《田間試驗(yàn)與統(tǒng)計(jì)分析》試題及答案

22《田間試與統(tǒng)計(jì)分析復(fù)習(xí)題目一判題:判結(jié)填括，√示確以表錯(cuò)。每題分共分）多的系統(tǒng)誤差是特定原因引起,所以較難控制×）否正確無(wú)效假設(shè)的錯(cuò)誤為統(tǒng)假設(shè)測(cè)驗(yàn)的第一類錯(cuò)誤√）A群標(biāo)準(zhǔn)差為5,B群的準(zhǔn)差為，B群的變異定大于A群）“一差"是指僅允許處不，其它非處理因素都應(yīng)保持不變(√）某位學(xué)生中有男生16位女生14位可推斷該班男女生比例符合∶1（已知（√）0.05,1在單線性回歸中若回歸系數(shù)則所擬合的回歸方程可以用于由自變數(shù)

X

可靠地預(yù)測(cè)依變數(shù)

（×）

由固定模型中所得的結(jié)論僅在于斷關(guān)特定的處理而機(jī)模型中試驗(yàn)結(jié)論則將用于推斷處理的總體√）

二填題：據(jù)意，下各的線，填正的字符號(hào)數(shù)(每空1分共16分）對(duì)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,常用方法有平方根轉(zhuǎn)換、對(duì)轉(zhuǎn)、反正旋轉(zhuǎn)換、平均數(shù)轉(zhuǎn)換等。拉方設(shè)計(jì)在兩個(gè)方向設(shè)置區(qū)組所以精確度高，但要求重?cái)?shù)等處理數(shù)所以應(yīng)用受到限制。完隨機(jī)設(shè)計(jì)由于沒有采用局部控制，所以為保證較低的試驗(yàn)誤,應(yīng)盡可能使試的環(huán)境因素相當(dāng)均勻。

在對(duì)單個(gè)方差的假設(shè)測(cè)驗(yàn)中：對(duì)于H

其否定區(qū)間為

2212

或

2

22

；對(duì)于

，否定區(qū)間為

；而對(duì)于H

，否定區(qū)間為

。

方差分析的基本假定是

處理效應(yīng)與環(huán)境效應(yīng)的可加性

、

誤差的正態(tài)性

、誤差的同質(zhì)性。一玉米種子的發(fā)芽率為穴兩粒種子穴至少出一棵苗的概率為

。當(dāng)個(gè)處理與共用對(duì)照進(jìn)行顯著性比較時(shí)，常用

最小顯著差數(shù)法LSD)

方法進(jìn)行多重比較.三選題:將確擇的碼入目的?。ㄐ?分，分）田試驗(yàn)的順序排列設(shè)計(jì)包括（)。A間比法B、對(duì)比法C間比法、對(duì)比法D、梯排列測(cè)某總體的平均數(shù)是否顯著大于某一定值時(shí)，用（C)。A兩尾測(cè)驗(yàn)B、尾測(cè)驗(yàn)、右尾測(cè)驗(yàn)D、無(wú)確定分從體方差為和的總體中抽取容量為4的本樣平均數(shù)分別為3和2置信度下總體平均數(shù)差數(shù)的置信區(qū)間為（D

A000A000A。32,11.32］B、[—4.166.16]、[—D、不是正分布不具有下列哪種特征（D)。A左右對(duì)稱B單峰分布C、中間高、兩頭低、概率處處相等對(duì)個(gè)單因素水平次復(fù)的完全隨機(jī)設(shè)計(jì)進(jìn)行方差分若按最小顯著差數(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()A

