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TESTES DE COMPARAÇÕES MÚLTIPLAS DE MÉDIAS PROFa.: LUCIANA PAGLIOSA Testes de comparações múltiplas de médias Quando a ANOVA mostrou que os efeitos dos tratamentos são diferentes. Pergunta-se: Quais são as médias que diferem entre si? Quais grupos de médias diferem entre si? Tipos de testes de comparação: Exemplo de Tratamentos: T1, T2, T3 e T4 Todos os tratamentos entre si, dois a dois T1 – T2, T1 – T3, T1 – T4, T2 – T3, T2 – T4, T3 – T4 Nº de testes: Forma hierárquica de comparar todos os tratamentos entre si, dois a dois Tukey, t (L.S.D.), Bonferroni Duncan, SNK Todos os tratamentos com a testemunha Dunnet T1 (testemunha) T1 - T2, T1 – T3, T1 – T4, Nº de testes: 3 Grupos de tratamentos (contraste) Ex.: (T1, T2) – (T3, T4) T1 – T2 T3 – T4 Nº de testes: depende de nº grupos, tipo de teste (1º) (2º) (3º) (4º) (1º) Idéia básica do teste de comparações múltiplas de médias (duas a duas) Calcular o valor absoluto da diferença entre duas médias (todos contra todos). Medida de comparação: Diferença Mínima Significativa (d.m.s.) – definição de um nível de significância. Decisão: As médias dos trat. U e V são estatisticamente diferentes. Há uma diferença significativa entre as médias dos dois tratamentos. TESTE d.m.s. (balanceado) Tukey L.S.D. (t) Bonferroni DIC Exigências/Considerações: 1) Tukey e L.S.D.: nº de repetições iguais por tratamento. 2) Os três: Compara apenas médias duas a duas. 3) Tukey tem maior rigor que os testes LSD (t) e Duncan; 4) Bonferroni: tem maior rigor que Tukey, quando o nº de tratamentos for maior ou igual a 5 (Pimentel Gomes, 2000). c: nº de pares de tratamentos a serem comparados (Exemplo DIC fictício) Para verificar a influência de quatro espécies de capim (tobiatã, elefante, napier, cameron), na produção de matéria seca (em kg ha-1), realizou-se um experimento numa área experimental homogênea. Repetição Tobiatã Elefante Napier Cameron 1 14,1 16,2 15,0 18,6 2 14,4 17,3 15,2 19,1 3 14,2 16,3 15,6 18,9 4 14,3 18,1 14,7 18,5 5 14,0 15,2 16,1 17,2 Total 71,0 83,1 76,6 92,3 Média 14,20 16,62 15,32 18,46 Quadro 1:Produção de matéria seca (kg ha-1). Tabela de Análise de variância (ANOVA). Teste Tukey com 5% de significância: Tratamentos Médias Tukey Cameron 18,46 Elefante 16,62 Napier 15,32 Tobiatã 14,20 Teste t com 5% de significância: Tratamentos Médias Tukey (1,318) L.S.D. (0,976) Cameron 18,46 a Elefante 16,62 b Napier 15,32 bc Tobiatã 14,20 c TESTE d.m.s. (desbalanceado) Tukey L.S.D. (t) Bonferroni Exigências/Considerações: Tukey e L.S.D.: d.m.s. com valor aproximado. Intervalo de confiança de Tukey para a diferença entre as médias populacionais para todos os pares de tratamentos: DIC Intervalo de confiança de t para a média populacional de cada tratamento: DIC Intervalo de confiança para a diferença entre médias de Tukey com 95% de confiabilidade: Observe que quando o IC contém o 0, a diferença