单因素方差分析
单因素方差分析也称作一维方差分析。它检验由单一因素影响的一个(或几个相互独立的)因变量 由因素各水平分组的均值之间的差异是否具有统计意义。 还可以对该因素的若干水平分组中哪一组与其 他各组均值间具有显著性差异进行分析，即进行均值的多重比较。One-Way ANOVA 过程要求因变量属于 正态分布总体。如果因变量的分布明显的是非正态，不能使用该过程，而应该使用非参数分析过程。如 果几个因变量之间彼此不独立，应该用 Repeated Measure 过程。
[例子] 例子]
调查不同水稻品种百丛中稻纵卷叶螟幼虫的数量，数据如表 5-1 所示。
表 5-1 不同水稻品种百丛中稻纵卷叶螟幼虫数
从复 1 2 3
1 41 39 40
2 33 37 35
水 稻 品 种 3 4 38 37 35 39 35 38
5 31 34 34
数据保存在“DATA5-1.SAV”文件中，变量格式如图 5-1。
图 5-1
分析水稻品种对稻纵卷叶螟幼虫抗虫性是否存在显著性差异。
1）准备分析数据
在数据编辑窗口中输入数据。建立因变量“幼虫”和因素水平变量“品种”，然后输入对应的数 值，如图 5-1 所示。或者打开已存在的数据文件“DATA5-1.SAV”。
2）启动分析过程
点击主菜单“Analyze”项，在下拉菜单中点击“Compare Means”项，在右拉式菜单中点击 “0ne-Way ANOVA”项，系统 打开单因素方差分析设置窗口如图 5-2。
图 5-2 单因素方差分析窗口
3）设置分析变量
因变量: 选择一个或多个因子变量进入“Dependent List”框中。本例选择“幼虫”。 因变量:
因素变量: 因素变量: 选择一个因素变量进入“Factor”框中。本例选择“品种”。
4）设置多项式比较
单击“Contrasts”按钮，将打开如图 5-3 所示的对话框。该对话框用于设置均值的多项式比较。
图 5-3 “Contrasts”对话框
定义多项式的步骤为：
均值的多项式比较是包括两个或更多个均值的比较。例如图 5-3 中显示的是要求计算 “1.1×mean1-1×mean2”的值，检验的假设 H0：第一组均值的 1.1 倍与第二组的均值相等。单因素方 差分析的“0ne-Way ANOVA”过程允许进行高达 5 次的均值多项式比较。多项式的系数需要由读者自己 根据研究的需要输入。具体的操作步骤如下：
① 选中“Polynomial”复选项，该操作激活其右面的“Degree”参数框。
② 单击 Degree 参数框右面的向下箭头展开阶次菜单，可以选择“Linear”线性、“Quadratic” 二次、“Cubic”三次、“4th”四次、“5th”五次多项式。
③ 为多项式指定各组均值的系数。 方法是在“Coefficients”框中输入一个系数， 单击 Add 按钮， “Coefficients”框中的系数进入下面的方框中。 依次输入各组均值的系数， 在方形显示框中形成—列 数值。因
素变量分为几组，输入几个系数，多出的无意义。如果多项式中只包括第一组与第四组的均值 的系数，必须把第二个、第三个系数输入为 0 值。如果只包括第一组与第二组的均值，则只需要输入前 两个系数，第三、四个系数可以不输入。 可以同时建立多个多项式。一个多项式的一组系数输入结束，激话“Next”按钮，单击该按钮后 “Coefficients”框中清空，准备接受下一组系数数据。
如果认为输入的几组系数中有错误，可以分别单击“Previous”或“Next”按钮前后翻找出错的 一组数据。单击出错的系数，该系数显示在编辑框中，可以在此进行修改，修改后单击“Change”按钮 在系数显示框中出现正确的系数值。当在系数显示框中选中一个系数时，同时激话“Remove”按钮，单 击该按钮将选中的系数清除。
④单击“Previous”或“Next”按钮显示输入的各组系数检查无误后，按“Continue”按钮确认 输入的系数并返回到主对话框。要取消刚刚的输入，单击“Cancel”按钮；需要查看系统的帮助信息， 单击“Help”按钮。 本例子不做多项式比较的选择,选择缺省值。
