田间试验与统计方法答案

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。试测验两地点的蛋白质含量差异是否显著。(t 0.05,12=2.179)

（1）H 0：μ 1 = μ2（即该大豆品种在A 、B 两地种植，蛋白质含量无显著差异），对H A ：μ 1 ≠ μ2。

（2）α =0.05。 （3）测验计算

(%)74.121=x 41.7 (%)

03.132=x 40.55 36.08

8.3363.410.425.41)(22

222

2

1=-+++=∑-∑= n x x SS

735.06

3.243

4.400.41

5.40)(22

222

2

2=-+++=∑-∑= n x x SS

故

09125.05

7735.036.021212

=++=++=

v v SS SS s e

1631.0)6

1

81(09125.0)11(

21221=+?=+=-n n s s e 05.71631

.055.407.412121=-=-=

-x x s x x t （4）推断：根据t 0.05,12=2.179，实得|t |＞t 0.05，故否定H 0，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 Ⅰ Ⅱ Ⅲ A 2.3 2.5 2.6 B 1.9 1.8 1.7 C 2.5 2.6 2.7 D 2.8 2.9 2.8 E 2.5 2.8 2.6 F

1.6

1.7

1.6

表9-19 大豆品比试验（随机区组）的结果 区

组 品种

Ⅰ Ⅱ Ⅲ i T

i x

A 2.3 2.5 2.6 7.4 2.47

B 1.9 1.8 1.7 5.4 1.80

C 2.5 2.6 2.7 7.8 2.6

D 2.8 2.9 2.8 8.5 2.83

E 2.5 2.8 2.6 7.9 2.63 F

1.6

1.7

1.6

4.9 1.63

j T

13.6 14.3 14.0

41.9（T ）

2.33（x ）

1.自由度和平方和的分解 （1）自由度的分解

总变异 171)63(1=-?=-=nk DF T 区组 2131=-=-=n DF r 品种 5161=-=-=k DF t

误差 )16()13()1)(1(-?-=--=k n DF e

105217=--=--=t r T DF DF DF （2）平方和的分解

矫正数 534.976

39.412

2=?==nk T C

总∑=-=-∑∑=-=nk

k n T C x x x SS 1

21

1

2756.3534.9729.101)(

区组C k

T x x k SS j n

j r -∑=∑-=2

12

)(041.0534.97645

.585=-=

品种C n

T x x n SS i

k

i t -=

-=∑∑2

2

1

)(609.3534.973

43

.303=-=

误差=∑∑+--=2

1

1

)(k

n

i

j

e

x x x x x SS 总t r T SS SS SS 品种区组--

106.0609.3041.0756.3=--=

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 DF SS MS F

05.0F

区组间 2 0.401 0.20 20.0*

4.10 品种间 5 3.609 0.72 72.0*

3.33 误 差 10 0.106 0.01 总变异 17 3.756

F 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 ）

n

s SE e 2=0578.0301

.0==SE

资料新复极差测验的最小显著极差 P 2

3 4 5 6 14

,05.0SSR 3.15 3.30 3.37 3.43 3.46 14,05.0LSR 0.182

0.191 0.195 0.198 0.200

4.试验结论

资料的新复极差测验

品 种 产量)(i x 5%差异显著性

D 8.5 a

E 7.9 b C 7.8 bc A 7.4 c B 5.4 d F

4.9

e

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（r 0.05,5=0.754）。

生育日数 108 109 112 115 121 121 123 收获指数

50

49

47

43

41

43

40

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）；

7=n

∑=∑=∑=313937258092

y x x ∑=140892

y ∑=36034xy

由一级数据算得5个二级数据：

714.2277

)809(93725)(2

22=∑-=∑

-=n x x SS x

429.937

)313(14089)

(22

2

=-=∑∑-=n y y SS y

714

.44571

.115357

.1397

31380936034=∑==∑=∑-=?-=∑∑-=n

y y n x

x n y

x xy SP 因而有

4

.25)571.115611.0(714.44611.0714

.227357

.139-=?-=-==-==

x b y a SS SP b x

故回归方程为

x y

?611.04.25?+-=

955.0429

.93714.227357

.139-=?-=

?=

SS SS SP

r y

x

因r r 05.0955.0>=，所以回归方程有意义，a 的意义为生育日数为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。 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n l =40，样本平均数1x =83.26，样本方差22.692

1=S ；另一个品系的样本容量n 2 =50，样本平均数2x =78.22，样本方差26.492

2=S 。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，本例只要求测验其株高有无差异，而不管孰高孰低，所以可使用两尾测验。设置H 0：21μμ=，对H A ：21μμ≠。

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α取0.05。 第三步，计算u 值。

1059.582504026.49)150(22.69)140(2)1()1(212

222112

=-+?-+?-=-+-+-=n n S n S n S e

6170.1)50

1

401(1059.58)11(

21221=+?=+=-n n S S e x x **12.36170

.122

.7826.832121=-=-=

-x x S x x u

第四步，由于u > u 0.01=2.58，则P( H 0：21μμ=) < 0.01，而P (H A ：21μμ≠)> 0.99；所以应否定H 0：21μμ=，接受H A ：21μμ≠。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A 1、A 2、A 3、A 4、A 5、A 6、A 7、A 8，8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40m 2

，其产量结果列于表8.13，试作分析。

表8.13 水稻品比试验产量结果（kg ）

品 种 区 组 总和数 平均数

I Ⅱ Ⅲ x A A x A 1

20.8 22.3 23.5 66.6 22.20 A 2 22.8 21.8 22.9 67.5 22.50 A 3 21.3 23.2 25.3 69.8 23.27 A 4 20.1 19.8 22.2 62.1 20.70 A 5 26.8 25.2 27.5 79.5 26.50 A 6 21.1 22.1 18.9 62.1 20.70 A 7 19.4 18.9 23.1 61.4 20.47 A 8

20.5 22.3 20.8 63.6 21.20 x r

172.8

175.6

184.2

532.6(x..)

解：（1）平方和与自由度的计算

总自由度 df T =kn -1=8×3-1=23 品种间自由度 df t =k -1=8-1=7 区组自由度 df r =n -1=3-1=2

误差自由度 df e =(k -1)(n -1)=(8-1)×(3-1)=14

矫正数2817.118193

86.5322

2..=?==kn T C 总平方和SS T =Σx 2

-C =20.82

+22.82

+……+20.82

-C=121.0183

区组平方8233.82817.118198

2.1846.1758.1722

222=-+++=-=

∑ C k

T SS r

r

处理平方和665.842817.118193

6.635.676.662

222=-+++=-=

∑ C n

T SS t

t

误差平方和SS e =SS T -SS t -SS r =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 DF

SS MS F F 0.05 F 0.01

区组间 2 8.82333 4.411665 - 处理间 7 84.665 12.09500 6.151** 2.77 4.28 误 差 14 27.52997 1.966426 总变异

23

121.0183

F 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809614.03

966426

.12===

n S S e x 根据df e ＝14，秩次距p ＝2，3，4，5，6，7，8，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 p 2 3 4 5 6 7 8

SSR 0.05 3.03 3.18 3.27 3.33 3.37 3.39 3.41 SSR 0.01 4.21 4.42 4.55 4.63 4.70 4.78 4.83 LSR 0.05 (小区均数) 2.45 2.58 2.65 2.70 2.73 2.75 2.76 LSR 0.01 (小区均数) 3.41 3.58 3.68 3.75 3.81 3.87 3.91

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

0.05

0.01

A 5 26.5 a A A 3 23.3 b A

B A 2（CK ）

22.5 bc B A 1 22.2 bc B A 8 21.2 bc B A 4 20.7 bc B A 6 20.7 bc B A 7 20.5 c B （4)试验结论

试验结果表明，A 5品种除与A 3品种小区平均产量无显著差异外，显著高于对照A 2和A 1

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A 5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．江苏武进县测定1956—1964年间，3月下旬至4月中旬，旬平均温度累积值（x ，单位：旬·度）和一代三化螟蛾盛发期（y ，以5月10日为0）的关系列于表10.1。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：

∑=x 7.3332.441.345.35=+++ ∑=+++=49.125172.441.345.352222

x

∑=-+++=70)1(1612 y

∑=-+++=794

)1(16122222

y

盛发期的关系

∑++?+?= )161.34()125.35(xy

4.2436)]1(2.44[=-?

