田间试验与统计方法复习题

1、东北农业大学网络教育田间试验与统计方法作业题（一）一、名词解释（10分）1 边际效应 ：指种植在小区或试验地边上的植株因其光照、通风和根系吸收范围等生长条件与中间的植株不同而产生的差异。2 唯一差异性原则 ：指在试验中进行比较的各个处理，其间的差别仅在于不同的试验因素或不同的水平，其余所有的条件都应完全一致。3 小概率实际不可能性原理 ：概率很小的事件，在一次试验中几乎不可能发生或可以认为不可能发生。4 统计假设 ：就是试验工作者提出有关某一总体参数的假设5 连续性矫正：分布是连续性变数的分布，而次数资料属间断性变数资料。研究表明，当测验资料的自由度等于1时，算得的值将有所偏大，因此应予以矫正

2、，统计上称为连续性矫正。二、填空（22分）1、试验观察值与理论真值的接近程度称为（准确度 ）。2、试验方案中的各处理间应遵循（唯一差异性 ）原则才能正确地进行处理效应的比较。3、统计假设测验中是根据（小概率实际不可能）原理来确定无效假设能否成立。4、a、b二因素试验结果分析中处理平方和可以分解为（a因素的平方和）、（b因素的平方和）和（a×b 互作的平方和）3部分。5、用一定的概率保证来给出总体参数所在区间的分析方法称为（区间估计），保证概率称为（置信度）。6、试验设计中遵循（重复）和（随机排列）原则可以无偏地估计试验误差。7、样本标准差s =（），样本均数标准差=（）。8、次数资料

3、的测验中，=（），当自由度为（1），=（ ）。9、在a、b二因素随机区组试验的结果分析中已知总自由度为26，区组自由度为2，处理自由度为8，a因素自由度为2，则b因素的自由度为（2），a、b二因素互作的自由度为（4），误差的自由度为（16 ）。10、统计假设测验中直接测验的是（无效）假设，它于与（备择）假设成对立关系。11、相关系数的平方称为（决定系数），它反映了（由x不同而引起的y的平方和占y总平方和）的比例。三、简答（15分）1 简述试验设计的基本原则及作用。答：田间试验的设计要遵循3个原则。1）. 重复试验中同一处理种植多个小区或种植多次称为重复，种植的小区数目称为重复次数。重复最主要的

4、作用是估计试验误差，同时也能降低试验误差。2）. 随机排列随机排列指试验方案所规定的每一个处理安排在试验地的哪一个小区上要排除主观因素的影响，采取随机的方式来确定。随机排列的作用是使试验结果得到无偏的估计。3）. 局部控制局部控制是分范围分地段地控制非处理因素，使非处理因素对各处理的影响趋向最大程度的一致。局部控制的作用是减少试验误差。2 简述试验误差来源及其控制。答：田间试验的误差有以下几种来源：1）试验材料固有的差异2）试验过程中田间操作质量不一致所引起的差异3）进行试验的外界条件的差异试验误差的控制：1）选择同质、一致的试验材料2）改进农事操作和管理技术，使之标准化3）控制引起差异的外界

5、主要因素3 简述方差分析的基本假定。答：方差分析的合理性和所得结果的可靠性是建立在以下三个基本假定之上的。即：（1）对试验所考察性状有影响的各变异来源的效应（包括环境效应）应满足“可加性”；（2）试验误差应是随机的、彼此独立的，而且作正态分布，即满足“正态性”；（3）所有试验处理必须具有共同的误差方差，即满足误差的“同质性”。四、计算（53分）1、有一大豆品种在a、b两地种植，a地在8个点取样，测定蛋白质含量如下：41.5、42.0、41.9、41.6、41.8、41.7、41.8、41.3，b地在6个点取样，测定蛋白质含量如下：40.5、41.0、40.8、40.7、39.9、40.4。试测

6、验两地点的蛋白质含量差异是否显著。(t 0.05,12=2.179)解：（1）h0：1 = 2（即该大豆品种在a、b两地种植，蛋白质含量无显著差异），对ha：1 2。（2） =0.05。（3）测验计算41.740.55故 （4）推断：根据t 0.05,12=2.179，实得|t|t0.05，故否定h0，即该大豆品种在甲、乙两地种植，蛋白质含量显著差异。2、有一大豆品种比较试验，k = 6，采取随机区组设计，n = 3，产量结果如下表，试作方差分析。(f 0.05，5，10=3.33)处理p23456ssr0.053.153.303.373.433.46a2.32.52.6b1.91.81.7c