5）设置多重比较
在主对话框里单击“Post Hoc”按钮，将打开如图 5-4 所示的多重比较对话框。该对话框用于设 置多重比较和配对比较。 方差分析一旦确定各组均值间存在差异显著， 多重比较检测可以求出均值相等 的组；配对比较可找出和其它组均值有差异的组，并输出显著性水平为 0.95 的均值比较矩阵，在矩阵 中用星号表示有差异的组。
图 5-4 “Post Hoc Multiple Comparisons”对话框
(1)多重比较的选择项： (1)多重比较的选择项： 多重比较的选择项
①方差具有齐次性时(Equal Variances Assumed)，该矩形框中有如下方法供选择： LSD (Least-significant difference) 最小显著差数法，用 t 检验完成各组均值间的配对比 较。对多重比较误差率不进行调整。 Bonferroni (LSDMOD) 用 t 检验完成各组间均值的配对比较，但通过设置每个检验的误差率来 控制整个误差率。 可以调整显著性水平， Bofferroni 方法的界限要小。 比 Sidak 计算 t 统计量进行多重配对比较。 Scheffe 对所有可能的组合进行同步进入的配对比较。这些选择项可以同时选择若干个。以便 比较各种均值比较方法的结果。
R-E-G-WF (Ryan-Einot-Gabriel-Welsch F) 用 F 检验进行多重比较检验。 R-E-G-WQ (Ryan-Einot-Gabriel-Welsch range test) 正态分布范围进行多重配对比较。 S-N-K (Student-Newmnan-Keuls) 用 Student Range 分布进行所有各组均值间的配对比较。如 果各组样本含量相等或者选择了 “Harmonic average of all groups”即用所有各组样本含量的调和平均数进行样本量估计时 还用逐步过程进
行齐次子集(差异较 小的子集)的均值配对比较。在该比较过程中，各组均值从大到小按顺序排列，最先比较最末 端的差异。 Tukey (Tukey's，honestly signicant difference) 用 Student-Range 统计量进行所有组间均 值的配对比较，用所有配对比较误 差率作为实验误差率。 Tukey'sTukey's-b 用“stndent Range”分布进行组间均值的配对比较。其精确值为前两种检验相应 值的平均值。 Duncan (Duncan's multiple range test) 新复极差法（SSR），指定一系列的“Range”值， 逐步进行计算比较得出结论。 Hochberg's GT2 用正态最大系数进行多重比较。 Gabriel 用正态标准系数进行配对比较，在单元数较大时，这种方法较自由。 WallerWaller-Dunca 用 t 统计量进行多重比较检验,使用贝叶斯逼近。 Dunnett 指定此选择项，进行各组与对照组的均值比较。默认的对照组是最后一组。选择了该 项就激活下面的“Control Category”参数框。展开下拉列表，可以重新选择对照组。 “Test”框中列出了三种区间分别为：
“2-sides” 双边检验; “Conbo1”“右边检验。
②方差不具有齐次性时(Equal Varance not assumed)，检验各均数间是否有差异的方祛有四种可 供选择： Tamhane's T2, t 检验进行配对比较。 Dunnett's T3，采用基于学生氏最大模的成对比较法。
Games-Howell，Games-Howell 比较，该方法较灵活。 Dunnett's C，采用基于学生氏极值的成对比较法。 ③ Significance 选择项，各种检验的显著性概率临界值，默认值为 0.05，可由用户重新设定。
本例选择“LSD”和“Duncan”比较，检验的显著性概率临界值 0.05。
6) 设置输出统计量
