设有五种治疗荨麻疹的药要比较它们的疗效为此将

1、一、设有五种治疗荨麻疹的药，要比较它们的疗效为此，将30 个病人随机分成5 组，每组 6 人，令同组的病人使用一种药，并记录下病人从用药开始到痊愈所需天数（表1 ）试检验五种药物的疗效有无显著差异表 1五组治疗荨麻疹药治愈病人天数药物 A治愈所需天数 xij和 Ti·平均 xi ·jxij2Ti ·2A16877108467.673622116A2466356305.00158900A3644532244.00106576A4746635315.17171961A5945776386.3325614441695.6310535997答案：方差分析表变异来源dfSS

2、MSFAF(4,25)药物间（ A）447.4711.875.55*F0.052.76随机误差（ e）2553.502.14F0.014.18总 变异29100.97有显著差异二、为了研究饲料中钙磷含量对幼猪生长发育的影响，将钙(A)、磷 (B)在饲料中的含量各分4 个水平进行交叉分组试验。先用品种、性别、日龄相同，初始体重基本一致的幼猪48 头，随机分成 16组，每组3 头，用能量、蛋白质含量相同的饲料在不同钙磷用量搭配下各喂一组猪，经两月试验，幼猪增重结果(kg)列于表 2，试分析钙磷对幼猪生长发育的影响。x1j1A1(1.0)x1jlx1 j .x2jlA2(0.8)x2j.x2 j .

3、x3jlA3(0.6)x3j.x3 j .x4jlA4(0.4)x4j.x4 j.Bj 合计 x.j.Bj 平均 x. j .表 2不同钙磷用量(%)的试验猪增重结果 (kg)B1(0.8)B2(0.6)B3(0.4)B4(0.2)Ai 合计 xi.Ai 平均 xi.22.030.032.430.526.527.526.527.0324.927.124.426.027.025.172.983.585.982.624.327.828.627.523.533.238.026.525.828.535.524.0350.129.227.030.133.025.076.391.8106.575.525.

4、430.635.525.230.536.528.020.526.834.030.522.5332.427.725.533.524.619.582.8104.083.162.527.634.727.720.834.529.027.518.531.427.526.320.0319.526.629.328.028.519.095.284.582.357.531.728.227.419.2327.2363.8357.8278.11326.927.330.329.823.227.6答案方差分析表变异来源平方和自由度均方F 值钙( A)44.5106314.83673.22*磷( B)383.735631

5、27.911927.77*互作 ( A× B)406.6586945.18439.81*误差147.4133324.6067总变异982.318147查临界 F 值： F0.05(3,32) =2.90，F0.01(3,32) =4.47，F0.01(9,32) =3.02。因为， FA F0.05(3,32) ；FB F0.01(3,32) ；FA×B F0.01(9,32)，表明钙、磷及其互作对幼猪的生长发育均有显著或极显著影响。三、自溶酵母提取物是一种多用途食品配料为探讨外加中性蛋白酶的方法，需作啤酒酵母的最适自溶条件试验，为此安排3 因素皆 3 水平的试验试验指标为

6、自溶液中蛋白质含量（%）首先列出试验因素水平表3-表 3啤酒酵母最适自溶条件试验因素水平表水平因素A(单位 : )B(pH 值)C(加酶量 : %)1506.52.02557.02.43587.52.8据 33 设计，全因子试验有处理27 个，但由经验知，该试验几乎不存在交互作用，故采用 9 个处理的 L9（ 34）正交设计，其结果如表4 所示表 4啤酒酵母最适自溶条件试验方案及结果表头设计ABC空列试验指标试验号列号xijk(蛋白质 : %)123411（ 50）1（ 6.5）1（ 2.0）16.2521（ 50）2（ 7.0）2（ 2.4）24.9731（ 50）3（ 7.5）3（ 2.8

7、）34.5442（ 55）1（ 6.5）2（ 2.4）37.5352（ 55）2（ 7.0）3（ 2.8）15.5462（ 55）3（ 7.5）1（ 2.0）25.5073（ 58）1（ 6.5）3（ 2.8）211.4083（ 58）2（ 7.0）1（ 2.0）310.9093（ 58）3（ 7.5）2（ 2.4）18.95水K115.7625.1822.6520.74平K218.5721.4121.4521.87和K331.2518.9921.4822.9765.58(T )水k15.2538.3937.550平k26.1907.1377.150均k310.4176.3307.160值答案

8、第 4 列未安排试验因素，亦可用上面公式计算SS空 计算结果为：C65.582477.85969SST6.2524.9728.952C53.0304SS1 (15.76218.57231.252 )C45.4021A3SS1 ( 25.18221.41218.992 )C6.4873B3SSC1 ( 22.65221.45 221.482 )C0.31223SS1 ( 20.70221.87 222.972 )C0.8289空3从计算结果看，由于SS空 未安排因素，故可作误差用，又因SSC 很小，亦可合并进来作误差平方和，即SSeSSSSC 1.1411空由于每列自由度为2，故 f Af B2

9、， f e4 又 F0 .05 (2,4)6.94 ， F0.01(2,4)18.00 故有FASSA/222.7079.57*SSe / 40.2853FBSSB/23.243711.37 *SSe / 40.2853结果表明， A 为极显著， B 达到显著由于无交互作用，故为加性模型，即A与 B的好水平组合表现一定好 因而可由直观分析判断出有A3B1 参加的处理表现一定显著好于其他处理四、设一水稻品比试验有6 个品种（ V=6），每区组包含3 个品种 (k 3）。小区面积60尺 2，作平衡不完全区组设计表 1小区产量结果表品种123456Tr区组16.87.58.522.827.08.07

10、.222.237.58.57 523.546.58.07.822.357.27 59.023.768.59.28 626.377.89.09.626.488.58 28.024.798.09.88.226.0108 09.57.525.0Vi35.040.342.739.846.438.7T. =242.9Ti114.5122.4124.5123.2123.9120.2KT =728.7Qi-9.5/3-0.51.2-3.8/35.1-4.1/3 Qi =0答案方差分析表变源SSdf均方FF0.05F0.01区组7.869790.8744品种10.3052.0617.35 *2.904.56误差1.78150.1187总计19.949729品种间 F 值达极显著，表示各品种小区平均产量间存在极显著差异。(请了解邓肯进行多重比较方法，特别针对单因子试验)品种平均数间多重比较，采用邓肯进行多重比较方法（q 方法）1计算2k3SxSeVSx0.11872 60.17232计算 LSR值 df=15查 q 表计算 LSRSq, p, px-p23456q0.053.013.674.084.374.59q0.014.174.835.255.565.80LSR0.050.520.630.700.750.79LSR