和 n = 9

然后，由一级数据算得5个二级数据：

6356.144)7.333(91

49.125172=-=x SS

5556.249)70(91

7942=-=y SS

0444.159)707.333(9

1

4.2436-=?-=SP

0778.3797.333==x

7778.79

70==y

因而有三级数据：

0996.16356

.1440444.159-=-=b （天/旬·度）

5485.48)0778.370996.1(7778.7=?--=a （天）

故得表10.1资料的直线回归方程为

=y

?x 0996.15485.48- 或化简为

=y

?x 1.15.48- 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已算得=y SS 249.5556，=x SS 144.6356，=SP - 159.0444，

=Q 74.6670，故Q SS U y -== 249.556 – 74.6670 = 174.8886，作F 测验于回归关系

36.8 7 40.2 3 31.7 13 39.2 9 44.2 -1

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 DF

SS

MS

F

F 0.01

回 归 1 174.8886 174.8886 16.40*

12.25 离回归 7 74.6670 10.6667

总变异 8

249.5556

现求出的40.16=F ＞25.127,1,01.0=F ，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。

五、计算（57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、19、20、15、21、18、17、19、21、17。

(%)74.121=x 20

1

)

(

2

2--

=

∑

∑n n

x x s =1

1010200

40142

--

=

s =1.25 (%)

03.132=x 18.3 1

)

(

2

2--

=

∑

∑n n

x x s =1

1010183

33872

--

=

s =2.06 BS24玉米品种：%100?=

x

s CV %25.6%1002025.1=?=CV

金黄后玉米品种：%100?=x

s CV %26.11%1003.1806

.2=?=CV

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667m 230万苗和35万苗的稻田各5块，得667m 2

产量（单位：kg ）于

下表，测验两种密度下667m 2

产量的差异显著性（t 8，0.05=2.306）。（12分）

30万苗 40

0 420 435 460 425 35万苗

450

440

445

445

420

（1）H 0：μ 1 = μ2（即该稻田在两种密度下，产量无显著差异），对H A ：μ 1 ≠ μ2。 （2）α =0.05。 （3）测验计算

(%)74.121=x 428 (%)03.132=x 440

19305

2140917850)

(22

2

1=-=∑-∑=n x x SS

5505

2200968550)

(22

2

2=-=∑-∑=n x x SS

故

3104

4550193021212

=++=++=

v v SS SS s e

14.11)5

1

51(310)11(

21221=+?=+=-n n s s e 08.114

.114404282121-=-=-=

-x x s x x t （4）推断：根据t 8，0.05=2.306，实得|t |＜t 0.05，故接受H 0，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（F 2，0.05=3.74，F 7，0.05=2.77）。（15分）

品

种 Ⅰ Ⅱ Ⅲ A 10.9 9.1 12.2 B 10.8 12.3 14.0 C 11.1 12.5 10.5 D 9.1 10.7 10.1 E 11.8 13.9 16.8 F 10.1 10.6 11.8 G 10.0 11.5 14.1 H

9.3

10.4

14.4

p 2 3 4 5 6 7 8

SSR 0.05，14 3.03 3.18 3.27 3.33 3.37 3.39 3.41

小麦品比试验（随机区组）的产量结果（kg ）

区

组 品种

Ⅰ Ⅱ Ⅲ i T i x

A 10.9 9.1 12.2 32.2 10.7

B 10.8 12.3 14.0 37.1 12.4

C 11.1 12.5 10.5 34.1 11.4

D 9.1 10.7 10.1 29.9 10.0 E

11.8

13.9

16.8

42.5 14.2

F 10.1 10.6 11.8 32.5 10.8

G 10.0 10.5 14.1 35.6 11.9

H 9.3 10.4 14.4 34.1 11.4 j T 83.1 91.0 103.9 279.0（T ） 11.6（x ）

1.自由度和平方和的分解 （1）自由度的分解

总变异 231)83(1=-?=-=nk DF T

区组 2131=-=-=n DF r 品种 7181=-=-=k DF t

误差 )18()13()1)(1(-?-=--=k n DF e 147223=--=--=t r T DF DF DF （2）平方和的分解

矫正数 16.32208

30.2782

2=?==nk T C 总∑=-=-∑∑=-=nk

k

n

T C x x x SS 1

21

1

261.8416.322078.3304)(

区组C k T x x k SS j

n

j r -=

-=∑∑2

1

2

)(57.2716.32208

82

.25981=-= 品种C n

T x x n SS i

k

i t -=

-=∑∑2

2

1

)(08.3416.32203

19

.9769=-=

误差=∑∑+--=2

1

1

)(k

n i

j

e

x x x x x SS 总t r T SS SS SS 品种区组--

97.2208.3456.2761.84=--=

2.方差分析表—F 测验

方差分析

变异来源 DF SS MS F

05.0F

区组间 2 27.56 13.78 9.40*

3.74 品种间 7 3

4.08 4.87 2.97*

2.77 误 差 14 22.97 1.64 总变异 23 84.61

3.品种间比较

新复极差测验（LSR ）

n

s SE e 2=

74.0364.1==SE

资料新复极差测验的最小显著极差

P

2 3 4 5 6 7

8 14,05.0SSR 3.03 3.18 3.27 3.33 3.37 3.39 3.41 14,05.0LSR

2.24 2.35 2.42 2.46 2.49

2.51 2.52

资料的新复极差测验

品 种

产量)(i x

差异显著性

5%

E 14.2 a B 12.4 ab G 11.9 ab H 11.4 b C 11.4 b

F 10.8 b A 10.7 b D 10.0 b

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。（r 0.05=0.754）（15分） 基本苗数 x 15 20 25 30 35 40 45 有效穗数 y

39.4

40.5

42.9

41.0

43.1

45.7

49.2

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）；

7=n

8

.3012.495.404.3970004520152104520152

222=+∑???++==+∑???++==+∑???++=y x x 76.13080

2.495.404.392

222=+∑???++=y ()92542.4945)5.4020()4.3915(=?+∑???+?+?=xy

由一级数据算得5个二级数据：

7007

)210(7000)(222

=∑-=∑-=n x x SS x

3686.687

)8.301(76.13080)