estatística não foi significativa no Teste de Tukey. ALGUNS EXEMPLOS APRESENTADOS NA LITERATURA Fonte: Matos et al., 2012. (2º) Teste Duncan: 1º Ordena-se as I estimativas de médias (maior para a menor); 2º Inicia a comparação pelo maior intervalo de médias (intervalo de I médias); 2º-(a) Se não forem significativas se encerra o processo; 2º-(b) Se forem significativas comparam-se as médias dos intervalos contendo (I-1) médias, etc. Classifica diferenças entre médias com maior facilidade do que Tukey (menor rigor que Tukey). Exigência: Nº de repetições iguais por tratamento. Maior trabalho na sua montagem. Mais rigoroso que teste LSD (t) (Pimentel Gomes, 2000). mI: número de médias abrangidas por d. DIC Teste Duncan com 5% de significância: Tratamentos Médias Cameron 18,46 Elefante 16,62 Napier 15,32 Tobiatã 14,20 1º) C vs. T: Teste Duncan com 5% de significância: Tratamentos Médias Cameron 18,46 Elefante 16,62 Napier 15,32 Tobiatã 14,20 2º) E vs. T: C vs. N: Teste Duncan com 5% de significância: Tratamentos Médias Cameron 18,46 Elefante 16,62 Napier 15,32 Tobiatã 14,20 3º) C vs. E: E vs. N: N vs. T: Teste Duncan com 5% de significância: Tratamentos Médias Cameron 18,46 a Elefante 16,62 b Napier 15,32 c Tobiatã 14,20 d Outra representação: Unir por segmentos de reta, tratamentos com média que não foram estatisticamente diferentes. Teste SNK: SNK: Student Newman Keuls Similar ao teste Duncan, Usa valor q da Tabela Tukey. mI: número de médias abrangidas por d. DIC (3º) Teste Dunnett: Comparação de grupo controle com tratamentos. Não há interesse na comparação dos demais tratamentos entre si. Dados balanceados Dados desbalanceados DIC DIC Tabela bilateral Teste Dunnett com 5% de significância: Vamos considerar que no exemplo anterior a espécie Tobiatã seja a espécie controle. Tratamentos Médias Cameron 18,46 Elefante 16,62 Napier 15,32 Tobiatã (controle) 14,20 Letras diferentes, significam que os tratamentos são, em média, estatisticamente diferentes, do grupo controle, com 5% de significância. Fonte: Marcon, 2017. * Médias diferem significativamente em relação ao tratamento controle T1 pelo teste de Dunnett a 5% de probabilidade. Letras diferentes, representam médias que diferem significativamente entre os tratamentos (T2 á T6) pelo teste Tukey a 5% de probabilidade. ALGUNS EXEMPLOS APRESENTADOS NA LITERATURA Comprimento Parte Aérea (cm) b* a* b* a* a* 0.45442271070007045 1.4100000000000001 0.30479501308256329 0.94999999999999929 0.46227697325304895 0.42095130359698391 0.45442271070007045 1.4100000000000001 0.30479501308256329 0.94999999999999929 0.46227697325304895 0.42095130359698391 T1 T2 T3 T4 T5 T6 8.5350000000000001 0.70500000000000007 5.1349999999999998 1.6150000000000002 4.9249999999999998 6.3100000000000005 Comprimento Raiz (cm) c* b* c* b* a* 0.53503893939288794 0.7 0.15695009822658065 0.14730919862656242 0.26683328128252748 0.24351591323771865 