2MSe/6

，B

，3、

2MSe/3

12D、

，四簡(jiǎn)題每題5分共15分）分田間試驗(yàn)誤差的來(lái)如何控制？答：田間試驗(yàn)的誤差來(lái)源有）驗(yàn)材料固有的差異，（2試驗(yàn)農(nóng)事操作和管理技術(shù)的不一致所起的差,（3進(jìn)行試驗(yàn)外條件的差異控制田間試驗(yàn)誤差的途徑選擇質(zhì)一致的驗(yàn)材料，（）改進(jìn)操作和管理技，之標(biāo)準(zhǔn)化，（）控制起差異的外界主要因素。試統(tǒng)計(jì)假設(shè)測(cè)驗(yàn)的步驟。答1)對(duì)樣本所屬的總體提出假設(shè)，包括無(wú)效假設(shè)H和備擇假設(shè)H。0（2規(guī)定測(cè)驗(yàn)的顯著水平（3在H為確的假定下，計(jì)算概率值值。0（統(tǒng)計(jì)推論，將—與顯著水平,出接受或否定H假設(shè)的結(jié)論.田試驗(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(wú)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(duì)各處理間的比較能作出可靠的結(jié)論。五綜題每題分共45分）研小麥叢矮病株與健株的高度查結(jié)果如表計(jì)算得病株樣本方為健樣本方差為判斷叢矮病是否降低了小麥株高t

8

=186

15

=1。）順序

病株。。。。

健株。。。。。。。

22(x)16.82)76022(x)16.82)760解：

:，:2A

0.05

（3)y17.63

，

y

（）SS5.411SS44.242

（）（1se

SS112

(2）

y

1.14

17.631.16

（2）t|0.05,15

1.75

(1）否定

:2

，接受

H:A

（）叢矮病顯著降低了小麥的植株高度。（）土中含量對(duì)植物的生長(zhǎng)有很大的影響NaCl含過,增加組織內(nèi)無(wú)機(jī)鹽的積累,抑制植物的生長(zhǎng)測(cè)定土中含量x，g/kg土)植物單位葉面積干物重(，

)，結(jié)果如下：土壤中NaCl含量x,g/kg土)植物單位葉面積干物重（y，mg/dm）

0.8

。

。

。

4.0

。試進(jìn)行回歸分析并計(jì)算若土壤中含量為。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

，

258.24

，

760

，

y2

，

xy2024t

，

t

，

t

解（1回歸方程的建立（6）SSSSy

(

22n722851002585.71n7

（。5(0。5）

SP200(x(2.82.40)SP200(x(2.82.40)xy

xy16.8n

（。）xx/n

（g/kg土)。5y760/108.57n

（2（。5）b

SS

200.00/17.9211.16

2土

）y11.1681.79

(mg/dm2（1.0）∴植單位葉面積干物重依土壤中NaCl含量的單線性回歸方程:

11.16x

（1。0）（2回歸方程的測(cè)驗(yàn)(6分假設(shè)

:

，

H:A

（12QSS17.92

（1。s

y/

353.578.41n

（2

）（。0）s

s

/SS

8.4117.92

［(mg/dm2

)/(g/kg土］

(1.0）t

b11.16s1.99b

0.05,5

（1。0)∴否

:

接受

H:A

即植物單位葉面積干物重依土壤中含的簡(jiǎn)單線性回歸方程是顯著的(1.0）（3回歸預(yù)測(cè)(分)

x

113.04

(mg/dm2（）s

y/

228.413.28SS717.92x

（2

)(1.0）∴

Y|x

的95％的置信限為:

0.05,5

2.571

（10）

0eeeA22j22Aijo0eeeA22j22Aijo有個(gè)玉米雜交種密度試個(gè)1=2000株/3=4000株/畝(對(duì)照株畝，株畝，株畝機(jī)全區(qū)組設(shè)計(jì)，三次重復(fù)，試對(duì)試驗(yàn)所獲得小區(qū)產(chǎn)量結(jié)果進(jìn)行以下分析。）完成下列方差分析表并釋結(jié).每空0.7分共7分變異來(lái)源

DF

MSF

F

0

05區(qū)組處理誤差

………….………….……10…

。37。97…1…。

…0185…?！?994…?！?。127

………78.69

總變異

……17…。

。61結(jié)果表明對(duì)區(qū)組間MS的F驗(yàn)的F值(。小于臨界值F=4。10明3個(gè)區(qū)組間差異不顯著，局部控制效果不顯著(1分對(duì)密度處理MS測(cè)的（F=7869)于臨界值(處理間存在顯著差異，不同密度處理的產(chǎn)量存在顯著差.（1分）若進(jìn)行LSD法重比較，試計(jì)平數(shù)比較的標(biāo)準(zhǔn)誤.

