Lista4 (1)

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<p>UNIVERSIDADE DE SÃO PAULO</p><p>Faculdade de Zootecnia e Engenharia de Alimentos</p><p>Departamento de Ciências Básicas</p><p>ZAB 0363 - Estatı́stica Experimental</p><p>Lista 4</p><p>1. Comparando quatro rações em 24 bovinos de idades de pesos iniciais semelhantes,</p><p>mas de raças diferentes, utilizou-se um delineamento em blocos casualizados, usando</p><p>o fator raça para definir os blocos. Baseado nos resultados do ganho de peso, em kg,</p><p>dos animais, faça uma análise de variância e os testes de hipóteses convenientes (Use</p><p>α = 5%).</p><p>Tratamento (Ração)</p><p>Bloco (Raça) 1 2 3 4 Total</p><p>1 99 98 107 104 408</p><p>2 94 87 102 89 372</p><p>3 91 97 95 95 378</p><p>4 100 80 92 78 350</p><p>5 97 102 94 94 387</p><p>6 89 91 98 98 376</p><p>Total 570 555 588 558 2271</p><p>2. Um teste foi realizado para determinar quanto de proteı́na de soja poderia ser adicio-</p><p>nada ao hambúrguer sem que os avaliadores percebessem a diferença de sabor, os</p><p>dados estão apresentados na tabela abaixo. Os hambúrgueres testados continham: 0%,</p><p>5%, 10%, 15% e 20% de proteı́na de soja. Cada grupo de prova continha um controle</p><p>(sem soja) e cinco amostras codificadas. Dezesseis avaliadores foram convidados para</p><p>avaliar essas amostras. Os valores iam de 1 a 9, sendo 1=extremamente melhor que o</p><p>controle; 9=extremamente inferior ao controle. Teste se os avaliadores perceberam as</p><p>diferenças significativas entre as amostras e se as amostras diferem do grupo controle</p><p>(sem soja) (Use α = 5%).</p><p>Avaliador sem soja 5% soja 10% soja 15% soja 20% soja Total</p><p>Av1 1 3 5 1 9 19</p><p>Av2 3 3 1 7 5 19</p><p>Av3 7 3 4 4 7 25</p><p>Av4 1 3 5 4 9 22</p><p>Av5 6 5 3 2 5 21</p><p>Av6 4 3 2 7 9 25</p><p>Av7 1 1 3 3 8 16</p><p>Av8 2 2 1 1 2 08</p><p>Av9 2 2 3 2 5 14</p><p>Av10 5 5 3 5 6 24</p><p>Av11 3 3 5 5 7 23</p><p>Av12 3 3 1 5 1 13</p><p>Av13 3 1 5 3 3 15</p><p>Av14 7 2 1 3 9 22</p><p>Av15 5 5 3 5 6 24</p><p>Av16 5 7 7 3 9 31</p><p>Total 58 51 52 60 100 321</p><p>Média 3,62 3,19 3,25 3,75 6,25</p><p>3. Em um experimento com 5 variedades de batatinhas (A, B, C, D e E), em blocos</p><p>casualizados, as produções, em toneladas por hectare, foram:</p><p>Variedades</p><p>Blocos A B C D E</p><p>1 9 21 22 15 12</p><p>2 13 27 29 11 18</p><p>3 11 26 24 10 18</p><p>4 9 25 25 12 17</p><p>Para o nı́vel de significância de 5%, pede-se:</p><p>(a) Faça uma análise de variância.</p><p>(b) Se necessário, aplique o teste de Duncan.</p><p>4. Os dados abaixo, se referem a um experimento instalado segundo um DBC, em que</p><p>os tratamentos, 5 produtos comerciais para suprir deficiência de micronutriente em</p><p>caprinos, foram fornecidos aos animais os quais foram separados em 3 grupos segundo</p><p>a idade. Os resultados obtidos, expressos em ppm de micronutriente/ml de sangue,</p><p>foram os seguintes:</p><p>2</p><p>Produtos comerciais</p><p>Bloco 1 2 3 4 5 Totais</p><p>1 83 86 103 116 132 520</p><p>2 63 69 79 81 98 390</p><p>3 55 61 79 79 91 365</p><p>Totais 201 216 261 276 321 1275</p><p>Pede-se proceder a ANOVA e aplicar o teste Tukey, usando o nı́vel de 5% de signi-</p><p>ficância.</p><p>5. No estudo do ganho de peso de porcos guinea, quatro dietas foram testadas. Vinte</p><p>animais foram usados neste experimento, 5 animais para cada dieta. Entretanto o</p><p>pesquisador acreditou que alguns fatores ambientais poderiam afetar o ganho de peso.</p><p>Não foi possı́vel reunir os 20 animais em uma mesma condição ambiental. Portanto,</p><p>foram estabelecidos 5 blocos de unidades experimentais sob idênticas condições de</p><p>temperatura, luz etc.