7、2.52.62.7d2.82.92.8e2.52.82.6f1.61.71.6解：自由度和平方和的分解（1）自由度的分解 总变异 1区组 品种 误差 （2）平方和的分解矫正数 总区组 品种误差总 2.方差分析表f测验表9-20表9-19结果的方差分析变异来源dfssmsf区组间20.4010.2020.0*4.10品种间53.6090.7272.0*3.33误 差100.1060.01总变异173.756f测验结果表明，区组间和品种间的f值都显著。3.品种间比较新复极差测验（lsr）资料新复极差测验的最小显著极差p234563.153.303.373.433.460.1820.1910.195

8、0.1980.2004.试验结论资料的新复极差测验品 种产量5%差异显著性d8.5ae7.9bc7.8bca7.4cb5.4df4.9e结果表明：d品种显著高于其他品种，e品种显著高于a，b，f品种，c，a品种显著高于b，f品种，b品种显著高于f品种。3、7个大豆品种的生育日数与收获指数数据如下，试建立生育日数与收获指数的回归方程并测验其显著性（r0.05,5=0.754）。生育日数108109112115121121123收获指数50494743414340解：回归分析所必须的6个一级数据（即由观察值直接算得的数据）；由一级数据算得5个二级数据：因而有故回归方程为因，所以回归方程有意义，a的

9、意义为生育日数为0时，大豆收获指数为-25.4；b为生育日数每增加1 天时，大豆收获指数增加0.611。田间试验与统计方法作业（二）一、名词解释（5×2）1 离回归平方和 ：满足为最小的直线回归方程和实测的观察点并不重合，表明该回归方程仍然存在随机误差。q就是误差的一种度量，称之为离回归平方和或剩余平方和。2 总体：具有共同性质的个体所组成的集团，称为总体，总体也就是研究对象的全体 3次数资料 ：凡是试验结果用某种类型出现的次数表示的，都叫做次数资料或计数资料。4. 否定区域 ：的抽样分布落在（和区间，则为否定假设的区域，简称否定区域。 5. 连续性矫正：分布是连续性变数的分布，而次

10、数资料属间断性变数资料。研究表明，当测验资料的自由度等于1时，算得的值将有所偏大，因此应予以矫正，统计上称为连续性矫正。二、填空（20×1）1. 试验资料不符合方差分析三个基本假定时，可采取(剔除特殊值 )、（分解为若干个同质误差的方差）、（进行数据转换 )等方法补救。1测验若干个处理平均数间的差异显著性的多重比较一般用（ssr测验法），测验若干个处理平均数与某一“对照”平均数的差异显著性的多重比较一般用（plsd测验法）。2. 描述样本的特征数叫（统计数），描述总体的特征数叫（参数）。3. 当样本容量增加时，样本平均数的分布趋于（正态分布）4. 为了测验两个样本所属的总体平均数有无

11、显著差异，一般会因设计的不同分为（成组比较）和（成对比较）两种。5. 已知y1n（1， 12 ），y2n（2，22），且y1和y2独立，则y1-y2（-1，34 ），则y1+y2（3，34），5y1+y2+2（9，322）。6. 某水稻品种的单株籽粒产量（克）遵循n（5，25），如以n16抽样，的95%置信度的置信区间为（2.55，7.45 ）。7. 试验环境设计的基本思想是（重复、随机排列、局部控制）。8. 试验中观察所得的数据因性状、特性不同，一般为数量性状资料和（质量性状）资料两大类，其中数量性状又分为间断性变数和连续性变数。10. 设一样本有5个观察值，6、8、9、12、13，则=（9

12、.6），=（2.88），=（1.29 ），cv=（30）。三、简答（3×5）1. 什么是统计假设？统计假设有哪两种？其含义分别是什么？答：所谓统计假设就是试验工作者提出有关某一总体参数的假设。统计推断包括统计假设测验和参数估计两个方面。统计假设测验是根据某种实际需要对未知的或不完全知道的统计总体提出一些假设，然后由样本的实际结果，经过一定的计算，做出在概率意义上应当接受哪种假设的测验。参数估计是指由样本统计数对总体参数做出点估计和区间估计。2. 简述制作次数分布表的基本步骤。答： 求极差 确定组数和组距离 确定各组的组限 计算组中值 各观察值归组并统计各级次数 3简述随机区组试验设计

