廣東石油化工學院食品試驗設計與統(tǒng)計分析試卷

廣東石油化工學院食品試驗設計與統(tǒng)計分析試卷姓名：學號：專業(yè)年級班級：考試科目：食品試驗設計與統(tǒng)計分析考試方式：閉卷試卷命題人：黃靜王佳婷馬雪霞葉華珠周慧敏題號一二三總分得分一．填空題（20分，每題1分）常用的表示變異程度的統(tǒng)計量有全距、方差、標準差和變異系數(shù)。（第二章P23）假設檢驗首先要對總體提出假設，一般要作兩個：H0假設和HA假設。（第四章P48）有一批食品，其合格率為0.85，今在該批食品中隨機抽取6份。則最少有4份合格的概率為0.9525。（第三章P29）相關系數(shù)r的大小范圍是[-1,1]。（第六章P125）試驗設計的三個基本原則是設置重復、隨機化、局部控制。（第八章）.假設檢驗首先要對總體提出假設，一般要作兩個，__無效__假設和__備擇__假設。（第四章）.全距是資料中最大值和最小值的差。（第二章）一般將

環(huán)境

原因產(chǎn)生的誤差叫試驗誤差，它

不可

避免，但可以

控制

和減少（第八章）顯著性檢驗分為__單尾___

檢驗和_雙尾_____檢驗（第四章）10.正交試驗設計Ln（mk）中字母L、n、m、k各表示L：正交、n：處理組合數(shù)（或橫行數(shù)）、m：水平數(shù)、k：能安排的效應數(shù)（或列數(shù)）。（第11章）11.在回歸分析中，把可以控制或能精確觀測的變量稱為自變量，把另一與之密切關系，但取值卻具有隨機性的變量稱為因變量。（第6章）12.在利用字母標記法表示多重比較結果時，常在三角形法的基礎上進行。（第5章）13.試驗中，隨機誤差一般服從正態(tài)分布。（第3章）14.進行3個品種、2種施肥量和2種整枝方式的番茄試驗時，其全面試驗處理組合數(shù)為12。（第2章）15.有一批食品，其合格率為0.85，今在該批食品中隨機抽取6份食品，那正好有5份食品合格的概率為C（0.85）5（0.15）1（不需算出答案）。（第三章）16.在符號檢驗中，當K>K0.05(n),即P>0.05,則不能否定H0,表明兩個試驗處理差異不顯著。(第七章)17.多重比較結果的表示法有三角形表示法、標記字母法。（第五章）18.在一個正交實驗中，因素A和B的水平數(shù)都為3，那么A和B的7.由N(300，502)總體中隨機抽取兩個獨立樣本，S12=49.52，S22=53.42，F(xiàn)值為（A）A.0.9270B.0.8593C.1.07888.方差分析適合于（A）數(shù)據(jù)資料的均數(shù)假設檢驗。（第5章）A.兩組以上B.兩組C.一組D.任何9.在t檢驗時,如果t

=

t0、01,此差異是：(B)