MS3

（3分（若本試驗(yàn)采用完全隨機(jī)設(shè)計(jì)，則方差分時(shí)誤差項(xiàng)的自由度=12

，平方和SS=1.64而對(duì)處理效應(yīng)測(cè)驗(yàn)的F值

。（每1分共3分）農(nóng)學(xué)08級(jí)《田間試驗(yàn)與統(tǒng)計(jì)分析》復(fù)習(xí)題目一是題判斷果入弧以表示確以×示誤(本大題小,每小1分,共10分)、對(duì)頻率百分?jǐn)?shù)資料進(jìn)行方差分析前應(yīng)該對(duì)資料數(shù)據(jù)作反正弦轉(zhuǎn)換。（×

)、多重比較前，應(yīng)先作F測(cè)。（×

)、測(cè)驗(yàn)中，測(cè)驗(yàn)統(tǒng)計(jì)假設(shè)H:01。(×）

，對(duì)H:0

時(shí)顯著平為則測(cè)驗(yàn)的0

值為、個(gè)方差的同質(zhì)性測(cè)驗(yàn)的假設(shè)為H:0iiji,j1,2,,k）(×）

，:

(對(duì)于所有的、對(duì)直線回歸作假設(shè)測(cè)驗(yàn)中，F(xiàn)

t

。

(

×

)進(jìn)行回歸系數(shù)假設(shè)測(cè)驗(yàn)若接受H:明X兩數(shù)無(wú)相關(guān)關(guān)

×

)、如果無(wú)效假設(shè)H錯(cuò)，通過測(cè)驗(yàn)卻被接受，；若假設(shè)H正確，測(cè)驗(yàn)后卻被否定，00為。（×）

AB2AB2、有一直線相關(guān)資料計(jì)算相關(guān)系數(shù)r為。7則表明變數(shù)和y總變異中可以線性關(guān)系說明的部分占。

(

×

)物統(tǒng)計(jì)方法常用的平均數(shù)有三:算術(shù)平均數(shù)平數(shù)和等級(jí)差法平均）10某玉米株高的平均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差為

（厘米穗的平均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差為30

(米為該玉米的株高性狀比果穗性狀變異。（×）二簡(jiǎn)題根題，出單適的述）（大分小，每小分共20分、田試驗(yàn)設(shè)計(jì)的本原則是什其作用是什么？答田間試驗(yàn)設(shè)計(jì)的基本原是重復(fù)、隨機(jī)、局部控其作用是（1）降低試驗(yàn)誤差；（2）獲得無(wú)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；（4）對(duì)各處理間的比較能作出可靠的結(jié)論。、何謂隨機(jī)區(qū)組試驗(yàn)設(shè)計(jì)？答：根據(jù)“局部控制”的原則將試驗(yàn)地按肥力程度劃分為于重復(fù)次數(shù)的區(qū),一區(qū)組亦即一重復(fù)，區(qū)組內(nèi)各處理都獨(dú)立地隨機(jī)排列。、用樣本直線回歸方程，由X預(yù)Y時(shí)為什么不能任意外?答：因?yàn)樵嚪秶釾Y兩個(gè)變數(shù)是否存在回歸關(guān)系和什么樣的回歸關(guān)系并知道，因而用樣本直線回歸方程，由X預(yù)Y時(shí)，不能任意外推。、什么是試驗(yàn)誤差？試驗(yàn)誤差與試驗(yàn)的準(zhǔn)確度、精確度有什么關(guān)系？答：試驗(yàn)誤差指觀察值與其理論或真值的差。系統(tǒng)誤差使據(jù)偏離了其理論真值，影響了數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性;偶然誤差使據(jù)相互分散影響了數(shù)據(jù)精確性。三填題根據(jù)意在列題橫處填上確文、號(hào)數(shù).（大分小,每空分，共分）、變異數(shù)包括

極差、

方差、標(biāo)差、

變異系數(shù)

。品種A每穗小穗數(shù)的平均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差值為和3(米種4米根據(jù)CV_大于_CV品種A的性狀變異大于品。用紫花長(zhǎng)花粉紅花花粉香豌豆雜交查F四類型豌豆的數(shù)目在測(cè)它們是2否按9:3：：1的比例分離，應(yīng)用_適性測(cè)驗(yàn)方法測(cè)檢驗(yàn)，測(cè)驗(yàn)否定無(wú)效假設(shè)，說明__