(22

2

=-=∑∑-=n y y SS y

114

.4330200

7

8.3012109254=∑==∑=∑=?-=∑∑-=n

y y n x x n y

x xy SP

因而有

543

.34)302857.0(114.432857.0700

200

=?-=-====

x b y a SS SP b x

故回归方程为

x y

?2857.0543.34?+=

914.03686

.68700200=?=

?=

SS SS SP r y

x

因r r 05.0914.0>=，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。

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。（，提示：一尾测验）。（15分）

（1）H 0 ：μ1≤μ2 ，对H A ：μ1＞μ2。 （2）α = 0.05。 （3）测验计算

6.71=x 2

7.52=x 5.61=SS 59.42=SS 21

8.22

359

.45.62

=++=

e s

故 137.1)3

14

1(218.221=+?=-s

05.2137

.127

.56.7=-=

t

（4）推断：t 5,0.05=2.015，实得|t |＞t 0.05，故否定H 0，接受H A ，即喷洒有机砷杀雄剂使后作株体的砷含量显著提高。

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（F 0.05=

3.88，F 0.01=6.93）。（22分）

品 种 区 组 Ⅰ Ⅱ Ⅲ A

74.0 72.0 70.0 B 39.0 36.0 45.0 C 69.0 55.0 56.5 D 60.0 70.0 65.2 E 69.0 78.1 65.5 F 70.0 69.0 68.2 G

42.5

47.0

38.7

马铃薯品比试验（随机区组）的产量结果（kg ）

i T i x

216 72 B 39.0 36.0 45.0 120 40 C 69.0 55.0 56.5 180.5 60.2 D 60.0 70.0 65.2 195.2 65.1 E 69.0 78.1 45.5 192.6 64.2 F 70.0 69.0 68.2 207.2 69.1 G 42.5 47.0 38.7 128.2 42.7 j T

423.5

427.1 389.1 1239.7 59.03

（x ）

1.自由度和平方和的分解 （1）自由度的分解

总变异 201)73(1=-?=-=nk DF T

区组 2131=-=-=n DF r 品种 6171=-=-=k DF t

误差 )17()13()1)(1(-?-=--=k n DF e

126220=--=--=t r T DF DF DF （2）平方和的分解

矫正数 62.73183737.12392

2=?==nk T C

总∑=-∑∑=-=nk

k

n

T C x x x SS 1

21

1

271.3703)(

区组C k T x x

k SS j

n

j

r -=

-=∑∑2

12

)(73.12562.731837

47

.513165=-= 品种C n

T x x n SS i

k i t -=

-=∑∑2

2

1

)(42.288362.731833

13

.223201=-=

误差=∑∑+--=2

1

1

)(k

n i

j

e

x x x x x SS 总t r T SS SS SS 品种区组--

= 693.95

2.方差分析表—F 测验

方差分析

变异来源 DF SS MS F

05.0F

区组间 2 125.73 62.87 1.09

3.88 品种间 6 2883.42 480.57 8.31*

6.93 误 差 12 693.95 5

7.83 总变异 20

3.品种间比较

新复极差测验（LSR ）

n

s SE e 2=

39.4383.57==SE

资料的新复极差测验 品 种 产量)(i x

差异显著性 5%

1%

A 72 a A F 69.1 a A D

65.1 a

A

SR 52 SR

E 64.2 a A C 60.2 a A G 42.7 b B B 40 b B

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。（r 0.05=0.632）（18分） 温雨系数x 1.58 9.98 9.42 1.25 0.30 2.41 11.01 1.85 6.04 5.92 虫口密度y

180

28

25

117

165

175

40

160

120

80

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）；

10=n

1090

802818046.39492.598.958.176.4992.598.958.12

222=+∑???++==+∑???++==+∑???++=y x x 15334880281802

222=+∑???++=y

()64.3351

8092.5)2898.9()18058.1(=?+∑???+?+?=xy 由一级数据算得5个二级数据：

85.14510)76.49(46.394)(222

=∑-=∑-=n x x SS x

3453810

)1090(153348)(22

2

=-=∑∑-=n y y SS y

109

976.42.207210

109076.4964.3351=∑==∑=

∑-=?-=∑∑-=n

y y n x

x n y

x xy SP

因而有

71

.179)976.421.14(10921.1485

.1452

.2072=?--=-=-=-==

x b y a SS SP b x

故回归方程为

x y

?21.1471.179?-=

923.034538

85.1452.2072-=?-=

?=

SS SS SP r y

x

因r r 05.0923.0>=，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。 四、计算题（55分）

1. 甲、乙两个大豆品种，在6个地点进行对比试验，产量如下（KG/小区），试作差异显著性测验。（成对法，t 0.05=

2.571） （10分） 地点 1 2 3 4 5 6 甲品种 28 70 27 30 56 35 乙品种 26 50 30 25 44 29

（1）H 0:0=μd ,即甲乙两品种的产量差异不显著；H A :0≠μd 。 （2）α=0.05 (3)测验计算

差值为2，20，-3，5，12，6

7=d

()81.71

7742

6181

2

2

2

=--=

-∑-

=

∑

n n

d d

s 951.2781.7===n s s 372.2951

.27

==

=

s d t d

（4）因t t 05.0<，接受H 0:0=μd ,即甲乙两品种的产量差异不显著。

2. 5个小麦品种比较的随机区组试验，试验结果如下（KG/小区），试作方差分析。（F 0.05=

3.26）。（20分）

区组

p 2 3 4 5

p

SSR 0.05

3.08

3.23

3.33

3.36 SSR 0.05

45.2965

4772

2=?==nk T

C

55.3645.2963332

=-=-∑=C x SS T 19=v T

3.2745.296412952

=-=-∑=C n T SS i

t 4=v t 75.145.2965

14912

=-=-∑=C k T SS j

r

3=v r 5.7=SS e 12=v e

方差分析表

变异来源 DF SS MS F 区组间

3

1.75

0.583

处理间 4 27.3 6.825 10.92*

误差 12 7.5 0.625 总变异 19 36.55

结论：不同品种间差异显著。 （2）多重比较

395.04

625.02

===

n S SE e

LSR 值表

p 2 3 4 5 SSR 0.05 3.08 3.23 3.33 3.36 LSR 0.05 1.22

1.28

1.32

1.33

新复极差测验表 处理

平均数 5%差异显著性 C 4.75 a A 3.25 b D 3 b E 2 b B

2 b

结论：C 品种产量显著高于其他品种，其他品种间差异不显著。

3. 某地六年测得大豆产量（Y ）与大豆鼓粒期土壤温度（X ）的关系，试建立二者的回归方程，并测验方程的显著性。（r 0.05=0.847） （15分） X （%） 29 19 24 24 23 19 Y （KG/亩） 138 71 110 98 91 83

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）；

6=n

59132441382

=∑∑=∑=y x x ∑=609592

y 14013=∑xy

由一级数据算得5个二级数据：

706

)138(3244)(2

22=∑-=∑

-=n x x SS x

5.27456

)591(60959)

(22

2

=-=∑∑-=n y y SS y

5

.9823

420

6

59113814013=∑==∑=∑=?-=∑∑-=n

y y n x

x n y

x xy SP 因而有

5

.39)236(5.98670

420

-=?-=-====

x b y a SS SP b x

故回归方程为

x y

?65.39?+-=

958.05

.274570420=?=

?=

SS SS SP r y

x

因r r 05.0958.0>=，所以回归方程有意义，a 的意义为大豆鼓粒期土壤温度为0时，大豆产量为-39.5公斤；b 为大豆鼓粒期土壤温度每增加1℃时，大豆产量增加6公斤。