0.53503893939288794 0.7 0.15695009822658065 0.14730919862656242 0.26683328128252748 0.24351591323771865 T1 T2 T3 T4 T5 T6 -4.8099999999999996 -0.35 -1.875 -0.23499999999999999 -1.7 -3.0649999999999999 Tratamentos Comprimento da parte aérea e raiz Montgomery (2001) recomenda usar mais observações no grupo controle do que nos demais tratamentos, seguindo a seguinte equação: Dados balanceados nos outros tratamentos: É o nº de repetições no tratamento controle É o nº de repetições em cada um dos demais tratamentos É o nº total de tratamentos (4º) Contraste: função linear das médias dos tratamentos Tal que: Estimativas variância de um contraste: Exemplos: Estimativas dos contrastes: Sejam dois contrastes C1 e C2: Esses contrastes são chamados de Contrastes Ortogonais se: Suposições: (1) igual nº de repetições por tratamento; (2) variâncias iguais entre os tratamentos. Com I tratamentos, podemos formar (I-1) contrastes ortogonais, considerando: 1º) envolve todas as médias. 2º) forma-se envolvendo grupos disjuntos. 3º) forma-se dentro dos grupos, não sobrepondo. A formulação desses contrastes ortogonais dependerá do interesse do pesquisador. Na prática a ortogonalidade indica: a variação de um contraste é independente da variação do outro contraste (independências nas suas comparações). Desdobramento da ANOVA: Considerando os (I-1) contrastes ortogonais, podemos decompor a SQTrat nas SQContrastes da forma: Fonte de Variação g.l. S.Q. Q.M. F Contraste1 Contraste2 Contraste(I-1) Tratamento 1 1 1 (I-1) SQC1 SQC2 SQC(I-1) SQTrat QMC1QMC2 QMC(I-1) QMTrat FC1 FC2 FC(I-1) Ftrat Resíduo N-I SQRes QMRes Total N-1 SQTotal . . . . . . . . . . . . . . . Desdobramento da ANOVA: FC > F(1),(N-I), , então rejeita-se H0. Fonte de Variação g.l. S.Q. Q.M. F Contraste1 Contraste2 Contraste(I-1) Tratamento 1 1 1 (I-1) SQC1 SQC2 SQC(I-1) SQTrat QMC1 QMC2 QMC(I-1) QMTrat FC1 FC2 FC(I-1) Ftrat Resíduo N-I SQRes QMRes Total N-1 SQTotal Exemplo: Em um experimento testando dois antibióticos em duas dosagens, cada um para a cura da mastite em bovinos. Avaliou-se como variável resposta o tempo de cura em dias. E os tratamentos avaliados foram: Tratamento 1: Dose baixa da droga A Tratamento 2: Dose alta da droga A Tratamento 3: Dose baixa da droga B Tratamento 4: Dose alta da droga B ANOVA: Fonte de Variação g.l. S.Q. Q.M. F Tratamento 3 1950,00 650,00 7,22 Resíduo 20 1800,00 90,00 Total 23 3750,00 Tabela 1: Análise de variância para o experimento com diferentes drogas e dosagens para a cura da mastite em bovinos Usando a decomposição da ANOVA em contrastes ortogonais: 1º) Com 5% de significância, compare a droga A com a droga B, independente da dose. 2º) Com 5% de significância compare as doses da droga A. 3º) Com 5% de significância compare as doses da droga B. Exemplo: São contrastes? Contrastes Ortogonais? Estimativas dos Contrastes: Somas de Quadrados dos contrastes? Estimativas dos Contrastes: Somas