单击“Options”按钮，打开“Options”对话框，如图 5-5 所示。选择要求输出的统计量。并按 要求的方式显示这些统计量。在该对话框中还可以选择对缺失值的处理要求。各组选择项的含义如下：
图 5-5 输出统计量的设置
“Statistics”栏中选择输出统计量: “Statistics” Descriptive，要求输出描述统计量。选择此项输出观测量数目、均值、标准差、标准误、最 小值、最大值、各组中每个因变量 的 95％置信区间。 Fixed and random effects, 固定和随机描述统计量 Homogeneity-of-variance，要求进行方差齐次性检验，并输出检验结果。用“Levene lest ” 检验，即计算每个观测量与其组均 值之差，然后对这些差值进行一维方差分析。 Brown-Forsythe 布朗检验
Welch,韦尔奇检验 Means plot，即均数分布图，根据各组均数描绘出因变量的分布情况。 “Missing Values”栏中，选择缺失值处理方法。 Values” Exclude cases analysis by analysis 选项，被选择参与分析的变量含缺失值的观测量，从 分析中剔除。 Exclude cases listwise 选项
，对含有缺失值的观测量，从所有分析中剔除。 以上选择项选择完成后，按“Continue”按钮确认选择并返回上一级对话框；单击“Cancel”按 钮作废本次选择；单击“Help”按钮，显示有关的帮助信息。
本例子选择要求输出描述统计量和进行方差齐次性检验，缺失值处理方法选系统缺省设置。
6）提交执行
设置完成后，在单因素方差分析窗口框中点击“OK”按钮，SPSS 就会根据设置进行运算，并将结 算结果输出到 SPSS 结果输出窗口中。
7) 结果与分析
输出结果： 输出结果：
表 5-2 描述统计量，给出了水稻品种分组的样本含量 N、平均数 Mean、标准差 Std.Deviation、标 准误 Std.Error、95%的置信区间、最小值和最大值。
表 5-3 为方差齐次性检验结果，从显著性慨率看，p>0.05，说明各组的方差在 a=0.05 水平上没有 显著性差异，即方差具有齐次性。这个结论在选择多重比较方法时作为一个条件。
表 5-4 方差分析表：第 1 栏是方差来源，包括组间变差“Between Groups”；组内变差“Within Groups”和总变差“Total”。第 2 栏是离差平方和“Sum of Squares”，组间离差平方和 87.600，组 内离差平方和为 24.000，总离差平方和为 111.600，是组间离差平方和与组内离差平方和相加之和。第 3 栏是自由度 df，组间自由度为 4，组内自由度为 10；总自由度为 14。第 4 栏是均方“Mean Square”， 是第 2 栏与第 3 栏之比；组间均方为 21.900，组内均方为 2.400。第 5 栏是 F 值 9.125（组间均方与组 内均方之比）。第 6 栏：F 值对应的概率值，针对假设 H0：组间均值无显著性差异(即 5 种品种虫数的 平均值无显著性差异)。计算的 F 值 9.125，对应的概率值为 0.002。
表 5-5 LSD 法进行多重比较表，从表 5-4 结论已知该例子的方差具有其次性，因此 LSD 方法适用。 第 1 栏的第 1 列“[i]品种”为比较基准品种， 2 列“[j]品种”是比较品种。 2 栏是比较基准品种 第 第 平均数减去比较品种平均数的差值（Mean Difference），均值之间具有 0.05 水平（可图 5-4 对话框里 设置）上有显著性差异，在平均数差值上用“*”号表明。第 3 栏是差值的标准误。第 4 栏是差值检验 的显著性水平。第 5 栏是差值的 95%置信范围的下限和上限。
表 5-6 是多重比较的 Duncan 法进行比较的结果。第 1 栏为品种，按均数由小到大排列。第 2 栏列 出计算均数用的样本数。第 3 栏列出了在显著水平 0.05 上的比较结果，表的最后一行是均数方差齐次 性检验慨率水平，p>0.05 说明各组方差具有齐次性。
