MODULE 2 : ANALYSE DE VARIANCE A 2 FACTEURS AVEC REPETITIONS Mise en pratique : corrigé 1) De quel type de dispositif expérimental s’agit-il ? Il s’agit d’un dispositif à deux facteurs croisés, équirépété (r = 4) 2) Quelles questions l’expérimentateur a-t-il envisagées lors de la conception de l’étude ? Il cherche à savoir si la dose d’hormone influence le gain de poids, si le gain de poids est influencé par le sexe du rat et si le sexe interagit avec la dose d’hormone. 3) Représentez graphiquement l’étude, à l’aide du logiciel Excel. Interprétez les graphiques obtenus. Influence de la dose d'hormone sur la croissance du rat poids (mg) 145 140 135 males 130 femelles 125 120 D1 D2 dose d'hormone D3 Le gain de poids apparaît plus élevé chez les mâles pour les doses 1 et 3 seulement. L’écart observé entre les sexes dépend de la dose ; il est plus important pour la dose 1 que pour les doses 2 et 3. Effet de la dose d'hormone sur le poids du rat poids moyen (mg) 145 140 D1 135 D2 130 D3 125 120 femelle sexe mâles Les différences de gain de poids entre les doses d’hormone dépendent du sexe de l’animal. La dose 1 est plus favorable pour les femelles, mais moins favorable pour les mâles. Il semble que le gain de poids soit influencé par les deux facteurs car ceux-ci paraissent interagir. 4) Ecrivez le modèle qui va vous permettre de traiter les données et de confirmer ou d’infirmer l’analyse graphique précédente. yijk = ij + ijk yijk : gain de poids mesuré sur le rat k de sexe i ayant reçu la dose i Le modèle s’écrit aussi yijk = + i + j + ij + ijk moyenne générale i : effet moyen du sexe i, i de 1 à 2 j : effet moyen de la dose d’hormone j, j de 1 à 3 ij : interaction entre le sexe i et la dose j ijk : résidu (écart au modèle) pour l’individu k, k de 1 à 4 5) Calculez les valeurs prédites et les résidus estimés et vérifiez graphiquement si les postulats du modèle linéaire sont vérifiés. yˆ ijk yij. ˆijk yijk yˆ ijk sexe m m m m m m m m m m m m f f f f f f f f f f f f hormone 1 1 1 1 2 2 2 2 3 3 3 3 1 1 1 1 2 2 2 2 3 3 3 3 poids 144 137 151 138 126 130 112 133 133 144 121 137 129 112 136 121 134 141 128 135 136 116 122 128 résidu 1,5 -5,5 8,5 -4,5 0,75 4,75 -13,25 7,75 -0,75 10,25 -12,75 3,25 4,5 -12,5 11,5 -3,5 -0,5 6,5 -6,5 0,5 10,5 -9,5 -3,5 2,5 valeur prédite 142,5 142,5 142,5 142,5 125,25 125,25 125,25 125,25 133,75 133,75 133,75 133,75 124,5 124,5 124,5 124,5 134,5 134,5 134,5 134,5 125,5 125,5 125,5 125,5 vérification des postulats : étude des résidus résidu estimé 15 10 5 0 -5 -10 -15 120 125 130 135 140 145 valeur prédite vérification de la normalité quantile N (0,1) 3 2 1 0 -1 -2 -3 -15 -10 -5 0 5 10 15 résidu estimé Le résultat du test de Levene est le suivant Source de variation combinaison résiduelle total Degré de liberté 5 18 23 Somme des carrés 49,71875 355,6875 405,40625 Carré moyen 9,94375 19,76041667 Probabilité F associée 0,503215604 0,769959744 La probabilité associée au F calculé est très supérieure à 0,05. On reste sous H0. On n’a pas mis en évidence de différence entre les variances résiduelles. Les 4 postulats paraissent vérifiés. On peut analyser les résultats de l’analyse de variance. 6) Construisez la table d’analyse de variance. Faites en l’interprétation ( = 5%) ; n’oubliez pas d’exprimer sous forme littérale vos conclusions. Source de variation sexe dose d'hormone Interaction résiduelle Somme des carrés 192,667 Degré de liberté 1 Carré moyen 192,667 75,250 762,583 1287,500 2 2 18 37,625 381,292 71,528 F 2,694 Probabilité 0,118 Valeur critique 4,414 0,526 5,331 0,600 0,015 3,555 3,555 Total 2318 23 L’interaction entre le facteur sexe et le facteur dose d’hormone est significative. Les deux facteurs agissent sur le gain de poids. Les effets moyens des deux facteurs sont non significatifs. Il faut tenir compte de l’interaction pour interpréter correctement l’influence des facteurs. 7) Comparez ensuite les moyennes des trois doses ainsi que celles des deux sexes. Les résultats sont-ils bien en accord avec la conclusion précédente ? Confrontez les résultats à l’interprétation graphique réalisée en premier lieu. Etant donné qu’il existe une interaction significative entre les deux facteurs, il faut comparer les moyennes des trois doses, pour chacun des sexes et comparer les moyennes des deux sexes, dose par dose. Le dispositif étant équirépété, chaque comparaison est réalisée avec le test de Newman et Keuls. Comparaison des 3 doses d’hormones CMr r écart-type moyenne 71,53 4 4,228770507 dlr 18 Q(3,18,0,95) 3,61 ppas 15,26586153 femelles Dose1 Dose2 Dose3 d 134,5 - 124,5 D2 - D1 124,5 134,5 125,5 10 < ppas NS L’étude n’a pas mis en évidence de différence de gain de poids entre les trois doses chez les femelles. mâles Dose1 Dose2 Dose3 d 142,5 125,25 133,75 142,5 - 125,25 17,25 > ppas On continue avec des groupes de 2 moyennes 2 moyennes Q(2,18,0.95) 2,97 ppas 12,55944841 D1 - D3 8,75 D3 - D2 8,5 D2 D3 S NS NS D1 Il existe des différences entre les 3 doses chez les mâles. La dose 1 induit un gain de poids significativement différent de celui obtenu avec la dose 2. Le classement des doses varie selon le sexe étudié ; cela résulte d’une interaction sexe x dose. Les différences observées graphiquement ne sont pas toutes significatives. C’est pourquoi l’analyse de variance doit compléter cette analyse graphique. Comparaison des deux sexes. CMr 71,53 r 4 écart-type moyenne 4,228770507 Q(2,18,0.95) 2,97 ppas 12,55944841 males femelles D1 142,5 124,5 D2 125,25 134,5 ppas 12,55944841 pour D1 18 S pour D2 9,25 NS pour D3 8,25 NS D3 133,75 125,5 Seule la dose 1 induit des gains de poids significativement différents entre les deux sexes. Les différences entre sexes dépendent bien de la dose étudiée.