农学专业《田间试验与统计分析》试题题库及答案

≠β农学《田间试验与统计分析》题库1 一、判断题：判断结果填入括弧，以√表示正确，以×表示错误。（每小题2分，共14分） 1 多数的系统误差是特定原因引起的，所以较难控制。（ × ） 2 否定正确无效假设的错误为统计假设测验的第一类错误。（ √ ） 3 A 群体标准差为5，B 群体的标准差为12， B 群体的变异一定大于A 群体。（ × ） 4 “唯一差异”是指仅允许处理不同，其它非处理因素都应保持不变。（ √ ） 5 某班30位学生中有男生16位、女生14位，可推断该班男女生比例符合1∶1（已知 84.32 1,05.0=χ） 。 （ √ ） 6 在简单线性回归中，若回归系数，则所拟合的回归方程可以用于由自变数X 可靠地预测依变数Y 。（ × ） 7 由固定模型中所得的结论仅在于推断关于特定的处理，而随机模型中试验结论则将用于 推断处理的总体。（ √ ） 二、填空题：根据题意，在下列各题的横线处，填上正确的文字、符号或数值。（每个空1分，共16分 ） 1 对不满足方差分析基本假定的资料可以作适当尺度的转换后再分析，常用方法有 平方根转换 、 对数转换 、 反正旋转换 、 平均数转换 等。 2 拉丁方设计在 两个方向 设置区组，所以精确度高，但要求 重复数 等于 处理数 ，所以应用受到限制。 3 完全随机设计由于没有采用局部控制，所以为保证较低的试验误差，应尽可能使 试验的 环境因素相当均匀 。 4 在对单个方差的假设测验中：对于C H =20σ:，其否定区间为2,2 12 να χχ-<或 2 ,22ν αχχ>；对于C H ≥2 0σ:，其否定区间为2,12 ναχχ -<；而对于C H ≤2 0σ:，其 否定区间为2 ,2ναχχ>。 5 方差分析的基本假定是 处理效应与环境效应的可加性 、 误差的正态性 、 误差的同质性 。 6 一批玉米种子的发芽率为80%，若每穴播两粒种子，则每穴至少出一棵苗的概率为 0.96 。 7 当多个处理与共用对照进行显著性比较时，常用 最小显著差数法(LSD) 方法进行多重比较。 三、选择题：将正确选择项的代码填入题目中的括弧中。（每小题2分，共10分 ） 1 田间试验的顺序排列设计包括 （ C ）。 A 、间比法 B 、对比法 C 、间比法、对比法 D 、阶梯排列 2 测定某总体的平均数是否显著大于某一定值时，用（ C ）。 A 、两尾测验 B 、左尾测验 C 、右尾测验 D 、无法确定 3分别从总体方差为4和12的总体中抽取容量为4的样本，样本平均数分别为3和2，在95%置信度下总体平均数差数的置信区间为（ D ）。

田间药效试验设计方案

田间药效试验设计方案 进行农药田间药效试验之前，必须制定试验计划和方案，明确试验的目的、要求、方法以及各项技术措施的规格要求，以便试验的各项工作按计划进行，也便于在进行过程中检查执行情况，保证试验任务的完成。田间试验设计的主要目的是减少试验误差，提高试验的精确度，使试验人员能从试验结果中获得无偏差的处理平均值及试验误差的估计值，从而能进行正确而有效的比较。在药效试验中要减少试验误差，就必须对试验误差来源，通过试验设计加以克服。在试验过程中如何减少试验误差应注意以下几个方而： 1?试验地的选择 选择有代表性的试验地是使土壤差异减少至最少限度的一个重要措施，对提高试验准确度有很大作用。 选择试验地要考虑到： 1.1、试验地的地势应平坦，肥力水平均匀一致。 2.2、试验地的作物生长整齐、树势一致，而且防治对象常年发生较重且为害程度比较均匀，且每小区的害虫虫口密度和病害的发病情况大致相同。特别是杀菌剂试验，要选择高度感染供试对象病害的品种进行试验。 2.3、试验地的田间管理水平相对一致，并符合当地的实际情况。 1.4、试验地应选择离房屋、道路、水塘稍远的开阔农田，以保证人、畜安全和免受外来因素的偶然影响。 2.5、试验地周围最好种植相同的作物，以免试验地孤立而易遭受其它因素为害。 2 ?试验药剂处理 供试农药和对照农药的剂型和含量要合乎规格，无变质、失效现象，并有详细的标签和说明书，标明生产厂家、出厂日期等。评价一种农药产品不同剂量的药效试验，至少要有供试产品的3个浓度梯度、1个常规标准农药的常用浓度和2个空白对照等5个处理。如供试的农药产

品是混配制剂，而且各个单剂己登记过，除设混剂本身3个浓度梯度和1个空白对照外，还应设混剂中各个单剂的常规处理浓度，共6个处理。 3?设置重复次数 试验设置重复次数越多，试验误差越少。但在实际应用中，并不是重复次数越多就越好。因为多于一定的重复次数，误差的减少很慢，而人力、物力的花费也大大增加，是不值得的。 重复次数的多少，一般应根据试验所要求的精确度、试验地土壤差异的大小、供试作物的数量、试验地而积、小区的大小等具体决定。对试验精确度要求高、 试验地土壤差异大、小区面积小的试验，重复次数可多些，否则可少些。通常情况下，要求把试验误差的自由度控制在10以上，即（处理数-2）* （重复数-2）>10o 一般每个处理的重复次数以3-5次为宜。大区试验和大面积示范可不设重复。 4?釆用随机区组排列 为使各种偶然因素作用于每小区机会均等，那么在每重复内设置的各种处理只有用“随机排列”才能符合这种要求，反映实际误差。例如某种药剂药效好坏究竟是由于其所在小区病、虫密度不均匀，还是药剂木身的原因，就不容易判别了。为了解决这一问题，可将试验地按重复次数划分为数量相同的区组（即重复），再将每一区组按处理数目划分小区（包含药剂处理和对照区），然后将每种药剂在区组中随机排列，即每种药剂在区组中仅出现一次。用随机区组和重复组合，试验就能提供无偏的试验误差估计值。 5 ?小区面积与形状 小区面积的大小和形状对于减少土壤差异的影响和提高试验的精确度是相当重要的。小区面积的大小，应根据土壤条件、作物种类、病虫草害的生物学特性和试验目的而定。一般要求： 5.2、差异较大的田块，小区面积宜大一些。 5.2、凡植株高大、株行距较大的作物，单位面积上株数较少的作物，种植密度小的作物小区而积可大些，反之可小些。 5.3、活动性强的害虫，小区面积宜大些；活动性较差的如蜗虫

