1、東北農(nóng)業(yè)大學(xué)網(wǎng)絡(luò)教育學(xué)院田間試驗(yàn)與統(tǒng)計(jì)方法網(wǎng)上作業(yè)題作業(yè)題一一、名詞解釋1、隨機(jī)樣本2、水平3、隨機(jī)試驗(yàn)4、2適合性檢驗(yàn)5、概率二、判斷，請(qǐng)?jiān)诶ㄌ?hào)內(nèi)打，或X1、兩因素間互作稱(chēng)為二級(jí)互作，三因素間的互作為三級(jí)互作。2、由8個(gè)小麥新品系和2個(gè)對(duì)照品種組成3次重復(fù)的品比試驗(yàn)，屬于單因素試驗(yàn)。3、設(shè)一樣本有 7個(gè)觀(guān)察值，6、10、9、6、12、7、13,則方差為 2.828。4、實(shí)施一個(gè)試驗(yàn)在安排區(qū)組時(shí)原則上應(yīng)盡可能保持區(qū)組內(nèi)的最大一致性，區(qū)組間允許較大差異。5、將一塊環(huán)境條件相近的試驗(yàn)田劃分成30個(gè)面積相同的小區(qū)，不再做其他處理，觀(guān)測(cè)某品種小區(qū)產(chǎn)量是一個(gè)隨機(jī)試驗(yàn)。6、若無(wú)效假設(shè)為 Ho: （11=（

2、12,那么備擇假設(shè)為 Ha :1 W2。7、進(jìn)行小麥品種比較試驗(yàn)，6個(gè)品種，每品種得到 4個(gè)產(chǎn)量觀(guān)察值，則該試驗(yàn)具有品種間自由度為3,誤差自由度為20。8、方差分析中，F(xiàn)檢驗(yàn)后就進(jìn)行平均數(shù)的多重比較。9、相關(guān)系數(shù)（r）和回歸系數(shù)（b）都是帶有單位的。10、某樣本觀(guān)察值為 17, 13, 21, 10, 19, 9, 11 , 8,則該樣本的中數(shù)為 14.5。三、填空1、農(nóng)業(yè)科學(xué)試驗(yàn)的基本任務(wù)是研究各種農(nóng)業(yè)科學(xué)理論和技術(shù)，考察研究結(jié)果的實(shí)際表現(xiàn)，客觀(guān)地評(píng)價(jià)其推廣價(jià)值和應(yīng)用范圍，主要包括（）試驗(yàn)、（）試驗(yàn)、（）試驗(yàn)、（）試驗(yàn)和（）試驗(yàn)。2、在田間試驗(yàn)過(guò)程引起差異的外界因素中，（）差異是最主要的，必

3、須加以適當(dāng)?shù)目刂啤?、設(shè)一樣本有 5 個(gè)觀(guān)察值，6、8、9、12、13,則x=（ ）,s=（）, s = （）, CV=（）。4、已知甲，乙兩批水稻品種種子的發(fā)芽率分別為0.9和0.8,甲，乙種子各取一粒，做發(fā)芽試驗(yàn)，試問(wèn)有 TOC o 1-5 h z 兩粒發(fā)芽的概率為（），至少有一粒發(fā)芽的概率為（），兩粒都不發(fā)芽的概率為（）。5、反映資料集中性的特征數(shù)是（）,反映資料離散性的特征數(shù)是（）。四、單項(xiàng)選擇1、根據(jù)研究目的擬定的進(jìn)行比較的一組處理，在相同試驗(yàn)條件下試驗(yàn)，所得各處理平均數(shù)值與試驗(yàn)總平 均值之差，稱(chēng)為（）。A.離差 B.誤差 C.處理效應(yīng)D.每組內(nèi)離差2、農(nóng)業(yè)試驗(yàn)中應(yīng)用最多的平均數(shù)是（

4、）。A.算術(shù)平均數(shù)B.幾何平均數(shù)C.調(diào)和平均數(shù)D.中數(shù)和眾數(shù)3、比較番茄的單果重量(g)和體積大小(cm3)的變異程度，適宜的統(tǒng)計(jì)數(shù)是(A.極差 B.方差 C.標(biāo)準(zhǔn)差 D.變異系數(shù) TOC o 1-5 h z 4、下列描述不屬于正態(tài)分布特征的是()。A.左右對(duì)稱(chēng)B.單峰分布C.中間大兩頭小D.概率處處相等5、對(duì)一批棉花種子做發(fā)芽試驗(yàn)，抽樣 1000粒，得發(fā)芽種子890粒，若規(guī)定發(fā)芽率達(dá) 90 %為合格，這批種 子的檢驗(yàn)結(jié)果與合格種子發(fā)芽率90%的差異為()。A.不顯著 B.顯著 C.極顯著 D.不好確定6、對(duì)金魚(yú)草花色進(jìn)行遺傳研究，以紅花親本和白花親本雜交，F(xiàn)i為粉紅色，F(xiàn)2群體有3種表現(xiàn)型：

5、紅花196株，粉紅花419株，白花218株。檢3敘F2分離比例是否符合 1： 2: 1的理論比例的分析方法是()。A.方差的同質(zhì)性檢驗(yàn)B. F檢驗(yàn) C.獨(dú)立性檢驗(yàn) D.適合性檢驗(yàn)7、在多因素試驗(yàn)中，每一個(gè)()是一個(gè)處理。A.水平組合B.水平 C.處理 D.組合8、根據(jù)某地區(qū)1985-2005年間小麥單位面積產(chǎn)量及秋季降雨量的關(guān)系，計(jì)算得 r = -0.632,這一結(jié)果表明 ()。(r 0.01, 18=0.561 ,0.01, 19 =0.549)A.小麥單位面積產(chǎn)量與秋季降雨量無(wú)關(guān)B.小麥單位面積產(chǎn)量隨秋季降雨量的增加極顯著地減少C.小麥單位面積產(chǎn)量隨秋季降雨量的增加而增加D.小麥單位面積產(chǎn)

6、量隨秋季降雨量的減少而增加9、屬于算術(shù)平均數(shù)重要特性的是()。A. (x x) 0B . (x x) 0C.(x x)2 (x a)2d. (x x)2 (x a)210、決定系數(shù)r2的取值范圍為()。A. 0 , 1 B. ( 0, 1 ) C. -1 , 1 D. (-1,1 )五、簡(jiǎn)答1、試驗(yàn)方案的設(shè)計(jì)要點(diǎn)2、何謂定量資料、定性資料？各有何特點(diǎn)?3、以隨機(jī)區(qū)組試驗(yàn)設(shè)計(jì)為例說(shuō)明方差分析中為何將總變異進(jìn)行分解？為何將自由度和平方和進(jìn)行分解?六、計(jì)算1、選面積相同的玉米小區(qū)10個(gè)，各分成兩半，一半去雄另一般不去雄，產(chǎn)量結(jié)果見(jiàn)下表，試測(cè)驗(yàn)兩種處理產(chǎn)量的差異顯著性。(10.05,9=2.262)玉

7、米去雄與不去雄成隊(duì)產(chǎn)量數(shù)據(jù)表區(qū)號(hào)去雄(Xii)不去去t ( X2i)114.013.0216.015.0315.015.0418.517.0517.016.0617.012.5715.015.5814.012.5917.016.01016.014.02、有一橡膠品比試驗(yàn)，有 A、B、C、D、E、F、G, 7個(gè)品種，其中B為對(duì)照，采用隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì), 重復(fù)，小區(qū)計(jì)產(chǎn)面積 600m2,根據(jù)產(chǎn)量結(jié)果進(jìn)行方差分析。請(qǐng)回答以下問(wèn)題。（1）補(bǔ)充方差分析表變異來(lái)源dfSSS2FF0.05F0.01區(qū)組間（）處理間（）誤差（）總變異（）14.8751367.9047()414.5714()()()()()()3

8、.893.006.934.82（2）根據(jù)方差分析表，請(qǐng)說(shuō)明處理間由（3）多重比較（SSR法）2計(jì)算小區(qū)平均數(shù)比較的sxsen橡膠品比試驗(yàn)產(chǎn)量平均數(shù)的LSR值表F檢驗(yàn)得到的結(jié)論。P234567SSR0.053.08SSR0.014.32LSR0.05()LSR0.01()3.224.50()()(3.314.62)3.374.71()3.414.77()()3.444.82()()橡膠品比試驗(yàn)品種平均產(chǎn)量比較表品種小區(qū)平均產(chǎn)量差異顯著性0.050.01A49.7()()G48.7()()F45.3()()D45.0()()E41.0()()B(CK)39.0()()C38.3()()試驗(yàn)結(jié)論作業(yè)