</p><p>Dietas</p><p>Blocos 1 2 3 4</p><p>1 7,0 5,3 4,9 8,8</p><p>2 9,9 5,7 7,6 8,9</p><p>3 8,5 4,7 5,5 8,1</p><p>4 5,1 3,5 2,8 3,3</p><p>5 10,3 7,7 8,4 9,1</p><p>Com base nos dados de ganhos de peso, aplique o teste Tukey para a comparação das</p><p>médias das dietas (considere α = 5%).</p><p>6. O número de peças defeituosas produzidas por cinco operários trabalhando, em turnos,</p><p>em quatro máquinas diferentes são os seguintes.</p><p>Máquinas</p><p>Trabalhadores 1 2 3 4</p><p>1 44 38 47 38</p><p>2 46 40 52 43</p><p>3 34 37 44 37</p><p>4 43 39 46 35</p><p>5 38 42 49 39</p><p>3</p><p>Considerando as pressuposições da análise de variância satisfeitas e os trabalhadores</p><p>como blocos, a um nı́vel de 5% significância, verifique se há alguma diferença entre</p><p>as máquinas em relação ao número de peças defeituosas. Se sim, aplique o teste de</p><p>Duncan.</p><p>7. Num experimento de competição de variedades de batatinha feito pelo engenheiro</p><p>agrônomo Oscar A. Garay em Balcarce, Argentina, em blocos casualizados, as produções</p><p>obtidas, em t/ha, foram as seguintes:</p><p>Variedades Bloco 1 Bloco 2 Bloco 3 Bloco 4 Totais de variedades</p><p>1. Kennebec 9,2 13,4 11,0 9,2 42,8</p><p>2. Huinkul 21,1 27,0 26,4 25,7 100,2</p><p>3. S. Rafaela 22,6 29,9 24,2 25,1 101,8</p><p>4. Buena Vista 15,4 11,9 10,1 12,3 49,7</p><p>5. B 25-50 E 12,7 18,0 18,2 17,1 66,0</p><p>6. B 1-52 20,0 21,1 20,0 28,0 89,1</p><p>7. B 116-51 23,1 24,2 26,4 16,3 90,0</p><p>8. B 72-53 A 18,0 24,6 24,0 24,6 91,2</p><p>Totais de blocos 142,1 170,1 160,3 158,3 630,8</p><p>Faça uma análise de variância e aplique o teste de Tukey, usando α = 5%</p><p>8. Num experimento objetivando verificar a influência da suplementação concentrada de</p><p>enzimas Amilolı́ticas, celulolı́ticas e proteolı́ticas sobre o ganho de peso em ovinos da</p><p>raça ideal (POLWARTH), criados a pasto, foram utilizados os seguintes tratamentos:</p><p>1 - Pasto de Cynodon dactylon + ração concentrada</p><p>2 - Pasto de Cynodon dactylon + ração concentrada + BIOVITASE</p><p>3 - Pasto de Cynodon dactylon + ração concentrada + PANASE-S</p><p>4 - Pasto de Cynodon dactylon (Testemunha)</p><p>O experimento foi em blocos ao acaso, com 5 blocos e 4 tratamentos, e os resultados</p><p>obtidos para o ganho de peso médio, em kg, durante o experimento foram:</p><p>Blocos</p><p>Tratamentos I II III IV V Total</p><p>1-Ração concentrada (RC) 10,90 13,75 14,50 11,70 13,10 63,95</p><p>2-RC + BIOVITASE 11,70 16,28 14,40 15,50 11,60 69,48</p><p>3- RC + PANASE-S 16,80 14,10 8,60 16,10 14,30 69,90</p><p>4- Cynodon dactylon (Testemunha) 6,10 5,80 3,60 5,30 6,30 27,10</p><p>Total 45,5 49,93 41,1 48,6 45,3</p><p>4</p><p>Faça uma análise de variância e use o teste de Dunnett para comparar a influência da</p><p>suplementação com o tratamento testemunha (sem suplementação), usando α = 5%.</p><p>Respostas</p><p>1. Fcal = 1, 06 < 3, 29 = Ftab = F5%(3, 15), não rejeita-se H0. Conclui-se que as médias dos</p><p>ganhos de pesos dos animais que recebem as rações 1,2,3 e 4 são iguais. Como não</p><p>houve diferença entre as médias dos tratamentos, uma estimativa do ganho de peso</p><p>dos bovinos é dada pela média geral, no caso, 94,6 kg.</p><p>2. Fcal = 7, 61 > 2, 53 = Ftab = F5%(4, 60), rejeita-se H0. Há diferença significativa na</p><p>percepção das amostras. D=1,64. Conclui-se que o hambúrguer adicionado 20% de</p><p>proteı́na de soja, apresentou diferença significativa do controle, avaliado com o sabor</p><p>significativamente pior que o controle, com 5% de significância de acordo com o teste</p><p>de Dunnett. Por outro lado, foi possı́vel adicionar até 15% de proteı́na de soja no</p><p>hambúrguer sendo que este não apresentou diferença significativa do controle (sem</p><p>soja) em relação ao sabor.