《田間試驗與統(tǒng)計分析》試題及答案

22《田間試與統(tǒng)計分析復(fù)習(xí)題目一判題:判結(jié)填括，√示確以表錯。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×）否正確無效假設(shè)的錯誤為統(tǒng)假設(shè)測驗的第一類錯誤√）A群標準差為5,B群的準差為，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)特定的處理而機模型中試驗結(jié)論則將用于推斷處理的總體√）

二填題：據(jù)意，下各的線，填正的字符號數(shù)(每空1分共16分）對滿足方差分析基本假定的資料可以作適當尺度的轉(zhuǎn)換后再分,常用方法有平方根轉(zhuǎn)換、對轉(zhuǎn)、反正旋轉(zhuǎn)換、平均數(shù)轉(zhuǎn)換等。拉方設(shè)計在兩個方向設(shè)置區(qū)組所以精確度高，但要求重數(shù)等處理數(shù)所以應(yīng)用受到限制。完隨機設(shè)計由于沒有采用局部控制，所以為保證較低的試驗誤,應(yīng)盡可能使試的環(huán)境因素相當均勻。

在對單個方差的假設(shè)測驗中：對于H

其否定區(qū)間為

2212

或

2

22

；對于

，否定區(qū)間為

；而對于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

。當個處理與共用對照進行顯著性比較時，常用

最小顯著差數(shù)法LSD)

方法進行多重比較.三選題:將確擇的碼入目的?。ㄐ?分，分）田試驗的順序排列設(shè)計包括（)。A間比法B、對比法C間比法、對比法D、梯排列測某總體的平均數(shù)是否顯著大于某一定值時，用（C)。A兩尾測驗B、尾測驗、右尾測驗D、無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左右對稱B單峰分布C、中間高、兩頭低、概率處處相等對個單因素水平次復(fù)的完全隨機設(shè)計進行方差分若按最小顯著差數(shù)法進行多重比較，比較所用的標準誤及計算最小顯著差數(shù)時查表的自由度分別()A

2MSe/6

，B

，3、

2MSe/3

12D、

，四簡題每題5分共15分）分田間試驗誤差的來如何控制？答：田間試驗的誤差來源有）驗材料固有的差異，（2試驗農(nóng)事操作和管理技術(shù)的不一致所起的差,（3進行試驗外條件的差異控制田間試驗誤差的途徑選擇質(zhì)一致的驗材料，（）改進操作和管理技，之標準化，（）控制起差異的外界主要因素。試統(tǒng)計假設(shè)測驗的步驟。答1)對樣本所屬的總體提出假設(shè)，包括無效假設(shè)H和備擇假設(shè)H。0（2規(guī)定測驗的顯著水平（3在H為確的假定下，計算概率值值。0（統(tǒng)計推論，將—與顯著水平,出接受或否定H假設(shè)的結(jié)論.田試驗設(shè)計的基本原則是什么，其作用是什么？答：田間試驗設(shè)計的基本原則是重復(fù)、隨機、局部控制。其作用是(1)降低試驗誤差；（2獲得無偏的、最小的試驗誤差估計；（3準確地估計試驗處理效應(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。（）土中含量對植物的生長有很大的影響NaCl含過,增加組織內(nèi)無機鹽的積累,抑制植物的生長測定土中含量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

。試進行回歸分析并計算若土壤中含量為。時，植物單位葉面積平均的干物重給出這一估計的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回歸方程的測驗(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單線性回歸方程是顯著的(1.0）（3回歸預(yù)測(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有個玉米雜交種密度試個1=2000株/3=4000株/畝(對照株畝，株畝，株畝機全區(qū)組設(shè)計，三次重復(fù)，試對試驗所獲得小區(qū)產(chǎn)量結(jié)果進行以下分析。）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)果表明對區(qū)組間MS的F驗的F值(。小于臨界值F=4。10明3個區(qū)組間差異不顯著，局部控制效果不顯著(1分對密度處理MS測的（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）若進行LSD法重比較，試計平數(shù)比較的標準誤.