13、及其优缺点。答：随机区组设计全面遵循了试验设计的3项基本原则，是一种比较精确的优良的试验设计方法。随机区组设计的优点是：（1）能获得无偏的试验误差估计进而对试验结果进行差异显著性测验；（2）通过局部控制能控制单方向的土壤肥力差异，有效地减少试验误差；（3）设计简单易行，单因素试验和多因素试验均可采用；（4）对试验地的要求不高，必要时不同的区组可分散设置。随机区组设计的不足之处是处理数不能太多，一般在10个左右，不超过20个。实践中应用随机区组设计时应注意以下3个问题：（1）重复的次数要足够，一般不应少于121处理数1即4个处理时不少于5次，5个处理时不少于4次，依此类推；（2）区组的排列方向应

14、符合局部控制原则，将土壤肥力和地势等的较大差异留在区组之间，使同一区组的各处理小区处于肥力条件较为均匀的地段，即沿肥力梯度排列区组，使区组内小区的排列方向与肥力梯度垂直；（3）设计应符合正交要求，各区组内必须包含相同的处理数，这样可以分别独立地估算处理效应和区组效应，互不混杂。四、计算题（55）1从两个小麦新品系中各抽取一个随机样本，测量株高（cm）。其中一个品系的样本容量nl =40，样本平均数=83.26，样本方差；另一个品系的样本容量n2 =50，样本平均数=78.22，样本方差。经方差同质性测验，两个品系的方差同质。试测验这两个小麦新品系的株高有无显著差异。解：第一步，本例只要求测验其

15、株高有无差异，而不管孰高孰低，所以可使用两尾测验。设置h0：，对ha：。第二步，本例两个样本均为大样本，所以可使用两尾u测验，显著水平a取0.05。第三步，计算u值。第四步，由于u > u0.01=2.58，则p( h0：) < 0.01，而p(ha：)> 0.99；所以应否定h0：，接受ha：。推断：这两个小麦新品系的株高在1%水平上差异显著，即存在极显著的差异。2有一水稻品比试验，有a1、a2、a3、a4、a5、a6、a7、a8，8个品种（k=8），采用随机区组设计，重复3次（r=3），小区计产面积40m2，其产量结果列于表8.13，试作分析。表8.13 水稻品比试验产量

16、结果（kg）品 种区 组ia120.822.323.5a222.821.822.9a321.323.225.3a420.119.822.2a526.825.227.5a621.122.118.9a719.418.923.1a820.522.320.8表8.15水稻品比试验产量平均数的lsr值表p2345678ssr0.053.03 3.18 3.27 3.33 3.37 3.39 3.41 ssr0.014.21 4.42 4.55 4.63 4.70 4.78 4.83 解：（1）平方和与自由度的计算总自由度 dft=kn-1=8×3-1=23 品种间自由度 dft=k-1=8-1

17、=7 区组自由度 dfr=n-1=3-1=2 误差自由度 dfe=(k-1)(n-1)=(8-1)×(3-1)=14矫正数总平方和sst=x2-c=20.82+22.82+20.82-c=121.0183区组平方处理平方和误差平方和sse=sst-sst-ssr=121.01830-84.66500-8.82333=27.52997（2）列出方差分析表，进行f检验表8.14 水稻品比试验产量结果的方差分析表变 源dfssmsff0.05f0.01区组间28.823334.411665-处理间784.66512.095006.151*2.774.28误 差1427.529971.966

18、426总变异23121.0183f检验结果表明，8个水稻品种的小区产量间差异极显著。因而，有必要进行水稻品种小区平均产量间的多重比较。（3）采用ssr法（新复极差测验）进行品种平均数间的多重比较 因为小区均数的标准误根据dfe14，秩次距p2，3，4，5，6，7，8，查ssr临界值表计算lsr值，结果列于表8.15。 表8.15水稻品比试验产量平均数的lsr值表p2345678ssr0.053.03 3.18 3.27 3.33 3.37 3.39 3.41 ssr0.014.21 4.42 4.55 4.63 4.70 4.78 4.83 lsr0.05 (小区均数)2.452.582.65