9、題二一、名詞解釋1、空白試驗(yàn)法2、準(zhǔn)確度3、小區(qū)4、統(tǒng)計(jì)假設(shè)檢驗(yàn)5、隨機(jī)試驗(yàn)二、判斷，請(qǐng)?jiān)诶ㄌ?hào)內(nèi)打，或X1、不論哪種類(lèi)型的田間試驗(yàn)，所設(shè)的水平就是處理。2、在隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)中，增加重復(fù)而擴(kuò)大試驗(yàn)田面積，區(qū)組間土壤差異增大，這將導(dǎo)致因土壤差異而帶來(lái) 試驗(yàn)誤差的增大。3、試驗(yàn)設(shè)計(jì)三項(xiàng)原則，其中重復(fù)和局部控制的作用是無(wú)偏地估計(jì)試驗(yàn)誤差。4、隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)試驗(yàn)中，區(qū)組數(shù)等于重復(fù)次數(shù)。5、若做100次隨機(jī)試驗(yàn)，一個(gè)事件出現(xiàn)20次，則事件的近似概率是0.2。6、樣本容量n指一個(gè)總體中變量的個(gè)數(shù)。7、變異系數(shù)能用來(lái)直接比較兩個(gè)單位不同或平均數(shù)相距較遠(yuǎn)的樣本。8、3個(gè)大豆品種產(chǎn)量比較試驗(yàn)中，得到 s2=75, S

10、t2=12.5,則F值為75/12.5=6。一 一 2 9、決定系數(shù)（r）既可表不相關(guān)的程度，又可表不相關(guān)的性質(zhì)。10、番茄重量（x）和番茄直徑（y）的相關(guān)系數(shù)r = 0.7495,表明番茄重量的變異平方和有74.95%是番茄直徑的不同所造成。三、填空1、試驗(yàn)設(shè)計(jì)因素的水平間距要適當(dāng)，常用的確定水平間距的方法有（）、（）、（）和優(yōu)選法等。 TOC o 1-5 h z 2、進(jìn)行小麥品種比較試驗(yàn)，6個(gè)品種，每品種得到4個(gè)產(chǎn)量觀(guān)察值，則該試驗(yàn)具有品種間自由度為（），誤差自由度為（）。3、算術(shù)平均數(shù)的計(jì)算方法有（）法和（）法。4、在0, 1, 2, 3, 4, 5, 6, 7, 8, 9中隨機(jī)抽取一個(gè)

11、數(shù)字，設(shè) A為抽取的數(shù)字W 5,則P （A）=（）。5、直線(xiàn)回歸方程通式為 ? a bx ,其中2叫（），b叫（）。四、單項(xiàng)選擇1、用于反映資料離散性的特征數(shù)是（）A.變異系數(shù)B.變異數(shù)C.方差 D.標(biāo)準(zhǔn)差2、下列統(tǒng)計(jì)數(shù)不屬于變異數(shù)的是（）A.極差B.變異系數(shù)C.標(biāo)準(zhǔn)差 D.眾數(shù)3、進(jìn)行田間試驗(yàn)時(shí)，作為試驗(yàn)地必須具備（）兩個(gè)基本條件。A,準(zhǔn)確性和精確性B,均勻性和代表性C.精確性和土!勻性D.準(zhǔn)確性和均勻性4、要正確地制定一個(gè)試驗(yàn)方案，必須作到研究目的明確，處理水平簡(jiǎn)明合理，并必須在所比較的處理之間應(yīng)用（）原則。A.設(shè)立對(duì)照B.全面實(shí)施C.唯一差異D.相差等距或等比例 TOC o 1-5 h

12、z 5、進(jìn)行玉米品種比較試驗(yàn)，7個(gè)品種，每品種得到 3個(gè)產(chǎn)量觀(guān)察值，則該試驗(yàn)誤差自由度為（）A. 14 B. 18 C. 6 D. 26、用黃子葉豌豆品種與綠子葉豌豆品種雜交，隨機(jī)調(diào)查F2代中的1行，其中黃子葉的22株，綠子葉的7株，檢驗(yàn)F2代黃子葉與綠子葉的分離是否符合3 1的分離定律的分析方法是（）A .方差的同質(zhì)性檢驗(yàn)B. F檢驗(yàn) C.獨(dú)立性檢驗(yàn)D.適合性檢驗(yàn)7、用標(biāo)記字母法表示的多重比較結(jié)果中，如果兩個(gè)平均數(shù)的后面，既標(biāo)有相同小寫(xiě)拉丁字母，又標(biāo)有不同小寫(xiě)拉丁字母，則它們之間差異（）。A.在0.05水平上顯著B(niǎo). 在0.01水平上顯著C.在0.05水平上不顯著D. 在0.01水平上不顯著

13、28、_Lp_ 是（）。 S&.SSyA.相關(guān)系數(shù)B.回歸系數(shù)C.決定系數(shù) D.回歸平方和9、對(duì)水稻的莖桿產(chǎn)量 x（克）和稻谷產(chǎn)量Y（克）進(jìn)行測(cè)定，將獲得的 15對(duì)觀(guān)察值標(biāo)在直角座標(biāo)平面上，正確計(jì)算結(jié)果是()。A.夕 0.5091計(jì)算結(jié)果是()。A.夕 0.5091?0.5091? 0.5091? 0.50911.0548x(r=1.0031)1.0548x(r=0.9902)1.0548x ( r=-0.9902)1.0548x( r=-0.9902)主H，*量ft10、相關(guān)系數(shù)r的取值范圍為（）。A. 0 , 1 B. ( 0, 1 ) C. -1,1 D. (-1,1 )五、簡(jiǎn)答1、農(nóng)業(yè)

14、科學(xué)試驗(yàn)的基本要求2、何謂無(wú)效假設(shè)、備擇假設(shè)？二者有何關(guān)系?3、方差分析表中 F值右上角的“ *”或“* * ”各為何意？若F值顯著，為何需進(jìn)行多重比較?六、計(jì)算1、今有一待收獲果園，種有10萬(wàn)株果樹(shù)，為與客戶(hù)簽定銷(xiāo)售合同需對(duì)果園總產(chǎn)量進(jìn)行估計(jì)，現(xiàn)對(duì)果園進(jìn)行抽樣得單株產(chǎn)量(kg): 23、21、23、27、20、28、40、32、20、22、17、15、25、28、22、23、24、17、 20、 19。2試計(jì)算其統(tǒng)計(jì)數(shù)：x s ss ssxcv (10分)(2)作置信度為95%的單株平均產(chǎn)量區(qū)間估計(jì)。其中：t0.05,19=2.093 (5分)2、2004年湖南雜交水稻新組合比較試驗(yàn)，參試組

15、合8個(gè)，分別用 V1 , V2 , V3 , V4 , V5 , V6 , V7 , V8表示，其中V8為對(duì)照，采用隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，重復(fù)3次，小區(qū)計(jì)產(chǎn)面積20m2,根據(jù)產(chǎn)量結(jié)果進(jìn)行方差分析。請(qǐng)回答以下問(wèn)題。(1)補(bǔ)充方差分析表變異來(lái)源dfSSSFF0.05F0.01區(qū)組間()2.432500()()3.896.93處理間()()()()()3.004.82誤差()20.294167()總變異()187.416250(2)根據(jù)方差分析表，請(qǐng)說(shuō)明處理間由F檢驗(yàn)得到的結(jié)論。(3)多重比較(SSR法)計(jì)算小區(qū)平均數(shù)比較的sxen雜交水稻新組合試驗(yàn)產(chǎn)量平均數(shù)的LSR值表P234567SSR.053.033