农学专业《田间试验与统计分析》试题题库及答案

0≠β农学《田间试验与统计分析》题库1 一、判断题：判断结果填入括弧，以√表示正确，以×表示错误。（每小题2分，共14分） 1 多数的系统误差是特定原因引起的，所以较难控制。（ × ） 2 否定正确无效假设的错误为统计假设测验的第一类错误。（ √ ） 3 A 群体标准差为5，B 群体的标准差为12， B 群体的变异一定大于A 群体。（ × ） 4 “唯一差异”是指仅允许处理不同，其它非处理因素都应保持不变。（ √ ） 5 某班30位学生中有男生16位、女生14位，可推断该班男女生比例符合1∶1（已知 84.32 1,05.0=χ） 。 （ √ ） 6 在简单线性回归中，若回归系 数，则所拟合的回归方程可以用于由自变数X 可靠地预测依变数Y 。（ × ） 7 由固定模型中所得的结论仅在于推断关于特定的处理，而随机模型中试验结论则将用于 推断处理的总体。（ √ ） 二、填空题：根据题意，在下列各题的横线处，填上正确的文字、符号或数值。（每个空1分，共16分 ） 1 对不满足方差分析基本假定的资料可以作适当尺度的转换后再分析，常用方法有 平方根转换 、 对数转换 、 反正旋转换 、 平均数转换 等。 2 拉丁方设计在 两个方向 设置区组，所以精确度高，但要求 重复数 等于 处理数 ，所以应用受到限制。 3 完全随机设计由于没有采用局部控制，所以为保证较低的试验误差，应尽可能使 试验的 环境因素相当均匀 。 4 在对单个方差的假设测验中：对于C H =20σ:，其否定区间为2 ,2 12 ν α χχ-<或 2 ,22ν αχχ>；对于C H ≥2 0σ:，其否定区间为2,12 ναχχ -<；而对于C H ≤2 0σ:，其 否定区间为2 ,2ναχχ>。 5 方差分析的基本假定是 处理效应与环境效应的可加性 、 误差的正态性 、 误差的同质性 。

玉米田间试验计划书

玉米田间试验计划书 一、试验时间和地点 1.试验时间：2012年5月-2012年10月 2.试验地点：福建农林大学作物科学学院试验田 二、试验示范目的 探索不同肥料在玉米上的应用效果，研究确定玉米最佳施肥品种、数量。 三、试验地条件和试验材料 1.试验地条件：试验地安排在福建农林大学作物科学学院试验田，该试验地地势平整、排灌方便、前茬为玉米，肥力均匀。土壤的具体测试结果如下： 2.试验材料：玉米配方肥、“乐喜施”控释肥、“神六54”土壤调理剂、玉米专用有机无机复混肥、普通复合肥。 四、试验方法 1.实验处理 1.1肥料对比试验：本试验设4个处理，各处理如下： 处理1：配方肥料50kg/亩； 处理2：配方肥料50kg/亩＋土壤调理剂25kg/亩； 处理3:控释肥40kg/亩＋土壤调理剂25kg/亩； 处理4：农民习惯施肥区普通复合肥50kg/亩；

各处理面积40m2，随机排列，三次重复，周边设有保护行 （小区排列见下图）。 1.2示范区：安排3个处理， 处理1：配方肥料50kg/亩＋土壤调理剂25kg/亩； 处理2:控释肥40kg/亩＋土壤调理剂25kg/亩； 处理3：玉米专用有机无机复混肥肥50kg/亩＋土壤调理剂25kg/亩。各处理面积100亩以上。 2.田间设计 2.1肥料用途及施肥方法： 在施用有机肥的基础上，所有试验示范化肥采用一次性基施。 2.2玉米地膜覆盖、防病治虫、浇水等一切其它农艺措施均要求严格一致。 2.3于9月14日进行田间考查，面积是1平方米，详见下表。

五、进度安排及起止年2012-2013年两年 六、预期效果

4个处理对玉米生育期生物学性状无明显差异，配方肥、配方肥加处理剂、控释肥比习惯施肥均有增产，增产幅度分别为：4.8％、8.1％和9.5％；不同的处理茎叶产量也分别增产10.5%、13.2%、15.8%。使用土壤调理剂，玉米整齐饱满，对玉米产量、品质提高效果明显；不同肥料处理的投入产出比，习惯施肥为最高，配方肥次之。 配方肥、配方肥加处理剂、控释肥比习惯施肥均有增产，肥料的肥效有待提升，以提高投入产出比。

玉米田间试验计划书

玉米田间试验计划书 一. 试验时间和地点 1?试验时间：2012年5月?2012年10月 2.试验地点：福建农林大学作物科学学院试验田 二. 试验示范目的 探索不同肥料在玉米上的应用效果，研究确定玉米最佳施肥品种、数量。 三. 试验地条件和试验材料 1?试验地条件：试验地安排在福建农林大学作物科学学院试验田，该试验地 地势平整、排灌方便、前茬为玉米，肥力均匀。土壤的具体测试结果如下: 2?试验材料：玉米配方肥、“乐喜施”控释肥、“神六54” 土壤调理剂、玉米专用有机无机复混肥、普通复合肥。 四. 试验方法 1?实验处理 肥料对比试验：本试验设4个处理，各处理如下： 处理1：配方肥料50kg/亩； 处理2：配方肥料50kg/亩+ 土壤调理剂25kg/亩； 处理3:控释肥40kg/亩+ 土壤调理剂25kg/亩； 处理4：农民习惯施肥区普通复合肥50kg/亩； 各处理面积40m2,随机排列，三次重复，周边设有保护行（小区排列见下图）。 1?2示范区：安排3个处理， 处理1：配方肥料50kg/亩+ 土壤调理剂25kg/亩； 处理2:控释肥40kg/亩+ 土壤调理剂25kg/亩； 处理3：玉米专用有机无机复混肥肥50kg/亩+ 土壤调理剂25kg/亩。各处理面积100亩以上。 2?田间设计

2.1肥料用途及施肥方法：在施用有机肥的基础上，所有试验示范化肥釆用一次性基施。 2.2玉米地膜覆盖、防病治虫、浇水等一切其它农艺措施均要求严格一致。 2.3于9月14日进行田间考查，面积是1平方米，详见下表。 2012-2013年两年

六、预期效果 4个处理对玉米生育期生物学性状无明显差异，配方肥、配方肥加处理剂、控释肥比习惯施肥均有增产，增产幅度分别为：4.8%. 8.1%和9.5%；不同的处理茎叶产量也分别增产10.5%, 13.2%. 15.8%o使用土壤调理剂，玉米整齐饱满, 对玉米产量、品质提高效果明显；不同肥料处理的投入产岀比，习惯施肥为最高, 配方肥次之。 配方肥、配方肥加处理剂、控释肥比习惯施肥均有增产，肥料的肥效有待提升，以提高投入产出比。

23301083 田间试验与统计方法答案

23301083 田间试验与统计方法答案 一、单项选择题 1. Ａ 2. Ｄ 3. Ｃ 4. Ｃ 5. Ｃ 6. Ｄ 7. B 8. A 9. Ｂ 10. Ａ 11. Ｃ 12. Ｂ 13. Ｂ 14. Ｃ 15. B 16. D 17. Ｃ 18. Ｂ 19. Ａ 20. Ｂ 二、判断题 1. 对 2. 错 3. 对 4. 错 5. 对 6. 错 7. 对 8. 对 9. 对 10. 对 11. 错 12. 错 13. 错 14. 错 15. 错 16. 错 17. 错 18. 错 19. 错 20. 错

