Coleção modelos
Waller-Duncan
Teste de Waller-Duncan (bayesiano, razão K): letras de agrupamento das médias.
O que o bloco faz
models/waller_duncan Aplica Waller–Duncan às médias e retorna grupos por letras. A saída é models/emm.
Antes de continuar
Termos que esta página usa, em poucas palavras. As definições completas estão no glossário.
- Resíduo
- A diferença entre o valor observado e o valor que o modelo ajustado prevê para aquela observação. É nos resíduos que se conferem os pressupostos do modelo: eles devem parecer ruído, sem padrão.
- Modelo linear generalizado (GLM)
- Uma extensão do modelo linear para respostas que não são normais, como contagens (Poisson) e proporções ou sim/não (binomial). Uma função de ligação conecta a média da resposta à parte linear do modelo.
- Tratamento
- A condição aplicada a uma unidade experimental: um nível de um fator ou uma combinação de níveis de vários fatores. As comparações do experimento são entre tratamentos.
- Análise de variância (ANOVA)
- Um método que divide a variação total da resposta em partes atribuídas a cada fonte (tratamentos, blocos, erro) e testa, pela estatística F, se cada fonte explica mais variação do que o acaso.
- Comparações múltiplas
- Comparar muitos pares de tratamentos aumenta a chance de achar alguma diferença só por acaso. Os procedimentos de comparações múltiplas (Tukey, Dunnett, Scott-Knott...) controlam essa chance de formas diferentes, e por isso podem discordar entre si.
Quando usar
Use quando a análise especifica Waller–Duncan e uma razão K entre custos dos erros.
Pressupostos
O modelo que entra atende aos seus pressupostos (erros normais, variância constante, independência): as comparações usam o erro padrão dele.
Verificar:Normalidade dos resíduosLeveneDiagnóstico dos resíduos
Se falhar: Acerte o modelo antes: transformação,
models/glm, oumodels/lmerpara erros correlacionados.As médias vêm de uma ANOVA com um erro só por fator (o bloco escolhe o erro (a) ou (b) na parcela subdividida), e os dados são balanceados: as médias usadas são as da tabela.
Se falhar: No desbalanceado, ou em GLM e misto, use o
models/emmeans.Os efeitos de tratamento são tratados como intercambiáveis a priori (a regra é bayesiana), e a razão K reflete o custo relativo dos erros tipo I e II.
Configuração
Tratamento escolhe o fator; K pondera custos de erros tipo I e II.
Exemplo
library(trama)
reg <- tr_registry()
tr_use("trama.models", registry = reg)
tr_flow(reg) |>
tr_add("dados", "models/example", dataset = "milho_dbc") |>
tr_add("ajuste", "models/anova_dbc", resposta = "producao", tratamento = "hibrido", bloco = "bloco", from = "dados") |>
tr_add("resultado", "models/waller_duncan", tratamento = "hibrido", from = "ajuste")Para o ajuste em parcelas subdivididas, o teste agrupa as médias de nitrogenio; a saída inclui estimativas e letras segundo a razão K configurada.
Como interpretar
Letras agrupam médias segundo o procedimento bayesiano e a razão K escolhida.
Implementação
agricolae::waller.test()versão 1.3.7Com o QM e os gl do erro, o F do tratamento (Fc) e a razãoK;group = TRUE.
No código O bloco chama trama.models::tr_models_waller_duncan(), em trama.models/R/agricolae.R:110.
A conta é feita nesta chamada:
agricolae::waller.test(b$y, b$trt, DFerror = b$gl, MSerror = b$qm, Fc = b$fc, K = k, group = TRUE, console = FALSE)
Outras funções de pacotes que o bloco usa (34)
stats::anova(aj)reformulas::nobars(stats::formula(aj))stats::formula(aj)stats::setNames(rep(list("contr.sum"), length(usados)), usados)MASS::glm.nb(stats::formula(aj), data = fit$dados, contrasts = if (length(ctr)) ctr else NULL)stats::formula(aj)stats::glm(stats::formula(aj), family = stats::family(aj), data = fit$dados, contrasts = if (length(ctr)) ctr else NULL)stats::formula(aj)stats::family(aj)lme4::glmer(stats::formula(aj), data = as.data.frame(fit$dados), family = stats::family(aj), contrasts = if (length(ctr)) ctr else NULL)stats::formula(aj)stats::family(aj)stats::contrasts(d[[v]])stats::contr.sum(nlevels(d[[v]]))stats::lm(stats::formula(aj), data = fit$dados, contrasts = if (length(ctr)) ctr else NULL)car::Anova(m, type = if (tipo == "II") 2 else 3)stats::family(aj)stats::anova(aj, test = if (usa_f) "F" else "Chisq")car::Anova(m, type = if (tipo == "II") 2 else 3, test.statistic = if (usa_f) "F" else "LR")stats::anova(modelo$ajuste, type = tipo)stats::anova(m, type = if (tipo == "I") "sequential" else "marginal")car::Anova(m, type = tipo)stats::anova(fit$ajuste)stats::pf(tab$F[i], tab$gl[i], gl_a, lower.tail = FALSE)car::Anova(modelo$ajuste, type = 2)reformulas::nobars(stats::as.formula(fit$formula))stats::as.formula(fit$formula)stats::terms(fixa)stats::as.formula(paste("~", t))stats::anova(aj)car::Anova(aj, type = 2)stats::residuals(fit$ajuste)stats::df.residual(fit$ajuste)stats::qt(1 - alfa/2, b$gl)
Referências
Teoria
- Waller, R. A.; Duncan, D. B. (1969). A Bayes rule for the symmetric multiple comparisons problem. Journal of the American Statistical Association, 64(328), 1484-1503. doi:10.1080/01621459.1969.10501073