其F四種類型不符合3:12

的分離比例、二項(xiàng)總體也可以稱為，1總體，是因?yàn)橛洖椤?一事件記為0。

二項(xiàng)總體中兩事件為對(duì)立事將發(fā)生事件、在研究玉米種植密度和產(chǎn)量的關(guān)系,其中種密度是變數(shù)，產(chǎn)是變數(shù)。、標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布是參=0__，__=1_的一個(gè)特定正態(tài)曲線。、方差分析的基本假定是誤差的同質(zhì)性。

處理效應(yīng)與環(huán)境效應(yīng)的可加性、

誤差的正態(tài)性、

5.990A2220AtA1225.990A2220AtA122、誤差可以分為

隨機(jī)

誤差和

系統(tǒng)

誤差兩種類型.四計(jì)題計(jì)算列題（大共小，小10分總分1進(jìn)行大豆等位酶Aph的電泳分析193份生大豆份栽培大豆等位基因型的次數(shù)列于下表。試分析大豆等酶的等位基因型頻率否因物種而不同。（，

）野生大豆和栽培大豆等酶的等位基因型次數(shù)分布物

種

等位基因型

野生大豆。栽培大豆。

解H:大豆等酶的等位基因型頻率與物種無(wú)關(guān)H：兩者有關(guān)，不同物種等位基因型頻率不同顯著水平=0。物

種

等位基因型

總

計(jì)野生大豆。29（2366）

）

（45）

193栽培大豆。（27。34）

（）

（52.53)

223

2

總計(jì)51267(2923.66)(68(252.53)23.66123.8752.53

154.02

416＞P，2應(yīng)否定接受即不同物種的等基因型頻率有顯著差別、歷史資料得岱字棉15纖維長(zhǎng)度mm）（2.25）的總體。試求１若n=10，用。否和H：，其否定間為何？(2)以=20測(cè)得一株系=30.1mm,可認(rèn)為其長(zhǎng)度顯著比總體的纖維長(zhǎng)度（mm）長(zhǎng)？解(1已知

=2.25

若n=10，定其定區(qū)間為yu=29。8–1。96298–0.9297y。+。96。29。8+0=30.7297否定H：≤，否定區(qū)間為0y=29.8+1.64。4743=298+=30.5779（2）=（y-y=8)/0。3354=0.3/0.3354。64其長(zhǎng)度不比總體的纖維長(zhǎng)度（）顯著為長(zhǎng)、一個(gè)容量為的本來(lái)自一個(gè)正態(tài)總,知其平均數(shù)y和方1

40，個(gè)容量為的樣本來(lái)自一個(gè)正態(tài)總體,平均數(shù)22，均方s2

，測(cè)驗(yàn)H。2（u1。t

=2131，

16

=。）解H0H：—0012=（+)/(=(4045

)/(5+10)=650/15=。3333

1

=s/n+s43+。=7.2222+3.9394。1616

12tA2yxby005FFy1005i12tA2yxby005FFy1005i

1-

2

=3.3409t=(

-

）/

1

2

=（

33409t=2.3946

15

=2.131否定H012

接受H:—、人為控制的不同無(wú)機(jī)磷含量（的土壤中種植玉米，播后3天測(cè)定玉米植株中磷的含量觀察,已算得

x

，

y80

，

734

ssy

，sp，試完成：(1)直回歸方程及其估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤對(duì)歸關(guān)系作假設(shè)測(cè)驗(yàn)。（5.59，2.365)7,0.05解1)sp/ss=1040/734=1。xa=yx–1.4169×=。。5803+1.4169x=–

2

=2274–）2

/734=800.4305s

2

y/x

）800。=114。3472s=。69y/x（2)H：=00

H：β≠As2

=s

2

/==y/xs=bt=

s=1.4169/0。3.5898b∵t=

〉t2.3657,0.05∴否定：=0接受:β≠00A或Uss–Q=–。4305=1473.5695∵=。5695/114。3472=12。89F。59∴否定H：=0接受H：0A結(jié)論玉米植株中的磷含量與土壤中的無(wú)磷含量間存在真實(shí)的直線回歸關(guān)對(duì)乙丙大豆品種的單株成莢數(shù)進(jìn)行比較中甲品種為對(duì)照品,品種隨機(jī)抽查株，方差分析部分結(jié)果如下(1）完下表分析；(2)完品種單株平均莢數(shù)間的多重比較(3)驗(yàn)推斷。解：）變異來(lái)源品種間誤差