三、名词解释 1. 随机样本：指由总体中随机抽取的个体组成的样本。 2. 水平：试验因素通常是可以人为控制的，其数量的不同等级或质量的不同状态称为水平。 3. 小区：在田间试验中，小区指安排一个处理的小块地段。 4. 准确度：试验中某一性状的观察值与相应理论真值接近的程度称为试验的准确度。 5. 精确度：把试验中某一处理的重复观察值之间彼此接近的程度称为精确度。 6. 个体：是试验研究中的最基本的统计单位，可从中获得一个观察值。 7. 完全随机设计：每一个供试处理完全随机地分配给不同的试验单元的试验设计。 8. 处理效应：试验处理对试验指标所起的增加或减少的作用称为处理效应。 9. 区组：将一个重复的全部小区分配于具有相对同质的一小块土地上，称为一个区组。 10. 总体：由统计研究的目的而确定的同类事物或现象的全体。 11. 统计数：是由样本内所有个体的观察值计算而得的样本特征数。 12. 显著水平：显著水平（significance level）是统计假设测验中，用来测验假设正确与否的概率标准，一般选用5％或1％，记作 。 13. 总体：由统计研究的目的而确定的同类事物或现象的全体。 14. 水平：试验因素通常是可以人为控制的，其数量的不同等级或质量的不同状态称为水平。 15. 统计数：由样本全部观察值而算得的特征数。 16. 重复：是指在一个试验中同一处理设置两个以上的试验单位。 17. 积事件：若干个事件都发生某事件才发生，则称某事件为这若干个事件的积事件。 18. 完全随机设计：每一个供试处理完全随机地分配给不同的试验单元的试验设计。 19. 复合事件：由若干个基本事件组合而成的事件，称复合事件。 20. 二项资料百分数：由二项次数转换成的百分数，其总体服从二项分布，故称为二项资料百分数。 四、简答题 1. 定量资料指对数量性状进行测量或称量得出的数据，如重量、长度等（2分）。特点：定量资料一般呈连续的变异分布（1分）。 定性资料指对质量性状记数或分组记数得出的数据，如发芽和不发芽粒数、害虫头数等（2分）。特点：定性资料一般呈不连续的间断分布（1分）。 2. （1）试验目的的明确性（1分） （2）试验条件的代表性（1分） （3）试验结果的可靠性（1分） （4）试验结果的重演性（1分） 3. F值右上角的“*”或“* *”分别表示F值达到0.05水平和0.01水平显著，即F值达到显著或极显著（2分）。F值达到显著或极显著，我们就认为相对于误差变异而言，试验的总变异主要来源于处理间的变异，试验中各处理平均数间存在显著或极显著差异，但并不意味着每两个处理平均数间的差异都显著或极显著，也不能具体说明哪些处理平均数间有显著或极显著差异，哪些差异不显著。因而有必要进行两两处理平均数间的比较，以具体判断两两处理平均数间的差异显著性。多个平均数两两间的相互比较即是多重比较（4分）。 4. 一种是肥力高低变化，较有规律，即其肥力从试验田的一边到另一边是逐渐改变的（1分）；另一种是斑块差异，田间有明显的肥力差异斑块，面积的大小及肥力分布无一定规律（1分）。 5. 目测法（1分）；“空白试验”法（1分）。 6. 常用的平均数有算术平均数、几何平均数、中数、众数及调和平均数。（各1分）

田间试验与统计分析报告报告材料

《田间试验与统计分析》是农学专业的主干课程，也是生物科学、生物技术、植物保护、动植物检疫、草业科学等相关专业的基础课。本课程群的教学理念是以应用为导向，以试验设计、统计分析原理和思路为重点，以灵活应用数据处理软件为支撑。通过本课程的学习，可以掌握试验设计的基本原理、基本设计方法及其数据分析方法，提高科学研究、逻辑推理、试验设计及数据处理的能力，特别是科学创新能力。使用优良的设计方法及分析技术可以更好地解决农业科学（或生物科学）研究中的实际问题。 本课程自2004年被列为河北省精品课程以来，从教学体系、教学内容、教学手段、教师队伍建设、实践教学、网络资源等方面进行了建设，已完成预期建设目标。分述如下： 1．课程建设目标 （1）在现代化教学理念指导下，制定适合与我校人才培养模式和植物生产类人才培养目标的教学大纲，构建适应于不同专业、不同学历层次的课程体系，体现教育教学的现代性、科学性和先进性。 （2）摸索能够培养学生的分析问题和解决问题能力、挖掘学生的创造能力和创新能力的课堂教学和实践教学的方法与手段。 （3）探索以科研带动教学，以教学推进科研，教学科研同步提高的途径。改善教师的知识结构，提升学术水平和素质。 （4）选用国内优秀的教材，并组织或参与《田间试验与统计分析》系列教材的编写，建设一套具有鲜明特色的教材体系。 （5）完善网络资源的建设，为学生课下学习提供丰富、多样化的资料和案例。

（6）建立适合于本课程特点的考试方式和评定标准，扩充试题库。 2．课程建设内容及进展情况 （1）理论课程体系建设的情况 按照我校植物生产类专业的人才培养模式和教学目标的要求，对原《田间试验与统计分析》课程体系进行整改，按照专业类别、学历层次组织教学，构建一个既能够体现植物生产类特色、又能传授试验设计与数据处理分析方法的课程群。田间试验与统计分析课程群中包括有《田间试验与统计分析》（专科）、《生物统计学》（本科）、《试验设计与分析》（本科）和《应用统计学》（本科）四门课程。 （2）教学手段、教学方法和教材建设的情况 ①将科学研究经验、教训、成果引入课堂教学，丰富教学内容、凸显课程特色。在课堂讲授的恰当时候向学生们阐释科研处理数据资料的经典实例，使学生们意识到只有灵活使用统计方法，才能发挥其最大的效益；把所承担的国家、省部级科研项目的内容从试验设计学和统计分析的侧面讲述给学生，激发学生的学习兴趣，潜移默化地培养学生的科学研究和创新的能力。 ②改变传统的灌输式教学法，对于教学中的重点、难点采取案例式教学、形象化教学、实践参与式教学等方式来组织教学。并利用本精品课程网上在线答疑、Bb （Blackboard Academic Suite?）网络教学平台讨论区、教师的BLOG网页等多种形式实现课下辅导。

田间试验报告

田间试验报告

玉米应用颗粒复合微生物肥料肥效 验证试验报告 黑龙江省土肥管理站 2014年12月

1 玉米应用颗粒复合微生物肥料 肥效验证试验报告 尚志市农业技术推广中心尤四海 1试验目的 为了验证“方依达”牌复合微生物肥料在玉米生产上的应用效果，为该肥料产品的登记及大面积推广应用提供科学依据，2014年黑龙江省土肥管理站受该公司委托，在尚志市农业技术推广中心进行肥效验证试验。现将试验结果总结如下： 2材料与方法 2.1 试验地点：尚志市鱼池乡2.2 试验作物及品种：玉米品种先玉335。 2.3 试验地基本情况 试验时间：2.3.1 月。112014年年20144月至2.3.2 供试土壤：供试土壤为草甸黑土、有机质含量为31.05g/kg，碱解氮含量为126.47mg/kg，速效磷102.54mg/kg、速效钾107.29mg/kg，pH6.59。 2.3.2供试肥料：复合微生物肥料（颗粒，技术指标：有效活菌数≥0.2亿/克、N+PO+KO≥15%）由哈尔滨肥黄金生物工程有限公司生产提供；其225它肥料由试验单位自筹，主要有尿素（含氮46%），磷

酸二铵（五氧化二磷含量46%、氮含量18%），硫酸钾（氧化钾含量40%）。 2.4试验方法 2.4.1试验设计：本试验采用小区试验，设4个处理，3次重复，共计12个试验小区，每个小区面积32.5平方米，各小区随机排列。 处理1:比当地常规施肥减施10%施肥量，同时亩施用复合微生物肥料5公斤做底肥，一次性施入。 2 同时亩施用灭活的复合微生施肥量，比当地常规施肥减施10%处理2: 公斤做底肥，一次性施入。物肥料5 常规施肥。3:处理。:空白（不施用任何肥料）处理4 2.4.2 施肥方法35公斤做底肥一次性施入。常规施肥：亩施掺混肥（14-18-15） 3试验结果3.1应用复合微生 物肥料对玉米生长发育的影响试验结果表明，玉米施用复合微生物肥料的处理与其他处理相比，根系发达，长势好、增产效果明显。3.2施用复合微生物肥料对玉米产量影响1。3.2.1产量结果：小区实收 测定产量见表2014年小区实测产量表1 与处与处理与处理小区相2理相比相比 3产量（Kg） 4 比增增折合增增增增处产量平产产kg （均产产产产理(( 亩）/ ⅢⅡⅠ率率(率㎏㎏(%)

