9 x x y y r = – 0.5 r = 0 .5 x x y r =0 x 42