DF

F

總變異

（

=1。;LSDt（。8=3.69；品種

x

差異顯著性甲乙

00丙完隨機(jī)F測(cè)驗(yàn)值>

F0.05

＊，表明大豆品種單株成莢數(shù)間有顯著差異LSD比較表明:乙丙兩品種與對(duì)照甲品種平均單株成莢數(shù)間均有顯著差異，其中又以丙品種最差農(nóng)學(xué)級(jí)《間試驗(yàn)與計(jì)分析》復(fù)題目一名詞解釋（每小題2分,共）、統(tǒng)計(jì)數(shù)

、隨機(jī)誤差

、項(xiàng)總體

、小概率事件原理

5試驗(yàn)因素一選擇題（本大題分15小題每小題1，共15分、下列事件的關(guān)系中，屬于獨(dú)立事件的是。A一粒種子播種后發(fā)芽與不發(fā)芽B從一玫瑰花中取出一支，顏色為紅色、白色和黃色的事件C.飼幼蟲時(shí)幼蟲成活與死亡播兩粒種子，一粒出苗和第二粒出苗、算術(shù)平均數(shù)的兩個(gè)特性是?！苮2

最小，

=0B。

x)

最小，x=0C.

x)

最小，

=0D。

x)

最小

(x

=0、已知

xμ,

σ

，則x在區(qū)間[1.96σ]

的概率為。A0B、D、、關(guān)于無(wú)偏估計(jì)值，下列說法正確的是。A

x

是偏計(jì)值

B．2

不是

的無(wú)偏估計(jì)值；C．n為分母得到的樣本方差D．S是偏估計(jì)值

是s

的無(wú)偏估計(jì)值

101001010101001010125研究農(nóng)藥殘留問題，憑生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)認(rèn)為噴灑殺蟲劑后的蔬菜中殺蟲劑含量μ高未噴灑的蔬菜中的含量μ，么在做設(shè)測(cè)驗(yàn)時(shí)，無(wú)效假設(shè)應(yīng)該是0

AH:=μC.H：≥μ

：≤D。H：μ≠為較去雄和不雄兩種處理對(duì)玉米產(chǎn)量的影響面積相同的玉米小區(qū)10個(gè)各成兩半，一半去雄，一半不去雄。所得數(shù)據(jù)應(yīng)做。Au測(cè)

B．測(cè)驗(yàn)

C．

χ

2

測(cè)驗(yàn)

．F測(cè)、次數(shù)資料的獨(dú)立性測(cè)驗(yàn)和適合性測(cè)驗(yàn)都是。A兩尾測(cè)驗(yàn)

B．左尾測(cè)驗(yàn)

．右尾測(cè)驗(yàn)

D．以上都不對(duì)、方差分析時(shí)，進(jìn)行數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換的目的是

A誤差方差同質(zhì)C．差方差具有正態(tài)性

處理效應(yīng)與環(huán)境效應(yīng)線性可加A、B、C都標(biāo)字母法表示的多重比較結(jié)果中兩個(gè)平均數(shù)的后既標(biāo)有相同大寫拉丁字母，又標(biāo)有不同大寫拉丁字母，則它們之間差異極顯著

不顯著

C。顯著

D。未達(dá)極顯著10單個(gè)方差的假設(shè)測(cè)驗(yàn)，采用的測(cè)驗(yàn)方法有Au測(cè)

Bt測(cè)

C．χ測(cè)

D．測(cè)、以下的第

個(gè)分布是與自由度無(wú)關(guān)的。正態(tài)分布

Bｔ分布

C.χ

分布

D。分12當(dāng)試驗(yàn)中設(shè)有共同對(duì),個(gè)處理與共同對(duì)照進(jìn)行顯著性比較時(shí)，常用。A.LSD法

B法

C.q法

LSR13要得到剩余誤差（離回歸誤差）最小的回歸方,用的是。矯正法C。最二乘法

離均差和為最小的原理計(jì)合并均方值方法14決定系數(shù)的取值范圍為。，B。［-1，0]，1]D∞∞］15機(jī)區(qū)組試驗(yàn)其方差分析時(shí)誤差項(xiàng)自由度為DFe若一小區(qū)數(shù)據(jù)缺失誤差項(xiàng)自由度為。

