VOLUMEN I

(*)
No se calcula para el diseño completamente aleatorizado.
(**)
Sólo se calcula para el diseño Cuadrado Latino.
(***)
Depende del tipo de diseño.
La variación total de la respuesta causada por los diferentes tratamientos se subdivide ahora, como se muestra
en la Tabla 3.2.3.-III, en las sumas de cuadrados obtenidos a partir de los valores de las Tablas 3.2.3.-I y
3.2.3.-II. La suma de cuadrados debida a la no linealidad se puede calcular únicamente si se incluyen por lo
menos tres dosis por preparación en el ensayo.
El error residual del ensayo se obtiene restando las variaciones de las fuentes de variación, permitidas para el
diseño, de la variación total de la respuesta (Tabla 3.2.3.-IV). En esta tabla y representa la media de todas las
respuestas registradas en el ensayo. Se ha de hacer notar que para el cuadrado latino el número de respuestas
replicadas (n) es igual al número de filas, columnas o tratamientos (dh).
CM
SC
fte.
de var iación
.
gl
fte de var iación
fte.
de var iación
El análisis de varianza se completa ahora como sigue. Cada suma de cuadrados se divide por el correspondiente
número de grados de libertad para dar los cuadrados medios (CM).
El F calculado es el cociente entre el cuadrado medio de cada fuente de variación y el cuadrado medio del
error residual (s 2 ). La significación de esos valores (conocida como razón F) se evalúa mediante el empleo de la
Tabla 7.1.
F
calculado
CM
CM
fte.
devariación
3.2.4 Criterios de validez
Se dice que los resultados de un ensayo son “estadísticamente válidos” si el resultado del análisis de varianza
es el siguiente:
1) El término regresión lineal es , es decir, la probabilidad calculada es inferior a 0.01
(p0,05 ). Esto indica que se satisface la condición 5A, Sección 3.1.
3) El término de no-linealidad es , es decir, la probabilidad calculada no es inferior a 0,05
(p>0,05 ). Esto indica que se satisface la condición 4A. Sección 3.1.
Una desviación significativa del paralelismo en un ensayo múltiple (varias preparaciones simultáneamente)
puede ser debida a la inclusión en el diseño del ensayo de una preparación a examinar que da una línea ln dosisrespuesta
con una pendiente diferente de la de las otras preparaciones. En lugar de declarar no válido la totalidad
del ensayo se puede decidir la eliminación de todos los datos relativos a esa preparación y retomar el análisis
desde el inicio.
Cuando se establece la validez estadística, las potencias y los límites de confianza se pueden estimar por los
métodos descriptos en la sección siguiente.
3.2.5. Estimación de la Potencia y Límites de Confianza
I es el ln del cociente entre dosis adyacentes de cualquier preparación, se obtiene a partir de:
( dosis 2)
I ln ln dosis 2 ln dosis 1
(3.2.5.-1)
( dosis 1)
error
La pendiente común b, para ensayos con d dosis de cada preparación, se obtiene a partir de la fórmula
H
L
( LS
LT
...)
b
I n h
(3.2.5.-2)