bloque difieren ampliamente de especie a especie. Bajo el supuesto de aditividad, sustrajimos el efecto de bloque promedio de todas las parcelas, p...

bloque difieren ampliamente de especie a especie. Bajo el supuesto de aditividad, sustrajimos el efecto de bloque promedio de todas las parcelas, para calcular los términos de error. Esta fue la razón principal para que en el análisis de varianza se registrara un término de error grande poco usual. La prueba formal para la aditividad recibe el nombre de prueba de Tukey. Esta puede llevarse a cabo para probar la no aditividad de dos factores principales cualesquiera. Esto se ilustrará mediante la prueba de los efectos principales de especies y vitaminas. Primero, agrupamos los totales de cada combinación especies-vitaminas en una tabla, y luego calculamos los principales efectos de especies y los efectos de vitamina en los márgenes. Debemos tener en cuenta que cada casilla de la tabla es la suma de cuatro repeticiones; esto debe considerarse en el cálculo de las medias. Tabla 13.5. Totales de tratamiento - combinaciones de especies. Especies Control Vitamina Total Ratones 1.2 1.6 2.8 .35 -48.65 Gallinas 9.6 11.6 21.2 2.65 46.35 Ovejas 548.0 604.0 1152.0 144.0 95.00 Total 558.8 617.2 1176.0 0 12/TotalvX = 46.567 51.433 X=49.0 jVXvX =− -2.433 2.433 0 Si el cálculo se ha llevado a cabo correctamente, las sumas, tanto de los efectos de especies como de los efectos de vitamina deben ser iguales a cero. La media general se obtiene al dividir el total principal entre 24, e número total de parcelas en el experimento. Debemos calcular ahora Q = ^. X.. Sp. V. según la cual multiplicamos cada casilla de la tabla por los efectos de especies y de vitaminas correspondientes: Q =[1.2 -<(-48.65) >; (-2.433)1 + ... + I 604 x 95.00 >; 2.4331 =12672.4. La suma de cuadrados para la no aditividad se encuentra entonces como sigue: SC no aditividad - (Q2 x total de unidades experimentales/SCEp x SCV), donde SCEp es la suma de cuadrados para las especies, y SCV es la suma de cuadrados para las vitaminas en el análisis de varianza. Aplicando esta ecuación obtenemos: SC no aditividad =[(12 672.4)2x 24]/(108 321.16 x 142.11) = 250.375 Esta es una porción de la suma de cuadrados de C x V, de modo que puede probarse como sigue: Fuente de variación gl SC CM F CXV 2 250.41 No aditividad 1 250.375 250.375 7153.6 Residual 1 0.035 0.035 El valor F incluso excede el valor F requerido de 4 052 en el nivel de 1 % para 1 y 1 grado de libertad, de modo que existe considerable evidencia de que el supuesto de aditividad es incorrecto. Tenemos ahora comprobados todos los supuestos del análisis de varianza y encontramos que nuestros datos no satisfacen a ninguno de los mismos. No debe extrañar que el análisis de varianza haya arrojado resultados desilusionantes. Quizá la forma más sensible de analizar estos datos consista en manejar por separado cada especie. Los análisis son: Ratones Bloques 3 0.0400 0.0133 8.31 Vitaminas 1 0.0200 0.0200 12.50* Error 3 0.0048 0.0016 Gallinas Bloques 3 1.64 0.547 41.00** Vitaminas 1 0.50 0.500 37.5** Error 3 0.04 0.013 Ovejas Bloques 3 2834.0 944.7 157.4** Vitaminas 1 392.0 392.0 66.3** Error 3 18.0 6.0 Estos resultados son, ciertamente, mucho más satisfactorios que el análisis de varianza general original. Estos análisis son válidos, ya que dentro de alguna especie los datos se ajustan bastante bien a los supuestos básicos. El único defecto de dichos análisis es que revelan muy poco acerca de si las diferentes especies reaccionan análogamente a las vitaminas. Quizá este no sea un aspecto demasiado importante, y en la práctica el investigador estaría satisfecho, sin lugar a dudas, de detenerse en este punto; sin embargo, seguiremos el otro procedimiento de transformación de los datos, a fin de mostrar los resultados notables que pueden obtenerse. Transformación logarítmica Debe...