16、.183.273.333.373.39SSR0.014.214.424.554.634.704.78LSR0.05LSR0.01雜交水稻新組合試驗(yàn)品種平均產(chǎn)量比較表品種小區(qū)平均產(chǎn)量差異顯著性(kg)0.050.01V720.3V417.3V316.7V515.3V214.3V113.7V612.7V8(CK)11.6V113.7V612.7V8(CK)11.6試驗(yàn)結(jié)論作業(yè)題三一、名詞解釋1、精確度2、個(gè)體3、邊際效應(yīng)4、基本事件5、小概率事件實(shí)際上不可能性原理二、判斷，請(qǐng)?jiān)诶ㄌ?hào)內(nèi)打，或X1、在統(tǒng)計(jì)學(xué)中，標(biāo)準(zhǔn)差和標(biāo)準(zhǔn)誤都是衡量資料變異程度的統(tǒng)計(jì)量，他們之間沒(méi)有區(qū)別。2、拉丁方設(shè)計(jì)試驗(yàn)的處理數(shù)、重

17、復(fù)次數(shù)、區(qū)組數(shù)不相等。3、顯著水平越高，抽樣估計(jì)誤差越大，估計(jì)越不準(zhǔn)確。4、生物統(tǒng)計(jì)可以幫助我們解決任何問(wèn)題，且其推斷結(jié)果是百分之百的正確。5、當(dāng)樣本容量一定時(shí)，95%的估計(jì)區(qū)間的精確度低于99%的精確度，而可靠性高于 99%估計(jì)區(qū)間的可靠性。6、t0.01, 13表示自由度等于13,顯著水平為0.01的t測(cè)驗(yàn)臨界值。7、在無(wú)交互作用時(shí)，試驗(yàn)因素彼此獨(dú)立，簡(jiǎn)單效應(yīng)等于主效應(yīng)。8、用總體的全體觀(guān)察值計(jì)算的、描述總體的特征數(shù)稱(chēng)為參數(shù)。29、同一資料相關(guān)系數(shù)（r）和決定系數(shù)（r ）符號(hào)必定一致。10、某試驗(yàn)資料中，已算得s2=6.8,處理重復(fù)數(shù)n=4,若采用SSR檢驗(yàn)法，則可進(jìn)一步求得其處理平均數(shù)的

18、標(biāo)準(zhǔn)誤值為1.3038。三、填空1、試驗(yàn)設(shè)計(jì)的三個(gè)基本原則是（）、（）和（）。2、有一直線(xiàn)回歸方程y? = 1.9904+0.8432X,則其中1.9904稱(chēng)為（），0.8432稱(chēng)為（）。3、（）試驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)分析一般采用百分比法。4、有一牧草品種磷肥肥效試驗(yàn)，其處理有：N（不施磷肥）；P（施磷肥）；產(chǎn)量分別為1000kg和1150kg。則:磷的簡(jiǎn)單效應(yīng)等于（）kg。 TOC o 1-5 h z 5、（）即相關(guān)系數(shù)r的平方值，r試分析是否需對(duì)田進(jìn)行防治？（注：已查出兩尾的t試分析是否需對(duì)田進(jìn)行防治？（注：已查出兩尾的t值，t0.05,15=2.131t0.10,15=1.753t0.05,14=2

19、.145t0.10,14=1.761）6、用于衡量試驗(yàn)效果的指示性狀稱(chēng)（）。7、具有A、R C D 4種藥劑處理玉米種子，其中A為對(duì)照，完全隨機(jī)設(shè)計(jì)，每處理各得4個(gè)苗高觀(guān)察值，其 DF= （）, DR=（）。8、田間試驗(yàn)設(shè)計(jì)中，完全隨機(jī)設(shè)計(jì)適用的試驗(yàn)環(huán)境是（）；隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)適用的試驗(yàn)環(huán)境是（）。9、正態(tài)分布有兩個(gè)參數(shù)，（）和標(biāo)準(zhǔn)差。10、兩個(gè)或兩個(gè)以上變量之間的關(guān)系可分為函數(shù)關(guān)系和（）關(guān)系。11、總體包括全部個(gè)體的數(shù)目稱(chēng)為（），用（）表示。12、反映資料集中性的特征數(shù)是（）。13、次數(shù)分布表中，每組最大觀(guān)察值與最小觀(guān)察值的差數(shù)稱(chēng)為（）。四、單項(xiàng)選擇1、有一兩因素試驗(yàn)，其中A有31、有一兩因素試

20、驗(yàn)，其中A有3個(gè)水平，B有5個(gè)水平，則該試驗(yàn)的處理數(shù)為（B 243C.15D30A .2測(cè)驗(yàn)可以進(jìn)行適合性檢驗(yàn);B .A .2測(cè)驗(yàn)可以進(jìn)行適合性檢驗(yàn);B .2測(cè)驗(yàn)可以進(jìn)行獨(dú)立性測(cè)驗(yàn)2測(cè)驗(yàn)可以進(jìn)行方差的同質(zhì)性測(cè)驗(yàn)2測(cè)驗(yàn)所用的 2分布是一個(gè)對(duì)稱(chēng)分布2、測(cè)得玉米品種川單13 號(hào) 5 個(gè)小區(qū)的產(chǎn)量(x)分別為：12.0, 11.5, 12.5, 11.0, 11.5(kg),2、測(cè)得玉米品種川單22(x11.7)0,(x 11.7) (x 11.0)22(x11.7)0.5,(x 11.7) (x 11.0)2(x11.7)0,(x11.7)2(x11.0)222D(x11.7)0,(x11.7)(x

21、11.0)24、兩個(gè)樣本平均數(shù)的差異顯著性檢驗(yàn)達(dá)“顯著”意味著（B.接受無(wú)效假設(shè)A .B.接受無(wú)效假設(shè)C.兩個(gè)樣本平均數(shù)的差數(shù)在0.05水平下是客觀(guān)存在的D.否定備擇假設(shè)5、關(guān)于試驗(yàn)誤差的敘述，錯(cuò)誤的是（A.試驗(yàn)誤差客觀(guān)存在的A.試驗(yàn)誤差客觀(guān)存在的B.試驗(yàn)誤差方差是可以估計(jì)的C.試驗(yàn)誤差是可以通過(guò)合理白試驗(yàn)設(shè)計(jì)來(lái)降低的D.試驗(yàn)誤差是人為可以克服的。26、卡萬(wàn)（）檢驗(yàn)在（）時(shí)須作連續(xù)性矯正。A.自由度dfB.自由度df 1 C.獨(dú)立性檢驗(yàn) A.自由度dft值為8.71 （已7t值為8.71 （已 TOC o 1-5 h z 知 to.O5（16）2.120）,則（）。A.否定無(wú)效假設(shè)B.接受無(wú)效

22、假設(shè) C.否定備擇假設(shè)D.無(wú)法作出統(tǒng)計(jì)推斷8、若算得一雙變數(shù)資料，x與y的直線(xiàn)相關(guān)系數(shù)為r 0.62,經(jīng)假設(shè)測(cè)驗(yàn)接受Ho :0 ,則表明（）A.y與x呈線(xiàn)性負(fù)相關(guān) B ： y隨x的增加而增加C.y與x無(wú)任何關(guān)系D : y與x無(wú)線(xiàn)性關(guān)系9、事件的概率取值范圍是（）。A . -1,0 B. 0,1 C. -1,1 D.（-1,1）10、一樣本有如下 10個(gè)觀(guān)測(cè)值:3.5, 3.8, 4.5, 6.7, 2.0, 5.5, 8.0, 8.5, 4.9, 5.0,則該樣本的極差（全 距）為（）。A . 8.5 B, 2.0 C.10.5 D, 6.5五、簡(jiǎn)答1、對(duì)比法和間比法試驗(yàn)為何不能正確地估計(jì)試驗(yàn)

23、誤差？試驗(yàn)結(jié)果要如何分析?2、土壤差異的形成原因3、土壤差異的形式4、土壤差異的估測(cè)方法六、計(jì)算1、當(dāng)甘蔗某種可溶性物質(zhì)濃度等于或大于4.5mg/kg時(shí)，需對(duì)棉助蟲(chóng)進(jìn)行防治，現(xiàn)對(duì)一蔗田進(jìn)行觀(guān)測(cè)得以下數(shù)據(jù)：4.5 4.4 4.5 5.1 4.7 4.4 4.8 5.3 4.4 4.5 5.3 5.2 4.6 4.3 4.52、已知一組 X、Y雙變數(shù)資料如下:X3568101214151820Y1223243445已算出 xy 391。試求（1）回歸方程（2）計(jì)算決定系數(shù)。LSR表，試用標(biāo)記字母法將3LSR表，試用標(biāo)記字母法將多重比較的結(jié)果表示出來(lái)。PLSR0.05 LSR0.01t陽(yáng)料各處理甲土