多重比较比较表显著性差异差异的判读： 多重比较比较表显著性差异差异的判读：在同一列的平均数表示没有显著性差异，反之则具
有显 著性的差异。例如，品种 3 横向看，平均数显示在第 3 列“2”小列，与它同列显示的有品种 2 的平均 数，说明与品种 2 差异不显著（0.05 水平），再往右看，平均数显示在第 3 列“3”小列，与它同列显 示的有品种 4 的平均数，说明与品种 4 差异不显著（0.05 水平）。则品种 3 与品种 5 和品种 1 具有显 著性的差异（0.05 水平）。
品种 3 和品种 4 都显示有平均数值。
结果分析: 结果分析:
根据方差分析表输出的 p 值为 0.002 可以看出，无论临界值取 0.05，还是取 0.01，p 值均小于临 界值。因此否定 Ho 假设，水稻品种对稻纵卷叶螟幼虫抗虫性有显著性意义，结论是稻纵卷叶螟幼虫数 量的在不同品种间有明显的不同。根据该结论选择抗稻纵卷叶螟幼虫水稻品种，犯错误的概率几乎为 0.008。
只有在方差分析中 F 检验存在差异显著性时，才有比较的统计意义。
法多重比较表明： LSD 法多重比较表明：
品种 1 与品种 2、品种 3 和品种 5 之间存在显著性差异； 品种 2 与品种 1 和品种 4 之间存在显著性差异； 品种 3 与品种 1 和品种 5 之间存在显著性差异； 品种 4 与品种 2 和品种 5 之间存在显著性差异； 品种 5 与品种 1、品种 3 和品种 4 之间存在显著性差异。 法多重比较表明： Duncan 法多重比较表明： 品种 5 与品种 3、品种 4 和品种 1 之间存在显著性差异。 品种 2 与品种 4 和品种 1 之间存在显著性差异； 品种 3 与品种 5 和品种 1 之间存在显著性差异； 品种 4 与品种 5 和品种 2 之间存在显著性差异； 品种 1 与品种 5、品种 2 和品种 3 之间存在显著性差异；
两种方法比较结果一致。
单因素方差分析
单因素方差分析也称作一维方差分析。它检验由单一因素影响的一个(或几个相互独立的)因变量 由因素各水平分组的均值之间的差异是否具有统计意义。 还可以对该因素的若干水平分组中哪一组与其 他各组均值间具有显著性差异进行分析，即进行均值的多重比较。One-Way ANOVA 过程要求因变量属于 正态分布总体。如果因变量的分布明显的是非正态，不能使用该过程，而应该使用非参数分析过程。如 果几个因变量之间彼此不独立，应该用 Repeated Measure 过程。
[例子] 例子]
调查不同水稻品种百丛中稻纵卷叶螟幼虫的数量，数据如表 5-1 所示。
表 5-1 不同水稻品种百丛中稻纵卷叶螟幼虫数
从复 1 2 3
1 41 39 40
2 33 37 35
水 稻 品 种 3 4 38 37 35 39 35 38
5 31 34 34
数据保存在“DATA5-1.SAV”文件中，变量格式如图 5-1。
图 5-1
分析水稻品种对稻纵卷叶螟幼虫抗虫性是否存在显著性差异。
1）准备分析数据
在数据编辑窗口中输入数据。建立因变量“幼虫”和因素水平变量“品种”，然后输入对应的数 值，如图 5-1 所示。或者打开已存在的数据文件“DATA5-1.SAV”。
2）启动分析过程
点击主菜单“Analyze”项，在下拉菜单中点击“Compare Means”项，在右拉式菜单中点击 “0ne-Way ANOVA”项，系统 打开单因素方差分析设置窗口如图 5-2。
图 5-2 单因素方差分析窗口
3）设置分析变量
因变量: 选择一个或多个因子变量进入“Dependent List”框中。本例选择“幼虫”。 因变量:
因素变量: 因素变量: 选择一个因素变量进入“Factor”框中。本例选择“品种”。
4）设置多项式比较
单击“Contrasts”按钮，将打开如图 5-3 所示的对话框。该对话框用于设置均值的多项式比较。
图 5-3 “Contrasts”对话框
定义多项式的步骤为：
