田間試驗(yàn)與統(tǒng)計(jì)分析課后答案

1、田間試驗(yàn)與統(tǒng)計(jì)分析課后答案【篇一：田間試驗(yàn)與統(tǒng)計(jì)方法作業(yè)題參考答案】=txt作業(yè)題（一）參考答案一、名詞解釋（10分）1邊際效應(yīng)2唯一差異性原則 3小概率實(shí)際不可能性原理4統(tǒng)計(jì)假設(shè)5連續(xù)性矯正1邊際效應(yīng)：指種植在小區(qū)或試驗(yàn)地邊上的植株因其光照、通風(fēng)和 根系吸收范圍等生長條件與中間的植株不同而產(chǎn)生的差異。2唯一差異性原則：指在試驗(yàn)中進(jìn)行比較的各個(gè)處理，其間的差別 僅在于不同的試驗(yàn)因素或不同的水平，其余所有的條件都應(yīng)完全一 致。3小概率實(shí)際不可能性原理：概率很小的事件，在一次試驗(yàn)中幾乎不可能發(fā)生或可以認(rèn)為不可能發(fā)生。4統(tǒng)計(jì)假設(shè)：就是試驗(yàn)工作者提出有關(guān)某一總體參數(shù)的假設(shè)。5連續(xù)性矯正：連續(xù)性矯正：？

2、2分布是連續(xù)性變數(shù)的分布，而次數(shù) 資料屬間斷性變數(shù)資料。研究表明，當(dāng)測驗(yàn)資料的自由度等于1時(shí),算得的？2值將有所偏大，因此應(yīng)予以矯正，統(tǒng)計(jì)上稱為連續(xù)性矯正。二、填空（22分）1、試驗(yàn)觀察值與理論真值的接近程度稱為（準(zhǔn)確度）。5、用一定的概率保證來給出總體參數(shù)所在區(qū)間的分析方法稱為（區(qū)間估計(jì)），保證概率稱為（置信度）。6、試驗(yàn)設(shè)計(jì)中遵循（重復(fù)）和（隨機(jī)排列）原則可以無偏地估計(jì)試驗(yàn)誤差。7、樣本標(biāo)準(zhǔn)差ss= （?（x?）n?12?）,樣本均數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差sx=x2s1.7244?0.5453。n1012（?e?）iikk（o?e）222228、次數(shù)資料的？測驗(yàn)中，?=（）,當(dāng)自由度為（1） , ?c=

3、? ）。? （?ci?11eei9、在a、b二因素隨機(jī)區(qū)組試驗(yàn)的結(jié)果分析中已知總自由度為26,區(qū)組自由度為2,處理自由度為8, a因素自由度為2,則b因素的自由度為（2） , a、b二因素互作的 自由度為（4）,誤差的自由度為（16）。10、統(tǒng)計(jì)假設(shè)測驗(yàn)中直 接測驗(yàn)的是（無效）假設(shè)，它于與（備擇）假設(shè)成對立關(guān)系。211、相關(guān)系數(shù)的平方稱為（決定系數(shù)），它反映了（由 x不同而引 起的y的平方和u?（?y?）占y總平方和ssy?（y?y）的比例。 2三、簡答（15分）1簡述試驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本原則及作用。田間試驗(yàn)的設(shè)計(jì)要遵循 3個(gè)原則。1）.重復(fù)試驗(yàn)中同一處理種植多個(gè)小區(qū)或種植多次稱為重復(fù)，種植的小區(qū)數(shù)