19、2.702.732.752.76lsr0.01 (小区均数)3.413.583.683.753.813.873.91表8.16 水稻品比试验品种平均产量比较表（kg）品种小区平均产量差 异 显 著 性0.050.01a526.5aaa323.3baba2（ck）22.5bcba122.2bcba821.2bcba420.7bcba620.7bcba720.5 cb（4)试验结论 试验结果表明，a5品种除与a3品种小区平均产量无显著差异外，显著高于对照a2和a1品种，极显著高于其它品种，而其它品种产量间均无显著差异。本试验只有a5品种的小区平均产量显著高于对照，其他品种与对照均无显著差异。3江苏

20、武进县测定19561964年间，3月下旬至4月中旬，旬平均温度累积值（，单位：旬·度）和一代三化螟蛾盛发期（，以5月10日为0）的关系列于下表。试计算其直线回归方程并测验其显著性。解：首先由表10.1算得回归分析所必须的6个一级数据：表 累积温和一代三化螟蛾盛发期的关系（累积温）（盛发期）35.51234.11631.7940.3236.8740.2331.71339.2944.2-1 和 = 9然后，由一级数据算得5个二级数据：因而有三级数据：（天/旬·度）（天）故得表10.1资料的直线回归方程为或化简为试测验例10.1资料回归关系的显著性。解：由例10.1和例10.2已

21、算得249.5556，144.6356， - 159.0444， 74.6670，故= 249.556 74.6670 = 174.8886，作f测验于回归关系的方差分析表10.2。表10.2 例10.1资料的回归关系显著性测验变异来源dfssmsff0.01回 归1174.8886174.888616.40*12.25离回归774.667010.6667总变异8249.5556现求出的，表明积温和一代三化螟蛾盛发期是有真实直线回归关系的。田间试验与统计方法作业（三）一、名词解释（5×2）1.试验误差：田间试验的观察值中既包含了处理本身的效应，也包含了许多非处理因素的效应，我们称试验

22、观察值中非处理因素的效应为试验偏差。 2.局部控制 ：是分范围分地段地控制非处理因素，使非处理因素对各处理的影响趋向最大程度的一致。3. 唯一差异性原则 ：指在试验中进行比较的各个处理，其间的差别仅在于不同的试验因素或不同的水平，其余所有的条件都应完全一致。 4.生长竞争 ：指不同处理的相邻小区之间的影响。5.适合性测验：这一假设测验是测验某一次数资料的样本结果是否符合假设的理论次数分布。二、填空（21分）1.某样本观察值为12，14，15，15，16，17，18，15，则该样本的算术平均数为 (15.25 )，几何平均数为 (15.16 )，中数为 (15.5)，众数为 ( 15 ).2.某

23、水稻品种株高的观察值为13，15，16，16，17，17，19，16，则该样本的标准差s =（1.74），样本均数标准差=（0.62），该水稻株高的总体平均数的置信度为95%的置信区间为( 14.91，17.34)。3.已知甲，乙两批水稻品种种子的发芽率分别为0.7和0.6， 甲，乙种子各取一粒，做发芽试验，试问有两粒发芽的概率为(0.42 )，至少有一粒发芽的概率为(0.88)，恰好有一粒发芽的概率为(0.46 )，两粒都不发芽的概率为(0.12) 。4.在a、b二因素随机区组试验的结果分析中已知总自由度为26，区组自由度为2，处理自由度为8，a因素自由度为2，则b因素的自由度为（2），a、

24、b二因素互作的自由度为（ 4 ），误差的自由度为（ 16 ）。5.试验设计的三个基本原则有（重复）、（随机排列）、（局部控制）。6.二项总体分布的平均数和方差为（ ， ）、二项成数总体分布的平均数和方差为（ ，）、二项总和数总体分布的平均数和方差为（，）。三、简答题（15分）1.在田间试验中，控制试验误差的主要途径有哪些？答：试验误差的控制：1）选择同质、一致的试验材料2）改进农事操作和管理技术，使之标准化3）控制引起差异的外界主要因素2.对比法试验，为何只能采用百分数方法进行分析？答：对比法试验，属于顺序排列的试验设计，不能正确地估计出无偏的试验误差，因而试验结果不能采用方差分析的方法进行显