24、9數(shù)的差異顯例3處理44.10平暨22差567著性0.055.840.0154.295.94D131.5()()C128.5()()A127.0()()B124.5()()E120.0()()作業(yè)業(yè)題四一、名詞解釋1、完全隨機(jī)設(shè)計(jì)2、處理效應(yīng)3、顯著水平4、聲獨(dú)立性檢驗(yàn)5、方差分析二、判斷，請(qǐng)?jiān)诶ㄌ?hào)內(nèi)打，或X1、田間試驗(yàn)在同一重復(fù)區(qū)內(nèi)土壤肥力應(yīng)盡量一致。2、將供試處理按一定的順序排列，每隔幾個(gè)處理設(shè)置一對(duì)照作為比較的標(biāo)準(zhǔn)，稱(chēng)為隨機(jī)排列試驗(yàn)。3、試驗(yàn)設(shè)計(jì)三項(xiàng)原則，其中重復(fù)和局部控制的作用是無(wú)偏地估計(jì)試驗(yàn)誤差。4、在邊際效應(yīng)明顯的試驗(yàn)中，狹長(zhǎng)形小區(qū)是有利的。A與B的和事件。（Oi EA與B的和事件

25、。（Oi Ei）2oEik6、次數(shù)資料的2檢驗(yàn)，當(dāng)df=1時(shí)，2檢驗(yàn)的公式為2i7、有嚴(yán)重斑塊差異的地塊不宜用作試驗(yàn)地。8、某樣本觀(guān)察值為 17, 13, 21, 10, 19, 9, 11, 8,則該樣本的中數(shù)為 14.5。9、單因素隨機(jī)區(qū)組試驗(yàn)設(shè)計(jì)進(jìn)行方差分析，總變異可以分解為處理間變異和誤差兩項(xiàng)。10、直線(xiàn)回歸方程通式為 ？ a bx，其中x是自變量，？是與x的量相對(duì)應(yīng)的依變量 y的點(diǎn)估計(jì)值；a 叫回歸截距，b叫回歸系數(shù)。三、填空 TOC o 1-5 h z 1、試驗(yàn)設(shè)計(jì)的目標(biāo)是避免（）誤差，縮小（）誤差，以保證試驗(yàn)的（）度和（）度。2、有一直線(xiàn)回歸方程 夕= 1.9904+0.8432

26、x,則其中回歸截距為（），回歸系數(shù)為（）。3、有一小麥品種氮肥肥效試驗(yàn)，其處理有：O（不施氮肥）；N（施氮肥）；產(chǎn)量分別為350kg和450kg。則:氮的簡(jiǎn)單效應(yīng)等于（）kg。4、統(tǒng)計(jì)學(xué)上進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)的依據(jù)是（）。25、在直線(xiàn)相關(guān)分析中，r為相關(guān)系數(shù)，r為（）。6、常用的順序排列試驗(yàn)設(shè)計(jì)有（）和（）。7、用來(lái)表明資料中的觀(guān)察值相對(duì)集中的中心位置的特征數(shù)是（）。8、統(tǒng)計(jì)假設(shè)測(cè)驗(yàn)中直接測(cè)驗(yàn)的是（）假設(shè)，它與（）假設(shè)成對(duì)立關(guān)系。9、觀(guān)察值與算術(shù)平均數(shù)的差數(shù)稱(chēng)為（），其總和為（）。10、正態(tài)分布曲線(xiàn)共有（）個(gè)拐點(diǎn)。11、已知 SSx 64, SSy 9, SP 16,則有 b （）, r （）。12、

27、方差分析中各處理與對(duì)照相比較時(shí)，適宜采用的多重比較方法是（）。四、單項(xiàng)選擇1、有一兩因素的田間試驗(yàn)，A因素有4個(gè)水平，B因素有5個(gè)水平，則該試驗(yàn)有（）個(gè)水平組合（處理）。A . 4 B. 5 C. 20D. 02、描述一個(gè)小麥品種穗長(zhǎng)的分布特征時(shí)，適宜采用的統(tǒng)計(jì)圖為（）。A.方柱形圖B.多邊形圖C.條形圖 D.餅圖3、如果事件 A1和A2不能同時(shí)發(fā)生，則 A1和A2稱(chēng)為（）。A、和事件 B、積事件C、對(duì)立事件 D、互斥事件4、一樣本有如下 5個(gè)觀(guān)測(cè)值：5.0, 6.0, 6.5, 5.5, 7.0,則該樣本的平均數(shù)為（）。B. 6.5C. 6.0B. 6.5C. 6.05、如果樣本有10個(gè)觀(guān)測(cè)

28、值，則該樣本的樣本容量和自由度分別為（）。A.10 和 0 B. 10 和 9 C. 0 和 10 D. 0和 96、正態(tài)分布曲線(xiàn)與橫軸之間所包圍圖形的面積等于（）。A、次數(shù)總和 n B、次數(shù)總和n+1C、0.95D、1.007、相關(guān)系數(shù)r的取值范圍是（）。A.0,1 B,-1,0 C.-1,1 D. （-1,1）8、若一資料相關(guān)系數(shù)r=0.9,則說(shuō)明（）。x和Y的變異可以相互以線(xiàn)性關(guān)系說(shuō)明的部分占90%x和Y的變異可以相互以線(xiàn)性關(guān)系說(shuō)明的部分占81 %x和Y的變異可以相互以線(xiàn)性關(guān)系說(shuō)明的部分占10%x和Y的變異可以相互以線(xiàn)性關(guān)系說(shuō)明的部分占1 r2=19%9、統(tǒng)計(jì)推斷某參數(shù)在區(qū)間Li, L2

29、內(nèi)的置信度為95%,則其顯著水平是（）。A. 0.01B, 0.05C. 0.90D . 0.9510、選面積為20m2的玉米小區(qū)3個(gè)，各分成兩半，一半抽雄輔助授粉，另一半不抽雄不輔助授粉，若要檢驗(yàn)兩處理產(chǎn)量的差異顯著性，應(yīng)采用（）的處理方法進(jìn)行比較。A成組數(shù)據(jù) B. 百分?jǐn)?shù) C.成對(duì)數(shù)據(jù)D.二項(xiàng)資料五、簡(jiǎn)答1、有一小麥栽培試驗(yàn)，供試品種為甲、乙、丙三個(gè)，播期為 9月30日和10月10日，試寫(xiě)出該試驗(yàn)的各處理名稱(chēng)。2、什么是平均數(shù)？3、平均數(shù)在統(tǒng)計(jì)上有什么用途？4、常用的平均數(shù)有哪些類(lèi)型？六、計(jì)算1、調(diào)查某果園18年齡蘋(píng)果梨樹(shù)的樹(shù)體情況，得結(jié)果如下表，試比較東西冠徑、南北冠徑、樹(shù)高及干周的整齊

30、度。蘋(píng)果梨樹(shù)體情況調(diào)查表株號(hào)12345678910東四冠徑（cm）530480480666598620554591507494南北冠徑（cm）504454600665527549559593638575樹(shù)高（cm）472510507544468544554644646539干周（cm ）494861607674777358542、甘肅天水連續(xù)9年測(cè)定3月下旬至4月中旬平均溫度累積值（x,旬.度）和甘藍(lán)小菜蛾盛發(fā)期（y）的關(guān)系共如下表所示，請(qǐng)建立 x依y的直線(xiàn)回歸方程。累積溫（x,旬.度）和甘藍(lán)小菜蛾盛發(fā)期（y）的數(shù)據(jù)表數(shù)據(jù)SSxSSySPxySP2乒144.63249.56-159.0437.