MS3

（3分（若本試驗采用完全隨機設(shè)計，則方差分時誤差項的自由度=12

，平方和SS=1.64而對處理效應(yīng)測驗的F值

。（每1分共3分）農(nóng)學(xué)08級《田間試驗與統(tǒng)計分析》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)、對頻率百分數(shù)資料進行方差分析前應(yīng)該對資料數(shù)據(jù)作反正弦轉(zhuǎn)換。（×

)、多重比較前，應(yīng)先作F測。（×

)、測驗中，測驗統(tǒng)計假設(shè)H:01。(×）

，對H:0

時顯著平為則測驗的0

值為、個方差的同質(zhì)性測驗的假設(shè)為H:0iiji,j1,2,,k）(×）

，:

(對于所有的、對直線回歸作假設(shè)測驗中，F(xiàn)

t

。

(

×

)進行回歸系數(shù)假設(shè)測驗若接受H:明X兩數(shù)無相關(guān)關(guān)

×

)、如果無效假設(shè)H錯，通過測驗卻被接受，；若假設(shè)H正確，測驗后卻被否定，00為。（×）

AB2AB2、有一直線相關(guān)資料計算相關(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)計方法常用的平均數(shù)有三:算術(shù)平均數(shù)平數(shù)和等級差法平均）10某玉米株高的平均數(shù)和標準差為

（厘米穗的平均數(shù)和標準差為30

(米為該玉米的株高性狀比果穗性狀變異。（×）二簡題根題，出單適的述）（大分小，每小分共20分、田試驗設(shè)計的本原則是什其作用是什么？答田間試驗設(shè)計的基本原是重復(fù)、隨機、局部控其作用是（1）降低試驗誤差；（2）獲得無偏的、最小的試驗誤差估計;(3）準確地估計試驗處理效；（4）對各處理間的比較能作出可靠的結(jié)論。、何謂隨機區(qū)組試驗設(shè)計？答：根據(jù)“局部控制”的原則將試驗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)各處理都獨立地隨機排列。、用樣本直線回歸方程，由X預(yù)Y時為什么不能任意外?答：因為試范圍之外XY兩個變數(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，不能任意外推。、什么是試驗誤差？試驗誤差與試驗的準確度、精確度有什么關(guān)系？答：試驗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、號數(shù).（大分小,每空分，共分）、變異數(shù)包括

極差、

方差、標差、

變異系數(shù)

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

其F四種類型不符合3:12

的分離比例、二項總體也可以稱為，1總體，是因為記為“1一事件記為0。

二項總體中兩事件為對立事將發(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)。、標準正態(tài)分布是參=0__，__=1_的一個特定正態(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

誤差和

系統(tǒng)

誤差兩種類型.四計題計算列題（大共小，小10分總分1進行大豆等位酶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

計野生大豆。29（2366）

）

（45）

193栽培大豆。（27。34）

（）

（52.53)

223

2

總計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測得一株系=30.1mm,可認為其長度顯著比總體的纖維長度（mm）長？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其長度不比總體的纖維長度（）顯著為長、一個容量為的本來自一個正態(tài)總,知其平均數(shù)y和方1

40，個容量為的樣本來自一個正態(tài)總體,平均數(shù)22，均方s2

，測驗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:—、人為控制的不同無機磷含量（的土壤中種植玉米，播后3天測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標準誤對歸關(guān)系作假設(shè)測驗。（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磷含量間存在真實的直線回歸關(guān)對乙丙大豆品種的單株成莢數(shù)進行比較中甲品種為對照品,品種隨機抽查株，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)驗推斷。解：）變異來源品種間誤差

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F測驗值>

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《間試驗與計分析》復(fù)題目一名詞解釋（每小題2分,共）、統(tǒng)計數(shù)

、隨機誤差

、項總體

、小概率事件原理

5試驗因素一選擇題（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)于無偏估計值，下列說法正確的是。A

x

是偏計值

B．2

不是

的無偏估計值；C．n為分母得到的樣本方差D．S是偏估計值

是s

的無偏估計值

101001010101001010125研究農(nóng)藥殘留問題，憑生產(chǎn)經(jīng)驗認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)測驗時，無效假設(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玉米產(chǎn)量的影響面積相同的玉米小區(qū)10個各成兩半，一半去雄，一半不去雄。所得數(shù)據(jù)應(yīng)做。Au測

B．測驗

C．

χ

2

測驗

．F測、次數(shù)資料的獨立性測驗和適合性測驗都是。A兩尾測驗

B．左尾測驗

．右尾測驗

D．以上都不對、方差分析時，進行數(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都標字母法表示的多重比較結(jié)果中兩個平均數(shù)的后既標有相同大寫拉丁字母，又標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。未達極顯著10單個方差的假設(shè)測驗，采用的測驗方法有Au測