25、著性测验，一般采用百分比法，即设对照（ck）的产量（或其它性状）为100，然后求出各处理的百分数和对照相比。3.简述假设测验的基本步骤。答：（一）提出统计假设一般讲，无效假设必须是有意义的，即在假设测验的前提下可以确定试验结果的概率。对应假设（备择假设）ha是与h0对立的假设。（二）确定一个否定h0的概率标准这个标准叫显著（性）水平（significance level），记作。（三）在“无效假设是正确的”假定下，研究样本平均数的抽样分布（1）计算概率的方法（2）划接受区与否定区的方法（四）根据“小概率实际不可能性原理”接受或否定假设“小概率实际不可能性原理”的基本内容为：概率很小的事件，在一

26、次试验中几乎不可能发生或可以认为不可能发生。五、计算（54分）1. 分别计算以下两个玉米品种的10个果穗长度（cm）的标准差和变异系数，并解释所得结果。（8分）bs24：19、21、20、20、18、19、22、21、21、19。金黄后：16、21、24、15、26、18、20、19、22、19。解：20=1.2518.3=2.06bs24玉米品种： 金黄后玉米品种：经计算cv比较，实际上bs24品种玉米果穗长度的整齐度好于金黄后品种。2. 调查某农场每667m230万苗和35万苗的稻田各5块，得667m2产量（单位：kg）于下表，测验两种密度下667m2产量的差异显著性（t8，0.05=2.

27、306）。（12分）30万苗40042043546042535万苗450440445445420解：（1）h0：1 = 2（即该稻田在两种密度下，产量无显著差异），对ha：1 2。（2） =0.05。（3）测验计算428440故 （4）推断：根据t8，0.05=2.306，实得|t|t0.05，故接受h0，即该稻田在两种密度下种植，产量无显著差异。3. 有一小麦品比试验，有8个品种，采用随机区组设计，重复3次，产量列于下表，试作分析（f0.05=2.77）。（15分）品种a10.99.112.2b10.812.314.0c11.112.510.5d9.110.710.1e11.813.916.

28、8f10.110.611.8g10.011.514.1h9.310.414.4p2345678ssr0.05，143.033.183.273.333.373.393.41解：1.自由度和平方和的分解（1）自由度的分解总变异 区组 品种 误差 （2）平方和的分解 矫正数 总 区组 品种 误差总 2.方差分析表f测验方差分析变异来源dfssmsf区组间227.5613.789.40*3.74品种间734.084.872.97*2.77误 差1422.971.64总变异2384.613.品种间比较新复极差测验（lsr） 资料新复极差测验的最小显著极差p23456783.033.183.273.333

29、.373.393.412.242.352.422.462.492.512.52资料的新复极差测验品 种产量差异显著性5%e14.2ab12.4abg11.9abh11.4bc11.4bf10.8ba10.7bd10.0b结果表明：e品种与h，c，f，a，d五品种有5%水平上的显著性，其余各品种之间都没有显著差异。4. 某地7块麦田的基本苗数与有效穗数的观察结果如下表。试建立回归方程。（f0.05=16.26）（15分）基本苗数 x15202530354045有效穗数 y39.440.542.941.043.145.749.2解：回归分析所必须的6个一级数据（即由观察值直接算得的数据）；由一级数

30、据算得5个二级数据：因而有故回归方程为因，所以回归方程有意义，a的意义为田间基本苗数为0时，有效穗数为34.543；b为田间基本苗数每增加1株时，有效穗数增加0.2857个。田间试验与统计方法作业（四）一、名词解释（10分）1.系统误差 ：由于试验处理以外其他条件明显而有规律、有方向的不一致造成的定向性偏差，称之为系统误差或片面误差。 2.对照 ：是试验中作为优劣比较标准的处理3. 统计推断 ：所谓统计推断，就是根据抽样分布率和概率理论，由样本结果（统计数）来推断总体特征（参数）。 4.边际效应 ：指种植在小区或试验地边上的植株因其光照、通风和根系吸收范围等生长条件与中间的植株不同而产生的差异