4、 目稱為重復(fù)次數(shù)。重復(fù)最主要的作用是估計(jì)試驗(yàn)誤差，同時(shí)也能降 低試驗(yàn)誤差。2）,隨機(jī)排列隨機(jī)排列指試驗(yàn)方案所規(guī)定的每一個(gè)處理安排在試驗(yàn)地的哪一個(gè)小 區(qū)上要排除主觀因素的影響，采取隨機(jī)的方式來確定。隨機(jī)排列的作用是使試驗(yàn)結(jié)果得到無偏的估計(jì)。3）.局部控制方差分析的合理性和所得結(jié)果的可靠性是建立在以下三個(gè)基本假定之上的。即：（1）對試驗(yàn)所考察性狀有影響的各變異來源的效應(yīng)（包括環(huán)境效應(yīng)）應(yīng)滿足 可加性”；（2）試驗(yàn)誤差應(yīng)是隨機(jī)的、彼 此獨(dú)立的，而且作正態(tài)分布，即滿足 正態(tài)性”；（3）所有試驗(yàn)處理 必須具有共同的誤差方差，即滿足誤差的同質(zhì)性”。四、計(jì)算（53分）1、有一大豆品種在a、b兩地種植，a地在

5、8個(gè)點(diǎn)取樣，測定蛋白 質(zhì)含量如下：41.5、42.0、41.9、41.6、41.8、41.7、41.8、41.3, b地在6個(gè)點(diǎn)取樣，測定蛋白質(zhì)含量如下：40.5、41.0、40.8、40.7、39.9、40.4 o試測驗(yàn)兩地點(diǎn)的蛋白質(zhì)含量差異是否顯著。（t0.05,12=2.179）x2?40.55 x1?41.7 12.74（%）13.03（%）336.82（?x）222ss1?x?41.5?42.0?41.3?0.36 n822243.32(7x)222 ss2?x?40,5?41,0?40,4?0.735 n622 故 se?2ss1?ss20.36?0.735?0.09125 v1?

6、v27?5 1111?)?0.09125?(?)?0.1631 n1n286 sx1?x2?s2e( t?x1?x241.7?40.55?7.05 s1?20.1631(4)推斷：根據(jù) t 0.05,12=2.179 ,實(shí)得 |t|t0.05,故否定 h0 ,即 該大豆品種在甲、乙兩地種植，蛋白 質(zhì)含量顯著差異。2、有一大豆品種比較試驗(yàn)，k = 6 ,采取隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，n = 3 ,產(chǎn) 量結(jié)果如下表，試作方差分析。(f 0.05, 5, 10=3.33) 處理 a b I 2.3 1.9 0 2.5 1.8 m 2.6 1.7 c 2.5 2.6 2.7 d 2.8 2.9 2.8 e 2.5

7、 2.8 2.6 f表9-19大豆品比試驗(yàn)(隨機(jī)區(qū)組)的結(jié)果 區(qū)組III m ti a 2.3 2.5 2.6 7.4 b 1.9 1.8 1.7 5.4 c 2.5 2.6 2.7 7.8 d 2.8 2.9 2.8 8.5 e 2.5 2.8 2.6 7.9 f 1.6 1.7 1.6 4.9 tj 13.6 14.3 14.0 41.9 (t) 1.自由度和平方和的分解 (1)自由度的分解 總變異 dft?nk?1?(3?6)?1?17 區(qū)組 dfr?n?1?3?1?2 品種 dft?k?1?6?1?5誤差 dfe?(n?1)(k?1)?(3?1)?(6?1) ?dft?dfr?dft?

8、17?2?5?10(2)平方和的分解t2 c?nk?41.92矯正數(shù)3?6 ?97.534 總ssknt?(x?)2?nkx2?c?101.29?97,534?3,756111區(qū)組ssk?n2(2?tj585.45 r?j?)?k ?c?97.534?0,041 16k2品種sst?n?(2 i .43 i?)?t1 n ?c?3033?97.534?3.609 誤差 ss?k n(x?x?)2 ei?總sst?區(qū)組ssr?品種ss1 t ?3.756?0.041?3.609?0.106.方差分析表一f測驗(yàn)表9-20表9-19結(jié)果的方差分析變異來源df ss ms f區(qū)組間 2 0.401 0