均值的多项式比较是包括两个或更多个均值的比较。例如图 5-3 中显示的是要求计算 “1.1×mean1-1×mean2”的值，检验的假设 H0：第一组均值的 1.1 倍与第二组的均值相等。单因素方 差分析的“0ne-Way ANOVA”过程允许进行高达 5 次的均值多项式比较。多项式的系数需要由读者自己 根据研究的需要输入。具体的操作步骤如下：
① 选中“Polynomial”复选项，该操作激活其右面的“Degree”参数框。
② 单击 Degree 参数框右面的向下箭头展开阶次菜单，可以选择“Linear”线性、“Quadratic” 二次、“Cubic”三次、“4th”四次、“5th”五次多项式。
③ 为多项式指定各组均值的系数。 方法是在“Coefficients”框中输入一个系数， 单击 Add 按钮， “Coefficients”框中的系数进入下面的方框中。 依次输入各组均值的系数， 在方形显示框中形成—列 数值。因
素变量分为几组，输入几个系数，多出的无意义。如果多项式中只包括第一组与第四组的均值 的系数，必须把第二个、第三个系数输入为 0 值。如果只包括第一组与第二组的均值，则只需要输入前 两个系数，第三、四个系数可以不输入。 可以同时建立多个多项式。一个多项式的一组系数输入结束，激话“Next”按钮，单击该按钮后 “Coefficients”框中清空，准备接受下一组系数数据。
如果认为输入的几组系数中有错误，可以分别单击“Previous”或“Next”按钮前后翻找出错的 一组数据。单击出错的系数，该系数显示在编辑框中，可以在此进行修改，修改后单击“Change”按钮 在系数显示框中出现正确的系数值。当在系数显示框中选中一个系数时，同时激话“Remove”按钮，单 击该按钮将选中的系数清除。
④单击“Previous”或“Next”按钮显示输入的各组系数检查无误后，按“Continue”按钮确认 输入的系数并返回到主对话框。要取消刚刚的输入，单击“Cancel”按钮；需要查看系统的帮助信息， 单击“Help”按钮。 本例子不做多项式比较的选择,选择缺省值。
5）设置多重比较
在主对话框里单击“Post Hoc”按钮，将打开如图 5-4 所示的多重比较对话框。该对话框用于设 置多重比较和配对比较。 方差分析一旦确定各组均值间存在差异显著， 多重比较检测可以求出均值相等 的组；配对比较可找出和其它组均值有差异的组，并输出显著性水平为 0.95 的均值比较矩阵，在矩阵 中用星号表示有差异的组。
图 5-4 “Post Hoc Multiple Comparisons”对话框
(1)多重比较的选择项： (1)多重比较的选择项： 多重比较的选择项
①方差具有齐次性时(Equal Variances Assumed)，该矩形框中有如下方法供选择： LSD (Least-significant difference) 最小显著差数法，用 t 检验完成各组均值间的配对比 较。对多重比较误差率不进行调整。 Bonferroni (LSDMOD) 用 t 检验完成各组间均值的配对比较，但通过设置每个检验的误差率来 控制整个误差率。 可以调整显著性水平， Bofferroni 方法的界限要小。 比 Sidak 计算 t 统计量进行多重配对比较。 Scheffe 对所有可能的组合进行同步进入的配对比较。这些选择项可以同时选择若干个。以便 比较各种均值比较方法的结果。
R-E-G-WF (Ryan-Einot-Gabriel-Welsch F) 用 F 检验进行多重比较检验。 R-E-G-WQ (Ryan-Einot-Gabriel-Welsch range test) 正态分布范围进行多重配对比较。 S-N-K (Student-Newmnan-Keuls) 用 Student Range 分布进行所有各组均值间的配对比较。如 果各组样本含量相等或者选择了 “Harmonic average of all groups”即用所有各组样本含量的调和平均数进行样本量估计时 还用逐步过程进