31、087.7825293.7212.033、利用相關(guān)系數(shù)法對(duì)上題（2題）建立的直線(xiàn)回歸方程進(jìn)行顯著性測(cè)驗(yàn)（0.01,8=0.765,0.05,8=0.632,0.01,7=0.798,0.05,7=0.666 ）。作業(yè)題無(wú)一、名詞解釋1、區(qū)組2、總體3、唯一差異原則4、連續(xù)性矯正5、統(tǒng)計(jì)假設(shè)檢驗(yàn)二、判斷，請(qǐng)?jiān)诶ㄌ?hào)內(nèi)打，或X1、隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)遵循試驗(yàn)設(shè)計(jì)原則的重復(fù)、隨機(jī)排列和局部控制三項(xiàng)原則。2、試驗(yàn)設(shè)計(jì)三項(xiàng)原則，其中重復(fù)和隨機(jī)排列的作用是有效地降低試驗(yàn)誤差。3、變異系數(shù)能用來(lái)直接比較兩個(gè)單位不同或平均數(shù)相距較遠(yuǎn)的樣本。4、在邊際效應(yīng)明顯的試驗(yàn)中，方形小區(qū)是有利的。5、設(shè)一樣本有 7個(gè)觀(guān)察值，6、1

32、0、9、6、12、7、13,則方差為 2.828。6、單因素完全隨機(jī)試驗(yàn)設(shè)計(jì)進(jìn)行方差分析，總變異可以分解為處理間變異、區(qū)組間變異和誤差三項(xiàng)。7、馬鈴薯直徑（x）和馬鈴薯單個(gè)塊莖重 （y）的相關(guān)系數(shù)r = 0.8,表明馬鈴薯單個(gè)塊莖重的變異平方和有 64%是馬鈴薯直徑的不同所造成。8、直線(xiàn)回歸方程通式為 ？ a bx，其中x是自變量，？是與x的量相對(duì)應(yīng)的依變量 y的點(diǎn)估計(jì)值；a叫 回歸系數(shù)，b叫回歸截距。9、中數(shù)與樣本內(nèi)的每個(gè)值都有關(guān)，它的大小受到每個(gè)值的影響。10、若事件A與事件B同時(shí)發(fā)生某事件才發(fā)生，則稱(chēng)某事件為A與B的和事件。、填空），其中，數(shù)值小的稱(chēng)為（），數(shù)值大的稱(chēng)為（1、次數(shù)分布表中

33、各組的最大值與最小值稱(chēng)為），其中，數(shù)值小的稱(chēng)為（），數(shù)值大的稱(chēng)為（每一組上限與下限的平均數(shù)稱(chēng)為該組的（ TOC o 1-5 h z 2、方差分析的三個(gè)基本假定是（）、（）和（）。23、對(duì)于樣本 2, 3, 3, 4,有 （X 3）（） （x 0）2。（填、或=）4、已知 SSX 64, SSy 9, SP 16。則回歸系數(shù) b=（）。5、直線(xiàn)相關(guān)分析中，相關(guān)系數(shù)r的取值區(qū)間是（）。6、用來(lái)測(cè)驗(yàn)假設(shè)的概率標(biāo)準(zhǔn)稱(chēng)為（）。7、4個(gè)處理加1個(gè)對(duì)照的拉丁方試驗(yàn)應(yīng)重復(fù)（）次。8、相關(guān)系數(shù)r = 0.9382和r = - 0,9382表示變量X和丫相關(guān)的（）是一致的。9、某隨機(jī)變量 xN（25 , 9）,則

34、科=（）,（7=（）。10、（）的種類(lèi)主要有算術(shù)平均數(shù)、中數(shù)、 （）、幾何平均數(shù)和調(diào)和平均數(shù)。11、自由度的統(tǒng)計(jì)意義是指在計(jì)算（）時(shí)，能夠自由變動(dòng)的離均差的個(gè)數(shù)。12、（）是比較的基準(zhǔn)，任何試驗(yàn)都不能缺少，否則就不能顯示出試驗(yàn)的處理效果。13、統(tǒng)計(jì)學(xué)上采用（）研究呈因果關(guān)系的相關(guān)變量間的關(guān)系；采用相關(guān)分析研究呈平行關(guān)系的相關(guān)變 量間的關(guān)系。四、單項(xiàng)選擇 TOC o 1-5 h z 1、比較兩個(gè)小麥品種小區(qū)產(chǎn)量的分布特征時(shí)，適宜采用的統(tǒng)計(jì)圖是（）A.方柱形圖 B.多邊形圖C.條形圖 D.餅圖2、下列不能反映資料變異程度的統(tǒng)計(jì)數(shù)是（）。A.平均數(shù)B.方差C.標(biāo)準(zhǔn)差D.變異系數(shù)3、統(tǒng)計(jì)推斷某參數(shù)在區(qū)

35、間L，L2內(nèi)的置信度為99%,則其顯著水平是（）。A.0.01 B,0.05C.4、裂區(qū)設(shè)計(jì)中的主區(qū)處理是指（）。A.0.01 B,0.05C.4、裂區(qū)設(shè)計(jì)中的主區(qū)處理是指（）。A .精確度稍低的因素的各個(gè)水平C.水平數(shù)多的因素5、（）在縱橫兩個(gè)方向都應(yīng)用了局部控制，A,完全隨機(jī)設(shè)計(jì) B,條區(qū)設(shè)計(jì) C,B.精確度稍高的因素的各個(gè)水平D.水平數(shù)少的因素在試驗(yàn)結(jié)果的統(tǒng)計(jì)分析上要比隨機(jī)區(qū)組多一項(xiàng)區(qū)組間變異。方設(shè)計(jì) D,裂區(qū)設(shè)計(jì)6、完全隨機(jī)試驗(yàn)設(shè)計(jì)是指每一供試單位都有同等機(jī)會(huì)接受所有可能處理的試驗(yàn)設(shè)計(jì)，沒(méi)有（），但要 求在盡可能一致的環(huán)境中進(jìn)行試驗(yàn)。A,重復(fù) B,偶然誤差C,系統(tǒng)誤差 D.局部控制 T

36、OC o 1-5 h z 7、能夠控制兩個(gè)方向的土壤肥力差異的設(shè)計(jì)方法是（）。A.隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)B.完全隨機(jī)設(shè)計(jì)C.拉丁方設(shè)計(jì)D.裂區(qū)設(shè)計(jì)8、要對(duì)某一小麥品種的穗長(zhǎng)（cm）和穗粒重（g）的整齊度作出比較，適宜采用的變異數(shù)是（）。A.極差 B.方差C.標(biāo)準(zhǔn)差 D.變異系數(shù)9、總體方差2未知時(shí)且n 30時(shí)，在95%置信度下的置信區(qū)間為（）。C. X t0.05SC. X t0.05SxD. X t0.05 xA.又 U0.05 xB. XU0.05SX10、樣本容量為10的樣本方差的自由度為（A. 8 B. 9C. 10 D . 11五、簡(jiǎn)答1、什么是變異數(shù)，變異數(shù)在統(tǒng)計(jì)中有什么用途？2、常用的變異

37、數(shù)有哪些類(lèi)型？3、在線(xiàn)性回歸方程 ?a bx中，回歸系數(shù)b和回歸截距a的意義是什么？4、春季旬平均累積溫度（x ,旬度）與一代三化螟盛發(fā)期（ y ,以5月10號(hào)為0）的回歸方程為： ? 48.5 1.0996x,并有r 0.8371 *,試解釋此結(jié)果。六、綜合有一水稻品種的比較試驗(yàn)，供試品種有A、B、C、D、E、F 6個(gè)，其中D為對(duì)照品種，重復(fù) 4次，采A15.3B18.0C16.6D16.4A15.3B18.0C16.6D16.4E13.7F17.0DFECAB17.317.613.617.814.917.6CAFBDE17.616.218.218.617.313.9BDAEFC18.317

38、.816.214.017.517.8IIIIIIIV土壤肥力梯度方向1、根據(jù)田間排列和小區(qū)產(chǎn)量（kg）圖整理數(shù)據(jù)2、試對(duì)該資料作方差分析表3、如果方差分析品種間差異顯著或極顯著，請(qǐng)用SSR法對(duì)品種小區(qū)產(chǎn)量的平均數(shù)進(jìn)行多重比較F值:注意事項(xiàng)：1.計(jì)算題的最終結(jié)果小數(shù)點(diǎn)后保留3位有效數(shù)值；2多重比較結(jié)果用字母標(biāo)記法；3.F值:Fo.05(5,15)2.90 , Fo.01(5,15)4.56 ； 5.多重比較時(shí)，可能用到的臨界SSR值：顯著水平()秩次距(p )234560.053.013.163.253.313.360.014.174.374.504.584.64作業(yè)題六一、名詞解釋1、隨機(jī)區(qū)組