9、.20 20.0*品種間 5 3.609 0.72 72.0*誤差 10 0.106 0.01 總變異 17 3.756f測驗(yàn)結(jié)果表明，區(qū)組間和品種間的f值都顯著。3.品種間比較i2.47 1.80 2.6 2.83 2.63 1.63 2.33() f0.054.10 3.33品種新復(fù)極差測驗(yàn)(lsr)p ssr0.05,14lsr0.05, 1423.15 0.182se20.01?0.0578 se?3n資料新復(fù)極差測驗(yàn)的最小顯著極差3 4 5 6 3.30 3.37 3.43 3.460.191 0.195 0.198 0.2004.試驗(yàn)結(jié)論資料的新復(fù)極差測驗(yàn)品種產(chǎn)量5%差異顯著性d

10、8.5 a e 7.9 b c 7.8 bc a 7.4 c b 5.4 d f 4.9 e結(jié)果表明：d品種顯著高于其他品種，e品種顯著高于a, b, f品種, c, a品種顯著高于b, f品種，b品種顯著高于f品種。3、7個(gè)大豆品種的生育日數(shù)與收獲指數(shù)數(shù)據(jù)如下，試建立生育日數(shù)與收獲指數(shù)的回歸方程并測驗(yàn)其顯著性(r0.05,5=0.754 )。生育日數(shù)收獲指數(shù)108 50109 49112 47115 43121 41121 43123 40回歸分析所必須的6個(gè)一級數(shù)據(jù)(即由觀察值直接算得的數(shù)據(jù))；n?7?x?8092?x?93725 ?y?3132?y?14089 ?xy?36034由一級數(shù)

11、據(jù)算得5個(gè)二級數(shù)據(jù)：(?x)2(809)2ssx?x?93725?227.714n72(313)2(?y)ssy?y?14089?93.429 n7809?313?x?ysp?xy?36034?139.357n7?x?115.571n?y?44.714n22因而有 b?sp?139.357?0.611ssx227.714a?b?44,714?(0.611?115,571)?25.4故回歸方程為?25,4?0,611x ?y r?sp?139.357?0.955227,714?93.429ssx?ssy因r?0.955?r0.05，所以回歸方程有意義，a的意義為生育日數(shù)為 0 時(shí)，大豆收獲指數(shù)為

12、-25.4; b為生育日數(shù)每增加1天時(shí)，大豆收獲 指數(shù)增加0.611。作業(yè)(二)參考答案1離回歸平方和2總體3次數(shù)資料4.否定區(qū)域5.連續(xù)性矯正?）為最小的直線回歸方程和實(shí)測的觀察點(diǎn)并不重合，表明該回歸方程仍1離回歸平方和：滿足 q?（y?y然存在隨機(jī)誤差。q就是誤差的一種度量，稱之為離回歸平方和或 剩余平方和。2總體：具有共同性質(zhì)的個(gè)體所組成的集團(tuán)，稱為總體，總體也就 是研究對象的全體。3次數(shù)資料：凡是試驗(yàn)結(jié)果用某種類型出現(xiàn)的 次數(shù)表示的，都叫做次數(shù)資料或計(jì)數(shù)資料。24.否定區(qū)域：x的抽樣分布落在（x?1.96?x和x）?1.96?x）區(qū)間， 則為否定假設(shè)的區(qū)域，簡稱否區(qū)域。1.試驗(yàn)資料不符

13、合方差分析三個(gè)基本假定時(shí)，可采?。ㄌ蕹厥庵担?、（分解為若干個(gè)同質(zhì)誤差的方差）、（進(jìn)行數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換）等方法補(bǔ)救。1 .測驗(yàn)若干個(gè)處理平均數(shù)間的差異顯著性的多重比較一般用（ ssr 測驗(yàn)法），測驗(yàn)若干個(gè)處理平均數(shù)與某一對照”平均數(shù)的差異顯著性的多重比較一般用（plsd測驗(yàn)法）。2.描述樣本的特征數(shù)叫（統(tǒng) 計(jì)數(shù)），描述總體的特征數(shù)叫（參數(shù)）。3.當(dāng)樣本容量增加時(shí)，樣本平均數(shù)的分布趨于（正態(tài)分布）4.為了測驗(yàn)兩個(gè)樣本所屬的總體平均數(shù)有無顯著差異，一般會因設(shè) 計(jì)的不同分為（成組比較）和（成對比較）兩種。5.已知 y1 n （1 , 12 ） , y2n （2, 22），且 y1 和 y2 獨(dú)立， 則 y1