行齐次子集(差异较 小的子集)的均值配对比较。在该比较过程中，各组均值从大到小按顺序排列，最先比较最末 端的差异。 Tukey (Tukey's，honestly signicant difference) 用 Student-Range 统计量进行所有组间均 值的配对比较，用所有配对比较误 差率作为实验误差率。 Tukey'sTukey's-b 用“stndent Range”分布进行组间均值的配对比较。其精确值为前两种检验相应 值的平均值。 Duncan (Duncan's multiple range test) 新复极差法（SSR），指定一系列的“Range”值， 逐步进行计算比较得出结论。 Hochberg's GT2 用正态最大系数进行多重比较。 Gabriel 用正态标准系数进行配对比较，在单元数较大时，这种方法较自由。 WallerWaller-Dunca 用 t 统计量进行多重比较检验,使用贝叶斯逼近。 Dunnett 指定此选择项，进行各组与对照组的均值比较。默认的对照组是最后一组。选择了该 项就激活下面的“Control Category”参数框。展开下拉列表，可以重新选择对照组。 “Test”框中列出了三种区间分别为：
“2-sides” 双边检验; “Conbo1”“右边检验。
②方差不具有齐次性时(Equal Varance not assumed)，检验各均数间是否有差异的方祛有四种可 供选择： Tamhane's T2, t 检验进行配对比较。 Dunnett's T3，采用基于学生氏最大模的成对比较法。
Games-Howell，Games-Howell 比较，该方法较灵活。 Dunnett's C，采用基于学生氏极值的成对比较法。 ③ Significance 选择项，各种检验的显著性概率临界值，默认值为 0.05，可由用户重新设定。
本例选择“LSD”和“Duncan”比较，检验的显著性概率临界值 0.05。
6) 设置输出统计量
单击“Options”按钮，打开“Options”对话框，如图 5-5 所示。选择要求输出的统计量。并按 要求的方式显示这些统计量。在该对话框中还可以选择对缺失值的处理要求。各组选择项的含义如下：
图 5-5 输出统计量的设置
“Statistics”栏中选择输出统计量: “Statistics” Descriptive，要求输出描述统计量。选择此项输出观测量数目、均值、标准差、标准误、最 小值、最大值、各组中每个因变量 的 95％置信区间。 Fixed and random effects, 固定和随机描述统计量 Homogeneity-of-variance，要求进行方差齐次性检验，并输出检验结果。用“Levene lest ” 检验，即计算每个观测量与其组均 值之差，然后对这些差值进行一维方差分析。 Brown-Forsythe 布朗检验
Welch,韦尔奇检验 Means plot，即均数分布图，根据各组均数描绘出因变量的分布情况。 “Missing Values”栏中，选择缺失值处理方法。 Values” Exclude cases analysis by analysis 选项，被选择参与分析的变量含缺失值的观测量，从 分析中剔除。 Exclude cases listwise 选项
，对含有缺失值的观测量，从所有分析中剔除。 以上选择项选择完成后，按“Continue”按钮确认选择并返回上一级对话框；单击“Cancel”按 钮作废本次选择；单击“Help”按钮，显示有关的帮助信息。
本例子选择要求输出描述统计量和进行方差齐次性检验，缺失值处理方法选系统缺省设置。
6）提交执行
设置完成后，在单因素方差分析窗口框中点击“OK”按钮，SPSS 就会根据设置进行运算，并将结 算结果输出到 SPSS 结果输出窗口中。
7) 结果与分析
输出结果： 输出结果：
表 5-2 描述统计量，给出了水稻品种分组的样本含量 N、平均数 Mean、标准差 Std.Deviation、标 准误 Std.Error、95%的置信区间、最小值和最大值。