田间试验与统计选择判断题

《田间试验与统计方法》试题库 二、填空题 1．为了保证田间试验的质量，做田间试验要有明确的目的性、试验条件要有-----------------性、试验结果要有---------------性和---------------性。（代表性、可靠性、重演性） 2．按试验因素的多少，田间试验可分为-------------、---------------和综合试验。（单因素试验复因试验） 3．按试验地点的多少，田间试验可分为--------------和---------------。（单点试验多点试验） 4．按试验研究的内容，田间试验可分为栽培试验、-----------试验、--------------试验等。（品种肥料农药等） 5．按试验地的规模大小，田间试验可分为-------------、--------------和微区试验。（大区试验小区试验） 6．复因素试验是指包含-----------个试验因素的试验。（2个或2个以上）7．为保证试验结果的严密可比性，在设计试验方案时必须遵循两条原则：即------------和-------------。（单一差异设置对照） 8．试验误差是指--------------和-------------之间的差异。（观测值处理真值） 9．田间试验多数为小区试验，其小区面积一般为------------m2。（10-60）10．在果树田间试验中，小区的面积一般以每小区所包含的---------------来决定。（株数） 11．在新品种选育的试验中，初期阶段的小区面积一般较-------------，而后期阶段的小区面积则较------------。（小大） 12．在一个包含8个大白菜品种的品种比较试验中，共有---------个处理，----------个水平。（8个 8个） 13．为探讨某一葡萄品种对不同修剪方法的反应，在试验中共采用了长、中、短和极短梢4种修剪方法，那么，此试验共有--------------个处理，-------------个水平。（4 4） 14．今在5个辣椒品种上进行3种肥料（每间种肥料只设一种用量）的试验，随机区组设计，重3次，那么，此试验共有-----------个处理，共需安排-------------个小区，若每小区的面积为30m2，则试验地面积至少应为------------------ m2。（15 45 1350） 15．在5个番茄品种上进行3个播种期的试验，此试验共有---------个处理，若重复4次，则共需安排-----------个小区。（15 60个） 16．在4个苹果品种的修剪试验中，共设定4套修剪方法，那么，此试验共有------------个处理，若以单株小区，试验重复5次，则此试验至少需--------------株试验树。（16 80） 17．今在一黄瓜品种上进行5种农药防治黄瓜霜霉病的药效试验（每种农药只设一种浓度），那么，此试验共需设定------------个处理（含CK），若试验要求重复3次，则共需-----------个小区。（6 18） 18．在某一苹果品种上进行5种果实袋的套袋试验，若以单株区组设计，重复10次，则此试验共有-----------个处理，至少需--------------株试验树。（5 10）

东北农业大学田间试验与统计方法试题2

田间试验与统计方法 试题2 一、名词解释（每题3分共15分） 1、空白试验法（﹡﹡） 2、准确度（﹡） 3、小区（﹡） 4、统计假设检验（﹡﹡﹡） 5、随机试验（﹡﹡﹡） 二、判断，请在括号内打√或×（每题1分共10分） 1、不论哪种类型的田间试验，所设的水平就是处理。（﹡） 2、在随机区组设计中，增加重复而扩大试验田面积，区组间土壤差异增大，这将导致因土壤差异而带来试验误差的增大。（﹡﹡） 3、试验设计三项原则，其中重复和局部控制的作用是无偏地估计试验误差。（﹡﹡） 4、随机区组设计试验中，区组数等于重复次数。（﹡） 5、若做100次随机试验，一个事件出现20次，则事件的近似概率是0.2。（﹡） 6、样本容量n 指一个总体中变量的个数。（﹡﹡） 7、变异系数能用来直接比较两个单位不同或平均数相距较远的样本。（﹡﹡﹡） 8、3个大豆品种产量比较试验中，得到2e s =75，2t s =12.5，则F 值为75/12.5=6。（﹡﹡﹡） 9、决定系数(2r )既可表示相关的程度，又可表示相关的性质。（﹡﹡） 10、番茄重量（x ）和番茄直径(y)的相关系数r = 0.7495，表明番茄重量的变异平方和有74.95%是番茄直径的不同所造成。（﹡﹡） 三、填空（每题1分共10分） 1、试验设计因素的水平间距要适当，常用的确定水平间距的方法有（ ）、（ ）、（ ）和优选法等。（﹡） 2、进行小麦品种比较试验，6个品种，每品种得到4个产量观察值，则该试验具有品种间自由度为（ ），误差自由度为（ ）。（﹡﹡） 3、算术平均数的计算方法有（ ）法和（ ）法。（﹡） 4、在0，1，2，3，4，5，6，7，8，9中随机抽取一个数字，设A 为抽取的数字≤5，则P （A ）=（ ）。（﹡） 5、直线回归方程通式为bx a y +=? ，其中a 叫（ ），b 叫（ ）。（﹡﹡） 四、单项选择（每题1分共10分） 1、用于反映资料离散性的特征数是（ ）（﹡） A ．变异系数 B ．变异数 C ．方差 D ．标准差 2、下列统计数不属于变异数的是（ ）（﹡） A ．极差 B ．变异系数 C ．标准差 D ．众数 3、进行田间试验时，作为试验地必须具备（ ）两个基本条件。（﹡﹡） A. 准确性和精确性 B. 均匀性和代表性 C. 精确性和均匀性 D. 准确性和均匀性 4、要正确地制定一个试验方案，必须作到研究目的明确，处理水平简明合理，并必须在所比较的处理之间应用（ ）原则。（﹡﹡） A. 设立对照 B. 全面实施 C. 唯一差异 D. 相差等距或等比例 5、进行玉米品种比较试验，7个品种，每品种得到3个产量观察值，则该试验误差自由度

田间试验与生物统计试卷(B)

一.单项选择题（10分） 1、株高、粒重、穗长这一类数据属于 。 （1）离散性数据 （2）计数数据（3）连续性数据（4）属性数据 2、概率概念的正确表达是 。 （1）事物发生的可能性（2）事件在试验结果中出现可能性大小的定量计量 （3）某一事件占全部事件的百分比（4）样本中某一类型数据个数与样本含量比值的百分数 3、标准正态分布曲线的展开度是由 决定的。 （1）σ （2）μ （3）df (4) u 4、样本标准误差是 。 （1）用来度量样本平均数偏离总体平均数的程度 （2）度量样本内每个个体偏离样本平均数的程度 （3）度量样本内每个个体偏离总体平均数的程度 （4）度量样本标准差偏离总体标准差的程度 5、在一个成组数据t 测验中，把两个样本方差合并为一个公共方差，其理由是 。 （1）合并后才能检验（2）它们总体平均数相等（3）两总体方差相等（4）计算工作需要 6、在σ未知情况下，单个样本平均数显著性检验应使用以下 检验统计量。 （1） σ μ -x （2） n s x μ-- （3） s x μ-- （4） n s x μ- 7、对应于备择假设21μμ>，无效假设的否定区域应是 。 （1）t>t α (2) t<-t α (3) ︱t ︱>t α/2 (4)说不清 8、在一孟德尔实验中，F 2代两种表现型后代数目为398和129，为判断这一分离比例是否符合3：1分利弊，需使用以下 方法作检验。 （1）u 检验 （2）t 检验 （3）2χ适合性检验 （4）F 检验 9、SSe 是由计算 得到的。 （1）重复间平方和（2）各水平平均数的平方和 （3）各观察值平方和（4）累积各处理内重复间平方和 10、一尾检验和两尾检验比较 。 （1）两尾检验更容易检验出差异 （2）在同样的检验要求下一尾检验需更大样本 （3）一尾检验比两尾检验更易计算（4）在样本含量相同时一尾检验效率更高 二、名词解释题(5分) 1、参 数 2、自由度 3、显著性水平 4、参数估计 5、水 平 三、问答题（12分） 1、为什么要计算数据标准差？标准差含义是什么？ 2、田间试验设计基本原则及相互关系