de Quadrados dos contrastes? Desdobramento da ANOVA (5% de significância): F(1),20,5% = 4,351 < 15,00, então com 5% de significância rejeita-se H0, e conclui-se que existe diferença significativa entre as drogas A e B, independente da dose. Fonte de Variação g.l. S.Q. Q.M. F Contraste1 Contraste2 Contraste3 Tratamento 1 1 1 3 1350 300 300 1950 1350 300 300 650 15,00* 3,33ns 3,33ns 7,22 Resíduo 20 1800 90 Total 23 3750 Desdobramento da ANOVA (5% de significância): F(1),20,5% = 4,351 > 3,33, então com 5% de significância não se rejeita H0, e conclui-se que, para cada uma das drogas, não existe diferença significativa entre as doses. Fonte de Variação g.l. S.Q. Q.M. F Contraste1 Contraste2 Contraste3 Tratamento 1 1 1 3 1350 300 300 1950 1350 300 300 650 15,00* 3,33ns 3,33ns 7,22 Resíduo 20 1800 90 Total 23 3750 Teste T: Estatística de teste: Se rejeita-se H0. DIC Exemplo: Em um experimento testando dois antibióticos em duas dosagens, cada um para a cura da mastite em bovinos. Avaliou-se como variável resposta o tempo de cura em dias. E os tratamentos avaliados foram: Tratamento 1: Dose baixa da droga A Tratamento 2: Dose alta da droga A Tratamento 3: Dose baixa da droga B Tratamento 4: Dose alta da droga B ANOVA (Exercício): Fonte de Variação g.l. S.Q. Q.M. F Tratamento 3 1950,00 650,00 7,22 Resíduo 20 1800,00 90,00 Total 23 3750,00 Tabela 1: Análise de variância para o experimento com diferentes drogas e dosagens para a cura da mastite em bovinos Usando o teste t: 1º) Com 5% de significância, compare a droga A com a droga B, independente da dose. 2º) Com 5% de significância compare as doses da droga A. 3º) Com 5% de significância compare as doses da droga B. Teste de Scheffé: Comparação de grupos (contrastes) com mais de duas médias. Não exige ortogonalidade, pode ser usado para qualquer tipo de contraste. Mais rigoroso que o teste t. Se rejeita-se H0. DIC . . . ^ ^ s m d m m v u ³ - 0 : . vs 0 : : . vs : 1 0 1 0 ¹ - = - ¹ ¹ = v u v u v u v u m m H m m H v u m m H m m H r s QM q s m d I n s gl I Re . . . ) ( Re , , × = - = a r s QM t s m d I n Re 2 . . . ) ( , 2 × = - a ( ) r s QM t s m d I n c Re 2 . . . ) ( , 2 × = - a 3186 , 1 5 53 , 0 05 , 4 . . . = × = s m d 05 , 4 16 , 4 %, 5 ) ( , , = = - q q I n I a 9761 , 0 5 53 , 0 2 12 , 2 . . . = × × = s m d 12 , 2 16 %, 5 , 2 ) ( , 2 = = - t t I n a ÷ ÷ ø ö ç ç è æ + × × = - v u I n r r s QM t s m d 1 1 Re . . . ) ( , 2 a ÷ ÷ ø ö ç ç è æ + × × × = v u r r s QM q s m d 1 1 Re 5 , 0 . . . ( ) ÷ ÷ ø ö ç ç è æ + × = - v u I n c r r s QM t s m d 1 1 Re . . . ) ( , 2 a ( ) [ ] ú û ù ê ë é × ÷ ø ö ç è æ - = ´ - - - = r s QM q m m m m IC I n s gl I j i j i Re % 100 1 , ) ( Re , , ^ ^ a a m ( ) [ ] ú û ù ê ë é × = ´ - - i I n i i r s QM t m m IC Re % 100 1 , ) ( , 2 ^ a a m [ ] ( ) [ ] [ ] 10 , 1 ; 74 , 3 32 , 1 62 , 16 2 , 14 % 95 , - - = - = - m E T m m IC [ ] ( ) [ ] [ ] 20 , 0 ; 44 , 2 32 , 1 32 , 15 2 , 14 % 95 , - = - = - m