31、。5.独立性测验：当次数资料每一变数均具有两种不同的调查目标性状时，测验两类目标性状之间的关联性，称为独立性进行测验。二、填空（20分）1. 把试验中某一性状的观察值与相应的理论真值接近的程度称为（准确度），把试验中某一性状的重复观察值彼此接近的程度称为（精度度）。2.效应可分为（简单效应）、（平均效应）和（互作效应）。3.顺序排列试验设计包括（对比法）和（间比法）。4.每一个体某性状的测定值叫作（观察值），其若干有变异的观察值叫作（随机变数或变数）。5.在总体方差已知时，总体平均数的1-置信区间为（），在总体方差未知但为大样本时，总体平均数的1-置信区间为（），在总体方差未知且为小样本时，总

32、体平均数的1-置信区间为（）。6. 某大豆品种的6株的单株荚数分别为26，31，29，39，42，49，其平均数为（ 36 ），方差为（ 77.6），标准差为（8.81），均数标准误为（ 3.6 ），变异系数为（24.47）。7. 以计算（回归方程）为基础的统计方法称为回归分析，以计算（相关系数）为基础的统计方法称为相关分析。8. 相关系数r的取值范围为（-1，1），决定系数r2的取值范围为（0，1）。三、简答（15分）1. 简述试验方案设计的要点。答：1根据试验目的来决定采用简单或复杂的试验方案2各因素水平间的差异要适当3试验方案中应包括对照4试验处理之间要遵循唯一差异原则5对试验结果有一定

33、的预见性2. 试验设计的原则及其作用。答：田间试验的设计要遵循3个原则。1）. 重复试验中同一处理种植多个小区或种植多次称为重复，种植的小区数目称为重复次数。重复最主要的作用是估计试验误差，同时也能降低试验误差。2）. 随机排列随机排列指试验方案所规定的每一个处理安排在试验地的哪一个小区上要排除主观因素的影响，采取随机的方式来确定。随机排列的作用是使试验结果得到无偏的估计。3）. 局部控制局部控制是分范围分地段地控制非处理因素，使非处理因素对各处理的影响趋向最大程度的一致。局部控制的作用是减少试验误差。3. 论述区间估计与假设测验的关系。答：区间估计与假设之间存在着密切的关系，区间估计亦可用与

34、假设测验。因为置信区间是一定置信度下总体参数的所在范围，故对参数所作假设若恰恰落在该范围内，则这个假设与参数就没有真实的不同，因而接受h0 ；反之，如果读参数所作的假设落在置信区间之外，则说明假设与参数不同，所以应否定h0接受ha。区间估计与假设测验的关系可以总结为以下几点：1若在置信度下，两个置信限的符号相同（同正或同负），则h0：=0，h0：1=2, h0：d=0，h0：2=0，等皆在水平上被否定而被接受ha；2若在置信度下，两个置信限为异号（一正一负），即其区间包括0，则h0：=0，h0：1=2, h0：d=0，h0：2=0，等皆在水平上被接受；3若两个置信限皆为正号，则有1>2；

35、4若两个置信限皆为负号，则有1<2。四、计算（55分）1. 测定前作喷过某种有机砷杀雄剂的麦田植株样本4次，得植株体内的砷残留量为7.5，9.7，6.8，6.4（毫克）；测定对照（前作未用过有机砷杀雄剂）的植株样本3次，得植株体内的砷残留量为4.2，7.0，4.6（毫克）。试测验喷洒有机砷杀雄剂是否使后作株体的砷含量显著提高。（t5,0.05=2.015，提示：一尾测验）。（15分）解：（1）h0 ：12 ，对ha：12。（2） = 0.05。（3）测验计算 故 （4）推断：t5,0.05=2.015，实得|t|t0.05，故否定h0，接受ha，即喷洒有机砷杀雄剂使后作株体的砷含量显著提

36、高。2. 有一马铃薯品比试验，有7个品种，采用随机区组设计，重复3次，产量列于下表，试作分析（f0.05=3.88，f0.01=6.93）。（22分）品 种区 组a74.072.070.0b39.036.045.0c69.055.056.5d60.070.065.2e69.078.165.5f70.069.068.2g42.547.038.7p234567ssr0.053.083.233.333.363.403.44ssr0.014.324.554.684.764.844.96解：1.自由度和平方和的分解（1）自由度的分解总变异 区组 品种 误差 （2）平方和的分解 矫正数 总 区组 品种 误