(第四章)A、顯著水平

B、極顯著水平

C、無顯著差異D、沒法判斷10.平均數(shù)是反映數(shù)據(jù)資料（C）

性的代表值。

A、變異性

B、集中性

C、差異性

D、獨立性三．計算題（70分）1.用4種不同的方法對某食品樣品中的汞進行測定，每種方法測定5次，結果如表1-1所示。試問這4種方法測定結果有無顯著差異（用新復極差法和LSR顯著性分析）。（第五章）表1-1.4種不同方法測定汞數(shù)據(jù)測定方法測定結果A22.621.821.021.921.5B19.121.820.121.221.0C18.920.419.020.118.6D19.021.421.418.821.9解：這是一個單因數(shù)試驗，處理數(shù)k=4，重復數(shù)n=5，現(xiàn)將各項平方和及自由度分解如下：矯正數(shù)C=x2/nk=(22.6+21.6+……+21.9+20.2)/5*4=8417.3總平方和SST=∑∑Xij2-C=（22.62+21.82+……+20.22-8417.3=30.5處理間平方和SSt=1n∑Xi2=15(108.82+103.22+972+101.32處理內(nèi)平方和SSe=SST-SSt=30.5-14.4=16.1總自由度dfT=nk-1=4*5-1=19處理間自由度dft=k-1=4-1=3處理內(nèi)自由度dfe=dfT-dft=19-3=16處理間均方MSt=SSt/dft=14.4/3=4.8處理內(nèi)均方MSe=SSe/dfe=16.1/16=1.0處理內(nèi)的均方MSe=1.0，是4種測汞方法的合并均方值，它是表1-1試驗資料的試驗誤差估計。處理間的均方MSt=4.8，則是不同測汞方法測汞效果的差異。SSR法列表：S=MSe/n=1.0/2=0.45,依dfe=16及k=2,3,4，由附表8查得α=0.05及0.01時的SSRα(16，k)值乘S，求得各最小顯著極差，結果記錄與表1-2：表1-2LSRα,k值的計算dfe秩次距kSSR0.05SSR0.01LSR0.05LSR0.0123.004.131.351.861633.154.341.421.9543.234.451.452.00表1-3標記字母法測定方法0.05差異顯著性0.01A21.76aAB20.64abABC20.26bABD19.4bB2.下表數(shù)據(jù)是A、B、C3個地區(qū)所種花生黃曲霉污染情況調(diào)查結果。試問A、B、C3個地區(qū)所種花生黃曲霉污染情況是否有顯著差異？(第7章)項目ABC合計無污染1040858污染2516445合計355612103設H0：A、B、C3個地區(qū)與所種花生黃曲霉污染情況無關。設HA：A、B、C3個地區(qū)與所種花生黃曲霉污染情況有關。T11=35*58/103=19.71T21=35*45/103=15.29...T33=12*45/103=5.24X2=1032*(102/35+402/56+82/12-582/103)/(58*45)=16.67df=(2-1)*(3-1)=2，已知X20.01（2）=9.21計算出的X2值與X20.01(2)相比較,結果為X2>X20.01(2),p<0.01,否定H0，接受HA。說明A、B、C3個地區(qū)與所種花生黃曲霉污染情況有關。即地區(qū)不同，花生黃曲霉污染情況也不同。3.海關抽檢出口罐頭質(zhì)量，發(fā)現(xiàn)有漲聽現(xiàn)象，隨機抽取了6個樣品，同時隨機抽取6個正常罐頭樣品測定其SO2含量，測定結果見表。分析兩種罐頭的SO2含量有無差異。（第四章）正常罐頭X110094.298.599.296.4102.5異常罐頭X2130.2131.3130.5135.2135.2133.5解：eq\o\ac(○,1)建立假設。H0：μ1=μ2兩種罐頭的SO2含量沒有差異；HA:μ1≠μ2兩種罐頭的SO2含量有差異。eq\o\ac(○,2)確定顯著水平α=0.01（兩尾概率）eq\o\ac(○,3)檢驗計算。X1=98.476S12=8.327X2=132.650S22=5.235SX1-X2=√(S12+S22)/n=√(8.327+5.235)/6=1.503t=(X1-X2)/SX1-X2=(98.467-132.65)/1.503=-22.743df=2(n-1)=2（6-1）=104統(tǒng)計推斷。由df=10和α=0.01查附表3得t0.01(10)=3.169。由于∣t∣=22.743>t0.01(10)=3.169,故p<0.01,應否定H0，接受HA,即兩種罐頭的SO2含量差異極顯著。4.在玉米乳酸菌飲料工藝研究中，進行加糖量試驗，采用3種加糖量即A1（6%）、A2（8%）、A3(10%)，設5次重復，隨機區(qū)組設計。各處理的感官評分結果見表9-31，試問不同加糖量的感官評分有無差異？（第九章）表9-31加糖量區(qū)組ⅠⅡⅢⅣⅤA?7578706864A?7876697073A?9088949592解:將表9-31處理為兩向表,如表9-32表9-32加糖量區(qū)組處理總和(x?.)處理均值（ˉx?..）ⅠⅡⅢⅣⅤA?757870686435571A?787669707336673.2A?908894959245991.8區(qū)總組X.j243242233233229X..=1180C=X2../rk=11802/3×5=92826.67SST=∑Xij-C=752+782+…+922-92826.67=1521.33SSr=∑X2.j/k-C=(2432+2422+…+2292)/3-92826.67=50.66dfr=r-1=5-1=4SSt=∑X2i.-C=(3352+3662+4592)/5-92826.67=1