14、-y2 （-1, 34）,則 y1+y2 （3, 34） , 5y1+y2+2 （9, 322）。【篇二：農(nóng)學(xué)專業(yè)田間試驗(yàn)與統(tǒng)計(jì)分析試題題庫及 答案】2。（V ） ?0.05,1?3.84 ）7由固定模型中所得的結(jié)論僅在于推斷關(guān)于特定的處理，而隨機(jī)模型中試驗(yàn)結(jié)論則將用于推斷處理的總體。（/ ?0二、填空題：根據(jù)題意，在下列各題的橫線處，填上正確的文字、 符號或數(shù)值。（每個(gè)空1分，共16分）1對不滿足方差分析基本假定的資料可以作適當(dāng)尺度的轉(zhuǎn)換后再分 析，常用方法有、等。2拉丁方設(shè)計(jì)在設(shè)置區(qū)組，所以精確度高，但要求等于處理數(shù)，所以應(yīng)用受到限制。 3完全隨機(jī)設(shè)計(jì)由于沒有采用局部控 制，所以為保證較低

15、的試驗(yàn)誤差，應(yīng)盡可能使環(huán)境因素相當(dāng)均勻。4在對單個(gè)方差的假設(shè)測驗(yàn)中：對于 h0:?2?c ,其否定區(qū)間為？2?21?,?2 ?或2?2?;對于 h0:?22,?c ,其否定區(qū)間為？222?1?,?;而對于 h0:?c ,其22否定區(qū)間為?,? O5方差分析的基本假定是、誤差的同質(zhì)性。6 一批玉米種子的發(fā)芬率為 80%,若每穴播兩粒種子，則每穴至少出一棵苗的概率為7當(dāng)多個(gè)處理與共用對照進(jìn)行顯著性比較時(shí)，常用方法進(jìn)行多重比 較。三、選擇題：將正確選擇項(xiàng)的代碼填入題目中的括弧中。（每小題2分，共10分）1田間試驗(yàn)的順序排列設(shè)計(jì)包括（c ）。a、間比法b、對比法c、間比法、對比法 d、階梯排列2測定某

16、總體的平均數(shù)是否顯著大于某一定值時(shí)，用（ c ）。a、兩尾測驗(yàn)b、左尾測驗(yàn)c、右尾測驗(yàn)d、無法確定3分別從總體方差為4和12的總體中抽取容量為4的樣本，樣本平 均數(shù)分別為3和2,在95%置信度下總體平均數(shù)差數(shù)的置信區(qū)間為（d）。a、-9.32 , 11.32 b、-4.16 , 6.16 c、-1.58 , 3.58 d、都不是 4 正態(tài)分布不具有下列哪種特征（d ）。a、左右對稱b、單峰分布c、中間高、兩頭低d、概率處處相等5對一個(gè)單因素6個(gè)水平、3次重復(fù)的完全隨機(jī)設(shè)計(jì)進(jìn)行方差分析，若按最小顯著差數(shù)法進(jìn)行多重比較，比較所用的標(biāo)準(zhǔn)誤及計(jì)算最小顯著差數(shù)時(shí)查表的自由度分別為(c )。a、2mse/

17、6, 3b、mse/6, 3c、2mse/3, 12d、 mse/3, 12四、簡答題：(每小題 5分，共15分)1分析田間試驗(yàn)誤差的來源，如何控制？ 答：田間試驗(yàn)的誤差來源有：(1)試驗(yàn)材料固有的 差異，(2)試驗(yàn)時(shí)農(nóng)事操作和管理技術(shù)的不一致所引起的差異，(3)進(jìn)行試驗(yàn)時(shí)外界條件的差異控制田間試驗(yàn)誤差的途徑：(1)選擇同質(zhì)一致的試驗(yàn)材料，(2)改進(jìn)操作和管理技術(shù)，使之標(biāo)準(zhǔn)化，(3)控制引起差異的外界主要因素。2試述統(tǒng)計(jì)假設(shè)測驗(yàn)的步驟。答：(1)對樣本所屬的總體提出假設(shè)，包括無效假設(shè)h0和備擇假設(shè)ha。(2)規(guī)定測驗(yàn)的顯著水平？值。(3)在h0為正確的假定下，計(jì)算概率值 p-值。(4)統(tǒng)計(jì)推論