39、設(shè)計(jì)2、顯著水平3、統(tǒng)計(jì)數(shù)4、處理效應(yīng)5、生長(zhǎng)競(jìng)爭(zhēng)二、判斷，請(qǐng)?jiān)诶ㄌ?hào)內(nèi)打，或X1、隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)遵循試驗(yàn)設(shè)計(jì)原則的重復(fù)、隨機(jī)排列和局部控制三項(xiàng)原則。2、試驗(yàn)設(shè)計(jì)三項(xiàng)原則，其中重復(fù)和隨機(jī)排列的作用是有效地降低試驗(yàn)誤差。3、變異系數(shù)能用來(lái)直接比較兩個(gè)單位不同或平均數(shù)相距較遠(yuǎn)的樣本。4、在邊際效應(yīng)明顯的試驗(yàn)中，方形小區(qū)是有利的。5、設(shè)一樣本有 7個(gè)觀(guān)察值，6、10、9、6、12、7、13,則方差為 2.828。6、單因素完全隨機(jī)試驗(yàn)設(shè)計(jì)進(jìn)行方差分析，總變異可以分解為處理間變異、區(qū)組間變異和誤差三項(xiàng)。7、標(biāo)準(zhǔn)差與樣本內(nèi)的每個(gè)值都有關(guān)，它的大小受到每個(gè)值的影響。8、直線(xiàn)回歸方程通式為 ？ a bx,其中x

40、是自變量，？是與x的量相對(duì)應(yīng)的依變量 y的點(diǎn)估計(jì)值; 回歸截距，b叫回歸系數(shù)。9、有嚴(yán)重斑塊差異的地塊適合用作試驗(yàn)地。10、若事件A與事件B同時(shí)發(fā)生某事件才發(fā)生，則稱(chēng)某事件為A與B的和事件。三、填空1、有一氮(N)、磷(P)肥的2X2試驗(yàn)，現(xiàn)假設(shè)獲得以下三組資料，試分別判斷三組資料互作的性質(zhì)， 填于空、和位置處。因素PiP2PiP2因素PiP2Ni1014N11014Ni1014N21614N21620N21624（ ）（ ）（ ）2、根據(jù)研究目的擬定的進(jìn)行比較的一組處理，在相同試驗(yàn)條件下試驗(yàn)，所得各處理平均數(shù)值與試驗(yàn)總平 均數(shù)值之差，稱(chēng)為（）。3、有一品種和肥料量的二因素試驗(yàn)，每一處理重復(fù)3

41、次，得各處理平均產(chǎn)量（kg/667m2）如下表，試求品 TOC o 1-5 h z 種的主效為（）；肥量的主效為（）；互作效應(yīng)值等于（），品種與肥量互作為（）互作。 處理常規(guī)品種新品種不施肥505565施肥7208004、隨機(jī)抽取 20 株小麥，其株高（cm）分別為 82, 79, 85, 84, 86, 84, 83, 82, 83, 83, 84, 81, 80, 81 , 82, 81, 82, 82, 82, 80,則小麥的平均株高為（），標(biāo)準(zhǔn)差為（）。5、統(tǒng)計(jì)推斷包括（）和（）兩個(gè)方面。2226、次數(shù)資料的測(cè)驗(yàn)中，=（）,當(dāng)自由度為1時(shí)，c=（）。7、若無(wú)效假設(shè)為 H0: i 2 ,

42、那么備擇假設(shè)為（）。8、將兩尾t值表變?yōu)橐晃瞭值表的方法是將其概率值（）。9、在參數(shù)區(qū)間估計(jì)中，保證參數(shù)在某一區(qū)間內(nèi)的概率1 稱(chēng)為（）。10、t檢驗(yàn)法是檢驗(yàn)（）個(gè)平均數(shù)之間的差異，而（）是對(duì)3個(gè)以上平均數(shù)間的差異進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。11、測(cè)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（），測(cè)驗(yàn)若干個(gè)處理平均數(shù)與某一對(duì)照”平均數(shù)的差異顯著性的多重比較一般用（）。四、單項(xiàng)選擇1、算術(shù)平均數(shù)的離均差平方的總和為（）。A .最大 B.最小 C. 1 D. 02、資料中最大觀(guān)察值與最小觀(guān)察值的差數(shù)稱(chēng)為（）。A,標(biāo)準(zhǔn)差 B.極差 C.方差 D.相差3、方差分析的基本假定中除可加性、正態(tài)性外，還有（）假定。

43、A .無(wú)偏性 B.代表性 C.同質(zhì)性 D.重演性4、對(duì)于大樣本平均數(shù)的假設(shè)測(cè)驗(yàn)，可使用（）。A.u測(cè)驗(yàn)B.t測(cè)驗(yàn)C. 2測(cè)驗(yàn)D.F測(cè)驗(yàn)5、一玉米試驗(yàn)，設(shè)有Ai5、一玉米試驗(yàn)，設(shè)有Ai、A2、A3、A4 4 個(gè)品種,B1、B2、B3 3種密度，分兩期播種，該試驗(yàn)的試驗(yàn)因素A .品種、密度B.A .品種、密度B.品種、播種期 C.密度、播種期D.品種、密度、播種期 TOC o 1-5 h z 6、下列4種試驗(yàn)設(shè)計(jì)中，可以將區(qū)組分散設(shè)置在不同地段的是（）。A.隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)B.拉丁方設(shè)計(jì)C.完全隨機(jī)設(shè)計(jì) D.裂區(qū)設(shè)計(jì)7、反映資料離散性的特征數(shù)是（）。A .參數(shù) B.平均數(shù) C.變異數(shù) D.代表數(shù)8、根

44、據(jù)遺傳學(xué)原理，豌豆的紅花純合基因型和白花純合基因型雜交后，在F2代紅花植株出現(xiàn)的概率為0.75,白花植株出現(xiàn)的概率為 0.25。若每次觀(guān)察5株，得3株紅花2株白花的概率為（）。A . 3X 0.753X 0.252B. 5X 0.753X 0.252 C. 10X0.753X 0.252 D. 10X 0.752X 0.2539、一小麥?zhǔn)┓实呐柙栽囼?yàn)，設(shè)有 8個(gè)處理，每處理種植 4盆，采用完全隨機(jī)設(shè)計(jì)。則在方差分析時(shí)該試驗(yàn)的變異來(lái)源為（）。A.處理間變異，處理內(nèi)盆間變異B.處理間變異，處理內(nèi)盆間變異，組間變異C.處理間變異，處理內(nèi)盆間變異，總變異 D.處理內(nèi)盆間變異，組間變異，總變異10、下列

45、相關(guān)系數(shù)中表示兩變量間關(guān)系最密切的是（）。A . r = - 0.8999 B. r =0.8478C. r =0.8665 D. r = - 0.8805五、簡(jiǎn)答1、為什么順序排列試驗(yàn)結(jié)果采用百分比法進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析？2、簡(jiǎn)述方差分析的基本步驟4、簡(jiǎn)述方差分析的基本假定5,決定系數(shù)和相關(guān)系數(shù)的區(qū)別是什么?六、計(jì)算1、為測(cè)定A、B兩種病毒對(duì)煙草的致病力，取8株煙草，每一株皆半葉接種A病毒，另半葉接種 B病毒,以葉面出現(xiàn)枯斑數(shù)的多少作為致病力強(qiáng)弱的指標(biāo)，得結(jié)果于下表，試測(cè)驗(yàn)兩種病毒致病力的差異顯著性。（t0.05,7 2.365,t0.01,7 3.499）株號(hào)12345678病是A91731187

46、82010病是B10111814671752、一小麥品種比較試驗(yàn)，參試品種5個(gè)，采用隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，重復(fù) 3次。由該試驗(yàn)結(jié)果算得下表中的部分平方和。試完成表中剩余項(xiàng)目的計(jì)算，并作F測(cè)驗(yàn)（計(jì)算結(jié)果填入表內(nèi)，測(cè)驗(yàn)結(jié)果用*”號(hào)表示。保留二位小數(shù)）。變異來(lái)源DFSSMSFF0.05F0.01區(qū)組間()0.68()()品種間()87.04()()3.847.01誤差()()()總變異()93.053、許多害蟲(chóng)的發(fā)生都和氣象條件有一定關(guān)系。某地測(cè)定19641973年間7月下旬的溫雨系數(shù)（X ,雨量mm/平均溫度C）和大豆第二代造橋蟲(chóng)發(fā)生量（ y ,每百株大豆上的蟲(chóng)數(shù)）的關(guān)系，已經(jīng)算得一級(jí)數(shù)據(jù)如 下，試計(jì)算二