Bt測

C．χ測

D．測、以下的第

個分布是與自由度無關(guān)的。正態(tài)分布

Bｔ分布

C.χ

分布

D。分12當試驗中設(shè)有共同對,個處理與共同對照進行顯著性比較時，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機區(qū)組試驗其方差分析時誤差項自由度為DFe若一小區(qū)數(shù)據(jù)缺失誤差項自由度為。

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沒有關(guān)系，在一個金魚群體中已體色為色的概率為0。，體長超過的率為0從群體中任意選出一條魚，它既是金色，體長又超過的概是，是非金色，體長小于10cm的率是。兩獨立的正態(tài)總體N(μ，2和Nμ=3,2

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

分布，且具有μ=

，2

=

。

隨機抽取百農(nóng)3217小品種株定株高得本平均數(shù)樣標準差，99的可靠度估計該品種的平均株高為．如果無效假設(shè)H正，通過假設(shè)測驗卻被否定，會犯錯誤，通過假設(shè)測驗卻被接受，會犯錯誤。

至____________。錯誤，如果無效假設(shè)H

0在比法或間比法試驗結(jié)果分析中，判斷某處理確實優(yōu)于對照，要求相對生產(chǎn)力一般至少應(yīng)超過對___________以上。。直線回歸分析中用自變量x的變化去預(yù)測依變量y的化時，一般要求相關(guān)系數(shù)r∣≥，達顯著水平。四、計算題分）、豆莢的顏色，綠色對黃色為顯性，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代個株中有個綠色豆莢，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量土壤的值，每種測4次用A種玻璃極測得結(jié)果為:5.78、。、。、，

21

；用B種璃電極測得結(jié)果為5、。、5.89，

22

=0問兩種電極測定的結(jié)果有無顯著差12分0053

=9.28，

=6.39，t

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

005005Y11011,71005005Y11011,71完成該資料的方差分析表8分變異來源

DF

MS

F

。05濃度間

（）

289。06

（

)

(

）

。84時間間誤差

（）（）

。

（）（)

（）

根據(jù)下列的值，試用新復(fù)極差法對濃度間干物質(zhì)平均重比較，用字母標記法完成其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)計算得到以下結(jié)果,—回平方和U=353.6625,試計算回歸系數(shù)b并說明能否利用黏蟲孵化歷期平均溫度來預(yù)測歷期天數(shù)？10分（

6

0

05

=5.99，

6

0

=13，59,F

7

）五、試驗設(shè)計（本大題共分）某研究所從外地引進小麥品種A、B、CD、、F進行量比較試驗,用隨機區(qū)組試驗設(shè)計,復(fù)3次。已知試驗地的西部肥沃，東部貧瘠。說明試驗設(shè)計步驟，并畫出田間種植圖。試驗結(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)計數(shù)：由樣本全部個體所得觀測值算得的樣本特征。隨機誤差：由于無法控制的偶然因素的影響，造成的試驗結(jié)果與真實結(jié)果之間產(chǎn)的誤差。。二項總體：由非此即彼事件組成的總體，常以B（，來表示。小概率件原理：統(tǒng)計學(xué)上認為小概率事件在一次隨機試驗中實際是不可能發(fā)生。試驗因：試驗中變動的有待比較的一組試驗處理。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、第一類或錯誤

第二類或誤

、％

7、0.7四、計算題:（45分、解:0：合理論率3，

H

A不相符，

α

=0.05(1分)實際值、

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）當時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，認為兩個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，認為兩種電極測定的結(jié)果有顯著差異（1分.。

列出方差分析表（每個數(shù)分共分）變異來源濃度間時間間誤差

DF

4

MS。27

F。56*

005平均數(shù)排序分標記字母正(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)（)，所以直線回歸達到了極顯著水平，能用黏蟲孵化歷期平均溫度x來測歷期天數(shù)y1分五、試驗設(shè)計（本大題共15分）步驟）試驗地劃分為3個組(1分）（2將每個區(qū)組劃分為與6個區(qū)（1分（3在每個區(qū)組內(nèi)隨機安排各個試驗處理分田間種植圖中區(qū)組劃分正確（分區(qū)分正確）各處理隨機排列2分)=SSt+SSr+（2分進一步詳細分解2分

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

:二填空(共20，空分）

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

自由度等于

。、在多重比較中，當樣本數(shù)大于等t測測測的顯著尺度高,t最。

最、對比法、間比法試驗，由于處理是作誤差。

順序

排列,因不能夠無偏估計出試驗的、測定兩個玉米品種葉片長寬乘積）和實際葉面(）的關(guān)系，得下表結(jié)果：品種

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