N T m m IC [ ] ( ) [ ] [ ] 94 , 2 ; 58 , 5 32 , 1 46 , 18 2 , 14 % 95 , - - = - = - m C T m m IC [ ] ( ) [ ] [ ] 62 , 2 ; 02 , 0 32 , 1 32 , 15 62 , 16 % 95 , - = - = - m N E m m IC [ ] ( ) [ ] [ ] 52 , 0 ; 16 , 3 32 , 1 46 , 18 62 , 16 % 95 , - - = - = - m C E m m IC [ ] ( ) [ ] [ ] 82 , 1 ; 46 , 4 32 , 1 46 , 18 32 , 15 % 95 , - - = - = - m C N m m IC r s QM z s m d I n mI Re . . . ), ( , × = - a j i j i m m m m d ^ ^ ^ ^ > - = 05 , 1 5 53 , 0 23 , 3 . . . = × = s m d 23 , 3 % 5 , 16 , 4 % 5 , 16 , 4 = = z z * 05 , 1 26 , 4 20 , 14 46 , 18 > = - 02 , 1 5 53 , 0 14 , 3 . . . = × = s m d 14 , 3 % 5 , 16 , 3 % 5 , 16 , 3 = = z z * 02 , 1 42 , 2 20 , 14 62 , 16 > = - * 02 , 1 14 , 3 32 , 15 46 , 18 > = - 97 , 0 5 53 , 0 99 , 2 . . . = × = s m d 99 , 2 % 5 , 16 , 2 % 5 , 16 , 2 = = z z * 97 , 0 84 , 1 62 , 16 46 , 18 > = - * 97 , 0 30 , 1 32 , 15 62 , 16 > = - * 97 , 0 12 , 1 20 , 14 32 , 15 > = - r s QM q s m d I n mI Re . . . ), ( , × = - a r s QM t s m d I n I du Re 2 . . . ), , 1 ( × = - - a con i m m d ^ ^ - = con i con i m m H I i m m H ¹ - = = : ) 1 , 1 ( : 1 0 K ÷ ÷ ø ö ç ç è æ + × = - - con i I n I du r r s QM t s m d 1 1 Re . . . ), , 1 ( a 211 , 1 5 53 , 0 2 63 , 2 . . . = × × = s m d ( ) 63 , 2 % 5 , 16 , 3 ), , 1 ( = = - - du I n I du t t a con r r I r r con = I å = × = k i i i r a s QM C V 1 2 ^ ^ Re ) ( k k m a m a m a C K + + = 2 2 1 1 0 1 = å = k i i a å = × = k i i r a s QM C V 1 2 ^ ^ Re ) ( 4 3 2 1 3 3 2 1 2 2 1 1 2 m m m m C m m m C m m C - - + = - + = - = 4 ^ 3 ^ 2 ^ 1 ^ 3 ^ 3 ^ 2 ^ 1 ^ 2 ^ 2 ^ 1 ^ 1 ^ 2 m m m m C m m m C m m C - - + = - + = - = I I I I m b m b m b C m a m a m a C K K + + = + + = 2 2 1 1 2 2 2 1 1 1 0 1 = × å = I i i i b a å = = ÷ ø ö ç è æ I i i i r c C C SQ 1 2 ^ 2 ^ 0 : 0 : 1 0 ¹ = C H C H 70 60 55 45 ^ 4 ^ 3 ^ 2 ^ 1 = = = = m m m m 4 3 4 3 2 1 3 2 1 4 3 2 1 2 4 3 2 1 1 0 0 0 0 m m m m m m C m m m m m m C m m m m C - = - + + = - = + + - = - - + = 0 1 1 0 0 0 0 0 1 1 0 1 1 1 1 = - + + = + + - = - - + ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) 0 1 0 1 0 0 1 0 1 : . 0 1 1 1 1 0 1 0 1 : . 0 0 1 0 1 1 1 1 1 : . 3 2 3 1 2 1 = - × + × + × - + × = - × - + × - + × + × = × - + × - + - × + × C vs C C vs C C vs C 10 70 60 10 55 45 30 70 60 55 45 3 ^ 2 ^ 1 ^ - = - = - = - = - = - - + = C C C ( ) ( ) ( ) 1350 6 4 900 6 1 1 1 1 30 2 2 2 2 2 1 ^ = = - + - + + - = ÷ ø ö ç è æ C SQ ( ) ( ) 300 6 2 100 6 1 1 10 2 2 2 2 ^ = = - + - = ÷ ø ö ç è æ C SQ SQTrat C SQ C SQ C SQ = = = + + = ÷ ø ö ç è æ + ÷ ø ö ç è æ + ÷ ø ö ç è æ 1950 300 300 1350 3 ^ 2 ^ 1 ^ ( ) ( ) 300 6 2 100 6 1 1 10 2 2 2 3 ^ = = - + - = ÷ ø ö ç è æ C SQ 0 : 0 : 1 1 1 0 ¹ = C H C H 0 : 0 : 2 1 2 0 ¹ = C H C H 0 : 0 : 3 1 3 0 ¹ = C H C H 0 : 0 : 1 0 ¹ = C H C H I n t T - > , 2 a ÷ ø ö ç è æ - = ^ ^ 0 C Var C T ( ) ÷ ø ö ç è æ × × - = - - ^ ), ( ), 1 ( 1 . . . C Var F I s m d I N I a 0 : 0 : 1 0 ¹ = C H C H dms C ³ ^
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