11221x1-x203.84，（11221x1-x203.84，（00053005612313ADFe1BC.DfeD。三、填空題（每空1分,共15分）1.一樣本其觀察值分別911，則其術(shù)平均數(shù)____________，中位數(shù)為，眾數(shù)為，差為。已金魚的體色魚與體長(zhǎng)沒有關(guān)系，在一個(gè)金魚群體中已體色為色的概率為0。，體長(zhǎng)超過的率為0從群體中任意選出一條魚，它既是金色，體長(zhǎng)又超過的概是，是非金色，體長(zhǎng)小于10cm的率是。兩獨(dú)立的正態(tài)總體N(μ，2和Nμ=3,2

=4樣容量=3,n進(jìn)行抽樣其本平均數(shù)差數(shù)的分布應(yīng)遵從

分布，且具有μ=

，2

=

。

隨機(jī)抽取百農(nóng)3217小品種株定株高得本平均數(shù)樣標(biāo)準(zhǔn)差，99的可靠度估計(jì)該品種的平均株高為．如果無(wú)效假設(shè)H正，通過假設(shè)測(cè)驗(yàn)卻被否定，會(huì)犯錯(cuò)誤，通過假設(shè)測(cè)驗(yàn)卻被接受，會(huì)犯錯(cuò)誤。

至____________。錯(cuò)誤，如果無(wú)效假設(shè)H

0在比法或間比法試驗(yàn)結(jié)果分析中，判斷某處理確實(shí)優(yōu)于對(duì)照，要求相對(duì)生產(chǎn)力一般至少應(yīng)超過對(duì)___________以上。。直線回歸分析中用自變量x的變化去預(yù)測(cè)依變量y的化時(shí)，一般要求相關(guān)系數(shù)r∣≥，達(dá)顯著水平。四、計(jì)算題分）、豆莢的顏色，綠色對(duì)黃色為顯性，用合黃色豆莢植株與綠色豆莢植株雜交F1代綠色豆莢，在F2代個(gè)株中有個(gè)綠色豆莢，140為豆莢問此結(jié)果與理論比率是相符？分

(

χ

20.05,2

5.99

)、用A、B兩類型的玻璃電極測(cè)量土壤的值，每種測(cè)4次用A種玻璃極測(cè)得結(jié)果為:5.78、。、。、，

21

；用B種璃電極測(cè)得結(jié)果為5、。、5.89，

22

=0問兩種電極測(cè)定的結(jié)果有無(wú)顯著差12分0053

=9.28，

=6.39，t

。365，t=3.182，t=2。用某激素進(jìn)行大浸種試驗(yàn)有濃度AAAAA及處理時(shí)(TTT，單位：分鐘）處理后播種，出苗20天每處理隨機(jī)抽取株定干物質(zhì)重量（克

005005Y11011,71005005Y11011,71完成該資料的方差分析表8分變異來(lái)源

DF

MS

F

。05濃度間

（）

289。06

（

)

(

）

。84時(shí)間間誤差

（）（）

。

（）（)

（）

根據(jù)下列的值，試用新復(fù)極差法對(duì)濃度間干物質(zhì)平均重比較，用字母標(biāo)記法完成其5％差異顯著性比較)LSR

1

處理

平均數(shù)

5%異顯著性AAAAA

12345

。。67、有人研究了黏蟲孵化歷期平均溫度x與歷期天數(shù)（y）的關(guān)系，得到組據(jù)，經(jīng)計(jì)算得到以下結(jié)果,—回平方和U=353.6625,試計(jì)算回歸系數(shù)b并說明能否利用黏蟲孵化歷期平均溫度來(lái)預(yù)測(cè)歷期天數(shù)？10分（

6

0

05

=5.99，

6

0

=13，59,F

7

）五、試驗(yàn)設(shè)計(jì)（本大題共分）某研究所從外地引進(jìn)小麥品種A、B、CD、、F進(jìn)行量比較試驗(yàn),用隨機(jī)區(qū)組試驗(yàn)設(shè)計(jì),復(fù)3次。已知試驗(yàn)地的西部肥沃，東部貧瘠。說明試驗(yàn)設(shè)計(jì)步驟，并畫出田間種植圖。試驗(yàn)結(jié)果總變異的自由度和平方和應(yīng)如何分解，寫出各部分。西