37、差总 = 693.95 2.方差分析表f测验方差分析变异来源dfssmsf区组间2125.7362.871.093.88品种间62883.42480.578.31*6.93误 差12693.9557.83总变异203.品种间比较新复极差测验（lsr） p234567ssr0.053.083.233.333.363.403.44ssr0.014.324.554.684.764.844.96lsr0.0513.5214.1814.6214.7514.9315.10lsr0.0118.9619.9720.5520.9021.2521.77资料新复极差测验的最小显著极差资料的新复极差测验品 种产量差异

38、显著性5%1%a72aaf69.1aad65.1aae64.2aac60.2aag42.7bbb40bb结果表明：a ，f，d ，e， c，品种与g和b品种有1%水平上的显著性，a ，f，d ，e， c，品种之间差异不显著。3. 山东临沂10年间7月下旬的温雨系数（雨量mm/平均温度）和大豆第二代造桥虫发生量（每百株大豆上的虫数）的关系如下表。试建立回归方程。（r0.05=0.632）（18分）温雨系数x1.589.989.421.250.302.4111.011.856.045.92虫口密度y18028251171651754016012080解：回归分析所必须的6个一级数据（即由观察值直接

39、算得的数据）；由一级数据算得5个二级数据：因而有故回归方程为因，所以回归方程有意义，a的意义为7月下旬的温雨系数为0时，大豆第二代造桥虫发生量为179.71；b为7月下旬的温雨系数每增加1 mm/时，大豆第二代造桥虫发生量减少14.21个。田间试验与统计方法作业（五）一、名词解释（10分）1 试验方案 ：是根据试验目的和要求所拟定的将在试验中进行研究比较的试验材料或方法的统称。 2 误差：试验误差都是指由偶然因素造成的试验观察值与处理理论真值之间的无规律的偏差。 3概率 ：设事件a在n次试验中出现了m次，随着n的增加，事件a出现的频率m/n所稳定趋近的数值为事件的概率。 4 无效假设 ：假设总

40、体参数与某一指定值相等或假设两个总体参数相等，即假设其没有效应，这一假设称为无效假设，记作h0。 5 成组数据：如果两个处理为完全随机设计，而处理间（组间）的试验单元彼此独立，则不论两处理的样本容量是否相同，所得数据皆称为成组数据。以组（处理）平均数作为比较的标准。二、填空（20分）1.根据非处理效应产生的原因不同，可将试验误差分为（系统误差）和（随机误差）。2.效应可分为（简单效应）、（平均效应）和（互作效应）。3.由总体的全部观察值算得的描述总体特征的数值，称为（ 参数），由样本的全部观察值算得的描述样本特征的数值，称为（统计数）。4.变数资料的性质有集中性和分散性，其中表示集中性的统计数

41、为（平均数），表示分散性的统计数为（变异数） ）。5.参数估计包括（点估计）和（区间估计）6.根据否定区间的个数，假设测验可分为（一尾测验）和（两尾测验）7.白菜蚜虫的田间为害率的统计概率为，当调查的样本容量为100株时，则抽样成数分布的总体平均值为（ 0.4）、总体方差为（0.0024），抽样次数分布的总体平均值为（40）、总体方差为（24）。8.随机区组试验设计的原则为重复）、（随机排列）、（局部控制）三、简答题（15分）1.简述方差分析的基本原理。答：方差分析的基本原理是将总变异分裂为来源于各个因素的相应变异，作出其数量估计，从而发现各个因素在变异中所占的重要程度；除了可控因素所引起的变异外，用其他剩余变异来准确而无偏的估计试验误差，作为统计假设测验的依据；再通过显著性检验f测验，发现各个因素在变异中所占的重要程度，进而对无效假设（各样本的总体平均数相等）作出统计推断。2.简述回归分析与相关分析的异同。答：对两个变数进行回归分析就是定量地研究x和y的数值变化规律，根据这种规律可由一个变数的变化来估计另一个变数的变化。在回归模型中，两个变数有因果关系，原因变数称自变数（independent variable），一般用x表示；结果变数称依变数（dependent variable），以y表示。x是已