47、級(jí)數(shù)據(jù)。 2 _x 49.76x 394.4644y 10902. _y 153348xy 3351.64 n 104、利用4、利用3題數(shù)據(jù)建立y依x變化的線(xiàn)性回歸方程并解釋回歸方程的意義。作業(yè)題七一、名詞解釋1、總體2、唯一差異原則3、統(tǒng)計(jì)數(shù)4、互作5、水平二、判斷，請(qǐng)?jiān)诶ㄌ?hào)內(nèi)打 或X1、偶然誤差又稱(chēng)為隨機(jī)誤差，是由試驗(yàn)中一些未知或無(wú)法控制的因素所引起。x2、變異系數(shù)的計(jì)算公式為，CV（%） = X100（%）。s3、算術(shù)平均數(shù)的重要特性之一是離均差之和為最小。4、當(dāng)u = 1.96時(shí)，統(tǒng)計(jì)假設(shè)檢驗(yàn)的右尾概率為 0.01。5、一個(gè)試驗(yàn)資料的方差分析數(shù)學(xué)模型的確定，是在獲取試驗(yàn)結(jié)果之前就已確定

48、。6、回歸模型雙變量資料中，當(dāng)x取某一定值時(shí)，只有唯一確定的y值與之相對(duì)應(yīng)。7、 正態(tài)分布總體 N（5 , 16）的平均數(shù)是5,標(biāo)準(zhǔn)差是16。8、在單因素試驗(yàn)中，每一個(gè)水平就是一個(gè)處理。9、系統(tǒng)誤差影響數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，而偶然誤差影響數(shù)據(jù)的精確性。10、用樣本的全體觀(guān)察值計(jì)算的、描述樣本的特征數(shù)稱(chēng)為參數(shù)。三、填空1、平均數(shù)的種類(lèi)主要有（）、（）、（）、（）和調(diào)和平均數(shù)。2、描述一組資料中各觀(guān)察值（）的統(tǒng)計(jì)數(shù)主要有極差、標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)。3、（）是比較的基準(zhǔn)，任何試驗(yàn)都不能缺少，否則就不能顯示出試驗(yàn)的處理效果。 TOC o 1-5 h z 4、在成對(duì)數(shù)據(jù)的比較中，t值具有的自由度為（）。5、k （k

49、 由樣本平均數(shù)的假設(shè)測(cè)驗(yàn)用（）。6、相關(guān)系數(shù)可表明兩個(gè)變量相關(guān)的（），決定系數(shù)可表明兩個(gè)變量相關(guān)的（）。7、田間試驗(yàn)中引起誤差的最主要且難以控制的外界因素是（）。8、5個(gè)處理4次重復(fù)的完全隨機(jī)設(shè)計(jì)的統(tǒng)計(jì)分析，其處理自由度為（），誤差自由度為（）。9、在邊際效應(yīng)明顯的試驗(yàn)中，適合的小區(qū)形狀為（）形。10、某樣本觀(guān)察值為12, 14, 15, 15, 16, 17, 18, 15,則該樣本的算術(shù)平均數(shù)為 （），中數(shù)為（）,眾數(shù)為（）。11、某水稻品種株高的觀(guān)察值為13, 15, 16, 16, 17, 17, 19, 16,則該樣本的標(biāo)準(zhǔn)差 s =（），樣本均數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差sx=（），該水稻株高的總體平

50、均數(shù)的置信度為95%的置信區(qū)間為（）。四、單項(xiàng)選擇1、有一甜玉米品種比較試驗(yàn)，順序排列。要判斷某品種的生產(chǎn)力確優(yōu)于對(duì)照，其相對(duì)生產(chǎn)力一般至少應(yīng)超過(guò)對(duì)照（）以上。A.1%B. 5%C. 15 % D. 10%2、（）試驗(yàn)設(shè)計(jì)是指每一供試單位都有同等機(jī)會(huì)（等概率）接受所有可能處理的試驗(yàn)設(shè)計(jì)，但要求在盡可能一致的環(huán)境中進(jìn)行試驗(yàn)。A.拉丁方B.完全隨機(jī)C.隨機(jī)區(qū)組D.裂區(qū)3、選面積為40m2的馬鈴薯小區(qū)10個(gè)，各分成兩半，一半去花另一半不去花，若要檢驗(yàn)兩處理塊莖產(chǎn)量的差異顯著性，應(yīng)采用（）的處理方法進(jìn)行比較。A.成組數(shù)據(jù)B.卡平方檢驗(yàn)C.成對(duì)數(shù)據(jù)D. u檢驗(yàn)4、以下四種試驗(yàn)設(shè)計(jì)中只可用于多因素試驗(yàn)的設(shè)

51、計(jì)是（）。A.間比法設(shè)計(jì) B.隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)C.裂區(qū)設(shè)計(jì)D.拉丁方設(shè)計(jì)5、（）是度量實(shí)際觀(guān)察次數(shù)與理論次數(shù)偏離程度的一個(gè)統(tǒng)計(jì)數(shù)。 TOC o 1-5 h z A. FB. tC. uD. 26、 2檢驗(yàn)時(shí)，當(dāng)df R2時(shí)，不需矯正，但要求各組內(nèi)理論次數(shù)不小于（）。A.10B. 2C. 1D.57、（）是描述兩個(gè)相關(guān)變量x與y線(xiàn)性相關(guān)程度和性質(zhì)的統(tǒng)計(jì)數(shù)。A.決定系數(shù)B.相關(guān)系數(shù)C.回歸系數(shù)D.回歸截距8、樣本容量為n的樣本方差的自由度為（）。A.n B. n 1 C. n 2 D. 2n 19、在線(xiàn)性回歸方程 y a bx中，當(dāng)a 0時(shí)，表示（）。A .回歸直線(xiàn)在x軸上方交于y軸 B .回歸直線(xiàn)在

52、x軸下方交于y軸C.回歸直線(xiàn)通過(guò)原點(diǎn)D .變量X與Y之間不存在線(xiàn)性回歸關(guān)系10、方差分析的基本假定中除可加性、正態(tài)性外，還有（）假定A .無(wú)偏性 B.代表性 C.同質(zhì)性D.重演性五、簡(jiǎn)答1、簡(jiǎn)述田間試驗(yàn)誤差的來(lái)源2、簡(jiǎn)述控制田間試驗(yàn)誤差的途徑3、列舉3個(gè)描述樣本資料變異程度的統(tǒng)計(jì)數(shù)4、寫(xiě)出3個(gè)變異數(shù)的數(shù)學(xué)表達(dá)式5、何謂重復(fù)？在試驗(yàn)中為什么要設(shè)置重復(fù)？6、何謂小概率事件的實(shí)際不可能性原理6、何謂小概率事件的實(shí)際不可能性原理?在農(nóng)業(yè)試驗(yàn)中常用的兩個(gè)小概率標(biāo)準(zhǔn)是多少?六、計(jì)算1、紫花大豆和白花大豆雜交，F(xiàn)2代花色分離理論比例為 3: 1,在F2代出現(xiàn)如下表所示的分離株數(shù)，請(qǐng)補(bǔ)充表中數(shù)據(jù)。大豆雜交F2

53、代花色分離數(shù)據(jù)表花色實(shí)際株數(shù)（O）理論株數(shù)（E）O-EO-E-1/2(O-ET/2)2/E紫花208()()8.250.314白花81()()8.250.942總和2890/1.2562、問(wèn)上題（1題）資料的實(shí)際觀(guān)察比例是否符合3: 1的理論比例？ （20.05 （ 1 ） =3.84）。3、假設(shè)某一試驗(yàn)資料結(jié)果分析已經(jīng)計(jì)算出了多重比較的最小極顯著極差值一LSR表，試用標(biāo)記字母法將多重比較的結(jié)果表示出來(lái)。PLSR0.05LSR0.0123.905.4134.105.6744.225.8454.295.94該資料各處理平均數(shù)的差異顯著性差異顯著性檢驗(yàn)表處理平均數(shù)差異顯著性0.050.01D131