東

H22H22一、名詞解釋本大題分10小題,每小2分，10分。統(tǒng)計(jì)數(shù)：由樣本全部個(gè)體所得觀測(cè)值算得的樣本特征。隨機(jī)誤差：由于無(wú)法控制的偶然因素的影響，造成的試驗(yàn)結(jié)果與真實(shí)結(jié)果之間產(chǎn)的誤差。。二項(xiàng)總體：由非此即彼事件組成的總體，常以B（，來(lái)表示。小概率件原理：統(tǒng)計(jì)學(xué)上認(rèn)為小概率事件在一次隨機(jī)試驗(yàn)中實(shí)際是不可能發(fā)生。試驗(yàn)因：試驗(yàn)中變動(dòng)的有待比較的一組試驗(yàn)處理。二、選擇題（本大題分15小題，每小題1分，共15分1D、、4A、、、、、、C、A、A13C14、A、A三、填空題:（每空1分15分）、62。0.52、態(tài)14、77.42。58、第一類或錯(cuò)誤

第二類或誤

、％

7、0.7四、計(jì)算題:（45分、解:0：合理論率3，

H

A不相符，

α

=0.05(1分)實(shí)際值、

黃豆莢：E516

3綠豆莢4

（2分）χ

2

(OE0.5)E

2

1390.5)

2

(4170.5)

20.00180.0006

（3分）當(dāng)時(shí)χ

分）χ00.05

所接受H該果符合的論比率(1

0F3,30500266,00AF0F3,30500266,00AF分）、解：：

σ

：A

σ

α0.05

（1分222

0.0033670.001733

分3

=9。28，F(xiàn)

所以接受H，認(rèn)為兩個(gè)樣本所屬的總體方差相等）H：

，：A

α0.05

分5.79

（1分)

（1分

(n-1)s30.0017330.003367-4-2

0.00255

（2分）

2

s2(e

10.00255)n21

0.0357

（

分）t

x1s0.0357x

（1分)t=2︱︱〉所否定H接，認(rèn)為兩種電極測(cè)定的結(jié)果有顯著差異（1分.。

列出方差分析表（每個(gè)數(shù)分共分）變異來(lái)源濃度間時(shí)間間誤差

DF

4

MS。27

F。56*

005平均數(shù)排序分標(biāo)記字母正(5分處理

平均數(shù)11。。

。水平差異顯著性aabbcc．解：

U

b

U353.66252.5317SP

（2）（2變異來(lái)源

dfMSF

線性回歸離回歸總

353。23.6063。2688

。89＊*。74Q分）df(2分MS分)F(1)（)，所以直線回歸達(dá)到了極顯著水平，能用黏蟲孵化歷期平均溫度x來(lái)測(cè)歷期天數(shù)y1分五、試驗(yàn)設(shè)計(jì)（本大題共15分）步驟）試驗(yàn)地劃分為3個(gè)組(1分）（2將每個(gè)區(qū)組劃分為與6個(gè)區(qū)（1分（3在每個(gè)區(qū)組內(nèi)隨機(jī)安排各個(gè)試驗(yàn)處理分田間種植圖中區(qū)組劃分正確（分區(qū)分正確）各處理隨機(jī)排列2分)=SSt+SSr+（2分進(jìn)一步詳細(xì)分解2分

dfT=dft+dfr+dfe（）農(nóng)學(xué)08級(jí)《田間試驗(yàn)與統(tǒng)計(jì)分析》復(fù)習(xí)題目一名詞公解（20,每小分、試驗(yàn)因素：、因素水平：、樣本容量：、一尾測(cè)驗(yàn):、u

:二填空(共20，空分）

23123。00523123。005、卡平方測(cè)驗(yàn)的連續(xù)性矯正的前提條件是

自由度等于

。、在多重比較中，當(dāng)樣本數(shù)大于等t測(cè)測(cè)測(cè)的顯著尺度高,t最。

最、對(duì)比法、間比法試驗(yàn)，由于處理是作誤差。

順序

排列,因不能夠無(wú)偏估計(jì)出試驗(yàn)的、測(cè)定兩個(gè)玉米品種葉片長(zhǎng)寬乘積）和實(shí)際葉面(）的關(guān)系，得下表結(jié)果：品種

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