表 5-3 为方差齐次性检验结果，从显著性慨率看，p>0.05，说明各组的方差在 a=0.05 水平上没有 显著性差异，即方差具有齐次性。这个结论在选择多重比较方法时作为一个条件。
表 5-4 方差分析表：第 1 栏是方差来源，包括组间变差“Between Groups”；组内变差“Within Groups”和总变差“Total”。第 2 栏是离差平方和“Sum of Squares”，组间离差平方和 87.600，组 内离差平方和为 24.000，总离差平方和为 111.600，是组间离差平方和与组内离差平方和相加之和。第 3 栏是自由度 df，组间自由度为 4，组内自由度为 10；总自由度为 14。第 4 栏是均方“Mean Square”， 是第 2 栏与第 3 栏之比；组间均方为 21.900，组内均方为 2.400。第 5 栏是 F 值 9.125（组间均方与组 内均方之比）。第 6 栏：F 值对应的概率值，针对假设 H0：组间均值无显著性差异(即 5 种品种虫数的 平均值无显著性差异)。计算的 F 值 9.125，对应的概率值为 0.002。
表 5-5 LSD 法进行多重比较表，从表 5-4 结论已知该例子的方差具有其次性，因此 LSD 方法适用。 第 1 栏的第 1 列“[i]品种”为比较基准品种， 2 列“[j]品种”是比较品种。 2 栏是比较基准品种 第 第 平均数减去比较品种平均数的差值（Mean Difference），均值之间具有 0.05 水平（可图 5-4 对话框里 设置）上有显著性差异，在平均数差值上用“*”号表明。第 3 栏是差值的标准误。第 4 栏是差值检验 的显著性水平。第 5 栏是差值的 95%置信范围的下限和上限。
表 5-6 是多重比较的 Duncan 法进行比较的结果。第 1 栏为品种，按均数由小到大排列。第 2 栏列 出计算均数用的样本数。第 3 栏列出了在显著水平 0.05 上的比较结果，表的最后一行是均数方差齐次 性检验慨率水平，p>0.05 说明各组方差具有齐次性。
多重比较比较表显著性差异差异的判读： 多重比较比较表显著性差异差异的判读：在同一列的平均数表示没有显著性差异，反之则具
有显 著性的差异。例如，品种 3 横向看，平均数显示在第 3 列“2”小列，与它同列显示的有品种 2 的平均 数，说明与品种 2 差异不显著（0.05 水平），再往右看，平均数显示在第 3 列“3”小列，与它同列显 示的有品种 4 的平均数，说明与品种 4 差异不显著（0.05 水平）。则品种 3 与品种 5 和品种 1 具有显 著性的差异（0.05 水平）。
品种 3 和品种 4 都显示有平均数值。
结果分析: 结果分析:
根据方差分析表输出的 p 值为 0.002 可以看出，无论临界值取 0.05，还是取 0.01，p 值均小于临 界值。因此否定 Ho 假设，水稻品种对稻纵卷叶螟幼虫抗虫性有显著性意义，结论是稻纵卷叶螟幼虫数 量的在不同品种间有明显的不同。根据该结论选择抗稻纵卷叶螟幼虫水稻品种，犯错误的概率几乎为 0.008。
只有在方差分析中 F 检验存在差异显著性时，才有比较的统计意义。
法多重比较表明： LSD 法多重比较表明：
品种 1 与品种 2、品种 3 和品种 5 之间存在显著性差异； 品种 2 与品种 1 和品种 4 之间存在显著性差异； 品种 3 与品种 1 和品种 5 之间存在显著性差异； 品种 4 与品种 2 和品种 5 之间存在显著性差异； 品种 5 与品种 1、品种 3 和品种 4 之间存在显著性差异。 法多重比较表明： Duncan 法多重比较表明： 品种 5 与品种 3、品种 4 和品种 1 之间存在显著性差异。 品种 2 与品种 4 和品种 1 之间存在显著性差异； 品种 3 与品种 5 和品种 1 之间存在显著性差异； 品种 4 与品种 5 和品种 2 之间存在显著性差异； 品种 1 与品种 5、品种 2 和品种 3 之间存在显著性差异；
两种方法比较结果一致。