</p><p>3. (a) Fcal = 37, 66 > 3, 26 = Ftab = F5%(4, 12). Assim, ao nı́vel de 5% de significância,</p><p>conclui-se que há diferença significativa nas médias de produções.</p><p>(b) ȳA = 10, 5 c, ȳB = 24, 75 a, ȳC = 25 a, ȳD = 12 c, ȳE = 16, 25 b. Médias seguidas de</p><p>mesma letra não diferem entre si pelo Teste de Duncan a 5%. Logo, ao nı́vel de 5%</p><p>de significância, há evidências para afirmar que as variedades de batatinhas C e B</p><p>tiveram produções médias maiores, e se diferiram das demais. Já a variedade de</p><p>batatinha E se diferiu das demais, e as variedades D e A, apresentaram as menores</p><p>produções médias, e não se diferiram entre si.</p><p>4. Fcal = 33, 59 > 3, 84 = Ftab = F5%(4, 8). Assim, ao nı́vel de 5% de significância, conclui-se</p><p>que há diferença significativa entre as médias. ȳ1 = 67 c, ȳ2 = 72 c, ȳ3 = 87 b, ȳ4 = 92 b,</p><p>ȳ5 = 107 a. Médias seguidas de mesma letra não diferem entre si pelo Teste de Tukey a</p><p>5%. Logo, ao nı́vel de 5% de significância, há evidências para afirmar que o produto 5</p><p>supriu melhor a deficiência de micronutriente em caprinos, e se diferiu significamente</p><p>das médias dos demais produtos. Já os produtos 4 e 3 não se diferiram entre si, mas se</p><p>diferiram de 2 e 1, sendo que estes, não se diferiram entre si.</p><p>5. Fcal = 11, 825 > 3, 49 = Ftab = F5%(3, 12). Assim, ao nı́vel de 5% de significância,</p><p>conclui-</p><p>se que há diferença significativa entre as médias. ȳ1 = 8, 16 a, ȳ2 = 5, 38 b, ȳ3 = 5, 84</p><p>b, ȳ4 = 7, 64 a. Médias seguidas de mesma letra não diferem entre si pelo Teste de</p><p>Tukey a 5%. Logo, ao nı́vel de 5% de significância, há evidências que as dietas 1 e 4</p><p>apresentaram melhores ganhos de peso médio em relação às demais, não apresentando</p><p>diferenças significativa entre elas.</p><p>5</p><p>6. Fcal = 14, 05 > 3, 49 = Ftab = F5%(3, 12). Assim, ao nı́vel de 5% de significância, conclui-</p><p>se que há diferença significativa entre as médias. ȳ1 = 41 b, ȳ2 = 39, 2 b, ȳ3 = 47, 6 a,</p><p>ȳ4 = 38, 4 b. Médias seguidas de mesma letra não diferem entre si pelo Teste de Duncan</p><p>a 5%. Logo, ao nı́vel de 5% de significância, há evidências que em média a máquina</p><p>3 apresenta maior número de peças defeituosas em relação às demais, as quais não</p><p>apresentaram diferenças significativas entre si.</p><p>7. Fcal = 15, 37 > 2, 49 = Ftab = F5%(7, 21). Assim, ao nı́vel de 5% de significância, conclui-</p><p>se que há diferença significativa entre as médias. ȳ1 = 10, 7 c, ȳ2 = 25, 1 a, ȳ3 = 25, 5</p><p>a, ȳ4 = 12, 4 c, ȳ5 = 16, 5 bc, ȳ6 = 22, 3 ab, ȳ7 = 22, 5 ab, ȳ8 = 22, 8 ab. Médias</p><p>seguidas de mesma letra não diferem entre si pelo Teste de Tukey a 5%. Logo, ao nı́vel</p><p>5% de significância, as variedades 2, 3, 6, 7 e 8 foram as que apresentaram melhores</p><p>produções médias em relação às demais, sendo que entre elas não houveram diferenças</p><p>significativas.</p><p>8. Fcal = 16, 35 > 3, 49 = Ftab = F5%(3, 12). Assim, ao nı́vel de 5% de significância, conclui-se</p><p>que há diferença significativa entre as médias. Desse modo, ao nı́vel 5% de significância,</p><p>conclui-se pelo teste de Dunnett, que os animais que receberam a suplementação</p><p>concentrada de enzimas, tiveram maior ganho de peso que aqueles que não receberam</p><p>suplementação.</p><p>6</p>