18、，將p-值與顯著水平？比較，作出接受或否定 h0假 設(shè)的結(jié)論。3田間試驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本原則是什么，其作用是什么？答：田間試驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本原則是重復(fù)、隨機(jī)、局部控制。其作用是(1)降低試驗(yàn)誤差；(2)獲得無偏的、最小的試驗(yàn)誤差估計(jì)；(3)準(zhǔn)確地估計(jì)試驗(yàn)處理效應(yīng)；(4)對各處理間的比較能作出可靠的結(jié)論。五、綜合題：(每小題 15分，共45分)1研究小麥叢矮病株與健株的高度，調(diào)查結(jié)果如表，計(jì)算得病株樣本方差為5.41 ,健株樣本方差為5.53 ,t0.05, 8=1.86, t0.05, 15=1.75 )解：h0:?1?2 , ha:?1?2?0.05(3) 1?17.63 , 2?24.56(1)ss

19、1?5.41?(8?1)?37.87(1) ss2?5.53?(9?1)?44.24 (1) se?2ss?ss37.87?44.24(2) ?5.474 ?1?27?8s1 ?25.4745.474?1.14 89 1?217.63?24.56?6.10(2) t? s?1.16 1 2 |t|?t0,05,15?1.75(1) 否定 h0:?1?2 ,接受 ha:?1?2 (1) 叢矮病顯著降低了小麥的植株高度。(1)2 土壤中nacl含量對植物的生長有很大的影響，nacl含量過高，將增加組織內(nèi)無機(jī)鹽的積累，抑制植物的生長。測定 1000g 土壤中 含nacl量(x, g/kg 土壤)和植

20、物單位葉面積干物重(y, mg/dm2 ),結(jié)果如下： 試進(jìn)行回歸分析；并計(jì)算若土壤中nacl含量為2.8g/kg時(shí)，植物單位葉面積平均的干物重，給出這一估計(jì)的99 %的置信限。已算得？x?16.8 , ?x 2?58.24 , ?y?760 , ?y2?85100 , ?xy?2024 t0.05,5?2,571 , t0.05,6?2,447 , t0.05,7?2,365 解：(1)回歸方程的建立(6分) (?x)216.82 ssx?x?58,24?17,92(0.5)n7 2 (?y)27602 ssy?y?85100?2585.71(0.5)n7 2 sp?xy?16.8?760?

21、x?y?2024?200.00(0.5) n7?x?16.8/7?2.40(g/kg 土壤) (0.5)n?y?760/7?108.57(mg/dm2 ) (0.5)n b? sp ?200.00/17.92?11.16(mg/dm2)/(g/kg 土壤)(1.5) ssx a?b?108.57?11.16?2.40?81.79(mg/dm2 ) (1.0).植物單位葉面積干物重依土壤中nacl含量的簡單線性回歸方程為：?81.79?11,16x(1.0) y(2)回歸方程的測驗(yàn) (6分)假設(shè) h0:?0 , ha:?0(1.0)sp22002q?ssy?2585.71?353.57(1.0)ssx17.92sy/x?q353.57?8.41(mg/dm2 )(1.0) n?27?2sb?sy/xssx ?1.99(mg/dm2)/(g/kg 土壤)(1.0) .92 t?b11.16?5.62?t0.05,5?2.571(1.0) sb1.99否定 h0:?0 ,接受 ha:?0 ,即植物單位葉面積干物重依土壤中nacl含量的簡單線性回歸方程是顯著的。(1.0) (3)回歸預(yù)測(3分) ?x?2.8?81.79?11.16?2.8?11