54、.5()()C128.5()()A127.0()()B124.5()()E120.0()()作業(yè)題八一、名詞解釋1、置信區(qū)間2、重復(fù)3、試驗(yàn)指標(biāo)4、統(tǒng)計(jì)數(shù)5、隨機(jī)事件二、判斷，請(qǐng)?jiān)诶ㄌ?hào)內(nèi)打 或0.05,應(yīng)接受Hoo8、4個(gè)豌豆品種比較試驗(yàn)的產(chǎn)量結(jié)果分析時(shí)，若無(wú)效假設(shè)H0：以=g=國(guó)=科4,則對(duì)應(yīng)的備擇假設(shè)Ha:便w浮3金加9、概率為0的事件為不可能事件。10、樣本方差或標(biāo)準(zhǔn)差隨樣本容量的增大而減小。三、填空1、在（）試驗(yàn)中處理數(shù)與因素的水平數(shù)相等。 TOC o 1-5 h z 2、若無(wú)效假設(shè)為 H0： 12 ,那么備擇假設(shè)為（）。3、土壤差異的表現(xiàn)形式通常有（）和（）兩種。4、試驗(yàn)中同一性狀的

55、重復(fù)觀(guān)察值彼此接近的程度，稱(chēng)為（）。5、大樣本平均數(shù)的假設(shè)測(cè)驗(yàn)用（）測(cè)驗(yàn)，小樣本平均數(shù)的假設(shè)測(cè)驗(yàn)用（）測(cè)驗(yàn)。6、由統(tǒng)計(jì)數(shù)組成的分布稱(chēng)為（）。7、只有一個(gè)否定區(qū)域的假設(shè)測(cè)驗(yàn)稱(chēng)為（）。8、比較實(shí)際觀(guān)察次數(shù)與理論次數(shù)是否相符的假設(shè)測(cè)驗(yàn)方法稱(chēng)為（）。29、有一雙變數(shù)資料，已求得sa=138, sjy=65, sp 94 , n=6,則該資料的r= （）, r =（）。10、由金皇后玉米13株的株高與穗位高數(shù)據(jù)，算得相關(guān)系數(shù)r=0.8978（ h.01,11=0.684）,則表明株高與穗位高呈（）相關(guān)，它們的變異有（）可用線(xiàn)性關(guān)系互相說(shuō)明。11、方差分析有3個(gè)基本假定：一是處理效應(yīng)與環(huán)境效應(yīng)等應(yīng)該具有（

56、）；二是試驗(yàn)誤差 j應(yīng)該是隨機(jī)的、彼此獨(dú)立的，作正態(tài)分布，即（）；三是所有試驗(yàn)處理必須具有共同的誤差方差，即（）。12、用于測(cè)驗(yàn)觀(guān)察的實(shí)際次數(shù)與某種理論次數(shù)是否相符合，稱(chēng)為（）。根據(jù)次數(shù)資料判斷兩類(lèi)因素彼此相關(guān)或相互獨(dú)立的假設(shè)測(cè)驗(yàn)，即為（）。測(cè)驗(yàn)多個(gè)樣本所來(lái)自的總體的方差是否相等的統(tǒng)計(jì)分析方法，稱(chēng)（）。四、單項(xiàng)選擇1、對(duì)于小樣本二項(xiàng)資料百分?jǐn)?shù)的假設(shè)測(cè)驗(yàn)，可使用（）。A.u測(cè)驗(yàn)B,連續(xù)性矯正u測(cè)驗(yàn) C. 2測(cè)驗(yàn) D.F測(cè)驗(yàn)2、A因素有4個(gè)水平，B因素有2個(gè)水平， 實(shí)驗(yàn)重復(fù)3次， 若采用完全隨機(jī)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，全部實(shí)驗(yàn)共有（）A. 8個(gè)處理 B. 24個(gè)處理 C. 12個(gè)處理 D. 9個(gè)處理3、在一定范

57、圍內(nèi)，隨著小區(qū)面積的增加，試驗(yàn)誤差的變化趨勢(shì)是（）。A.增加 B.降低C.不變 D.沒(méi)有規(guī)律4、有一品種和灌水量的試驗(yàn)，有 A、B、C、D、E 5個(gè)品種，有多、中、少 3種灌水量，最適宜采用的設(shè) 計(jì)方法是（）。A.隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)B.完全隨機(jī)設(shè)計(jì)C.拉丁方設(shè)計(jì)D.裂區(qū)設(shè)計(jì)5、在隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)中，各區(qū)組的延長(zhǎng)方向及區(qū)組內(nèi)各小區(qū)的延長(zhǎng)方向與土壤肥力梯度的方向要分別（ ）。A.平行，平行 B .垂直，垂直 C.垂直，平行 D.平行，垂直 TOC o 1-5 h z 6、田間試驗(yàn)設(shè)計(jì)中，應(yīng)用局部控制原則的作用是（）。A .估計(jì)試驗(yàn)誤差B.排除系統(tǒng)誤差C.消滅試驗(yàn)誤差D.降低試驗(yàn)誤差7、保證參數(shù)位于置信區(qū)間內(nèi)

58、的概率稱(chēng)為（）。A.顯著水平B.置信度C.臨界值D.置信限8、在一定的概率保證下，由樣本結(jié)果估計(jì)相應(yīng)總體參數(shù)的可能范圍的統(tǒng)計(jì)方法稱(chēng)為（）。A.假設(shè)測(cè)驗(yàn)B.點(diǎn)估計(jì)C.區(qū)間估計(jì)D.效應(yīng)估計(jì)9、方差分析中的 何加性”假定是（）的保證。A.正確分解總變異的平方和和自由度B.作出正確計(jì)算C.作出正確的F測(cè)驗(yàn)D.正確估計(jì)誤差方差10、在線(xiàn)性回歸方程 ？ a bx中，b叫做回歸系數(shù)，表示（）。A.回歸直線(xiàn)在y軸上的截距x每增加一個(gè)單位時(shí)，y平均增加的單位數(shù)x每增加一個(gè)單位時(shí)，y平均減少的單位數(shù)x每增加一個(gè)單位時(shí)，y平均增加或減少的單位數(shù)五、簡(jiǎn)答1、什么是對(duì)照，在品種比較試驗(yàn)中如何選擇對(duì)照？2、參數(shù)的區(qū)間估計(jì)

59、與假設(shè)測(cè)驗(yàn)的顯著性之間是什么關(guān)系？3、簡(jiǎn)述方差分析的基本思路。4.連續(xù)性變異資料建立次數(shù)分布表的步驟六、計(jì)算1、在某地區(qū)進(jìn)行馬鈴薯播種期試驗(yàn)，從3月20日開(kāi)始每隔半月播種一次，共播4次，采用隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，重復(fù)4次。方差分析時(shí)已算得部分變異來(lái)源的平方和列入下表。試完成表中剩余項(xiàng)目的計(jì)算，并作F測(cè)驗(yàn)（測(cè)驗(yàn)結(jié)果用“* ”號(hào)表示，保留兩位小數(shù)）；變異來(lái)源DFSSMSFF0.05F0.01區(qū)組間()109.55()()3.866.99處理間()148.69()()3.866.99誤差()()()總變異（）280.762、1題處理間是否需要作多重比較？說(shuō)明理由3、有一觀(guān)察對(duì)數(shù) n = 11的雙變數(shù)資料，已

60、求得SP=48, SSx=40, SSy=90, x=10,y =14, 計(jì)算該資料的直線(xiàn)回歸并對(duì)其方程進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。（r0.05,9 0.602 ）作業(yè)題九一、名詞解釋1、區(qū)間估計(jì)2、隨機(jī)排列3、間比法設(shè)計(jì)4、完全隨機(jī)設(shè)計(jì)5、積事件二、判斷，請(qǐng)?jiān)诶ㄌ?hào)內(nèi)打 或X1、在統(tǒng)計(jì)學(xué)上常常用極差（或范圍）度量樣本中每個(gè)數(shù)與平均數(shù)之間的關(guān)系。2、隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的精確度高于拉丁方設(shè)計(jì)的精確度。3、計(jì)算某小麥品種 A和B株高的平均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差分別為A=1205.0, B=784.0,故可知 A比B整齊。4、某一事件概率的大小是由頻率決定的。5、正態(tài)分布是隨著自由度的不同而表現(xiàn)出一組對(duì)稱(chēng)分布。6、顯著性檢驗(yàn)是根據(jù)