《生物统计与田间试验》考试题1231教学资料

《生物统计与田间试验》考试题 20151231

《生物统计与田间试验》2006-2007学年第1学期 A 卷参考答案 一、判断题：判断结果填入括弧，以√表示正确，以×表示错误。（每小题2分，共14分） 1 多数的系统误差是特定原因引起的，所以较难控制。（ × ） 2 否定正确无效假设的错误为统计假设测验的第一类错误。（ √ ） 3 A 群体标准差为5，B 群体的标准差为12， B 群体的变异一定大于A 群体。（ × ） 4 “唯一差异”是指仅允许处理不同，其它非处理因素都应保持不变。（ √ ） 5 某班30位学生中有男生16位、女生14位，可推断该班男女生比例符合1∶1 （已知84.32 1,05.0=χ）。 （ √ ） 6 在简单线性回归中，若回归系数0≠β，则所拟合的回归方程可以用于由自变 数X 可靠地预测依变数Y 。（ × ） 7 由固定模型中所得的结论仅在于推断关于特定的处理，而随机模型中试验结论则将用于 推断处理的总体。（ √ ） 二、填空题：根据题意，在下列各题的横线处，填上正确的文字、符号或数值。（每个空1分，共16分 ） 1 对不满足方差分析基本假定的资料可以作适当尺度的转换后再分析，常用方法有 平方根转换 、 对数转换 、 反正旋转换 、 平均数转换 等。 2 拉丁方设计在 两个方向 设置区组，所以精确度高，但要求 重复数 等于 处理数 ，所以应用受到限制。 3 完全随机设计由于没有采用局部控制，所以为保证较低的试验误差，应尽可能 使 试验的环境因素相当均匀 。

4 在对单个方差的假设测验中：对于C H =20σ:，其否定区间为2 ,2 12ν α χχ-<或 2 ,22ν αχχ>；对于C H ≥2 0σ:，其否定区间为2 ,12ναχχ-<；而对于 C H ≤20σ:，其否定区间为2 ,2ναχχ>。 5 方差分析的基本假定是 处理效应与环境效应的可加性 、 误差的正态 性 、 误差的同质性 。 6 一批玉米种子的发芽率为80%，若每穴播两粒种子，则每穴至少出一棵苗的概率为 0.96 。 7 当多个处理与共用对照进行显著性比较时，常用 最小显著差数法(LSD) 方法进行多重比较。 三、选择题：将正确选择项的代码填入题目中的括弧中。（每小题2分，共10分 ） 1 田间试验的顺序排列设计包括 （ C ）。 A 、间比法 B 、对比法 C 、间比法、对比法 D 、阶梯排列 2 测定某总体的平均数是否显著大于某一定值时，用（ C ）。 A 、两尾测验 B 、左尾测验 C 、右尾测验 D 、无法确定 3分别从总体方差为4和12的总体中抽取容量为4的样本，样本平均数分别为3和2，在95%置信度下总体平均数差数的置信区间为（ D ）。 A 、[-9.32，11.32] B 、[-4.16，6.16] C 、[-1.58，3.58] D 、都不是 4 正态分布不具有下列哪种特征（ D ）。 A 、左右对称 B 、单峰分布 C 、中间高、两头低 D 、概率处处相等 5 对一个单因素6个水平、3次重复的完全随机设计进行方差分析，若按最小显 著差数法进行多重比较，比较所用的标准误及计算最小显著差数时查表的自由度分别为（ C ）。 A 、2MSe/6, 3 B 、MSe/6 , 3 C 、2MSe/3, 12 D 、MSe/3, 12

田间试验方案设计

怎样设计“田间药效试验”的方案 进行农药田间药效试验之前，必须制定试验计划和方案，明确试验的目的、要求、方法以及各项技术措施的规格要求，以便试验的各项工作按计划进行，也便于在进行过程中检查执行情况，保证试验任务的完成。.田间试验设计的主要目的是减少试验误差，提高试验的精确度，使试验人员能从试验结果中获得无偏差的处理平均值及试验误差的估计值，从而能进行正确而有效的比较。.在药效试验中要减少试验误差，就必须对试验误差来源，通过试验设计加以克服。.在试验过程中如何减少试验误差应注意以下几个方面： 1.试验地的选择 选择有代表性的试验地是使土壤差异减少至最少限度的一个重要措施，对提高试验准确度有很大作用。. 选择试验地要考虑到： a、试验地的地势应平坦，肥力水平均匀一致。. b、试验地的作物生长整齐、长势一致，而且防治对象常年发生较重且为害程度比较均匀，每小区的害虫虫口密度和病害的发病情况大致相同。.特别是杀菌剂试验，要选择高度感染供试对象病害的品种进行试验。. c、试验地的田间管理水平相对一致，并符合当地的实际情况。. d、试验地应选择离房屋、道路、水塘稍远的开阔农田，以保证人、畜安全和免受外来因素的偶然影响。. e、试验地周围最好种植相同的作物，以免试验地孤立而易遭受其它因素为害。. 2.试验药剂处理 供试农药和对照农药的剂型和含量要合乎规格，无变质、失效现象，并有详细的标签和说明书，标明生产厂家、出厂日期等。. 评价一种农药产品不同剂量的药效试验，至少要有供试产品的3个浓度梯度、1个常规标准农药的常用浓度和1个空白对照等5个处理。.如供试的农药产品是混配制剂，而且各个单剂已登记过，除设混剂本身3个浓度梯度和1个空白对照外，还应设混剂中各个单剂的常规处理浓度，共6个处理。. 3.设置重复次数 试验设置重复次数越多，试验误差越少。.但在实际应用中，并不是重复次数越多就越好。.因为多于一定的重复次数，误差的减少很慢，而人力、物力的花费也大大增加，是不值得的。.重复次数的多少，一般应根据试验所要求的精确度、试验地土壤差异的大小、供试作物的数量、试验地面积、小区的大小等具体决定。.对试验精确度要求高、试验地土壤差异大、小区面积小的试验，重复 次数可多些，否则可少些。.通常情况下，要求把试验误差的自由度控制在10以上，即（处理数-1）*（重复数-1）>10。.一般每个处理的重复次数以3-5次为宜。.大区试验和大面积示范可不设重复。. 4.采用随机区组排列 为使各种偶然因素作用于每小区机会均等，那么在每重复内设置的各种处理只有用“随机排列”才能符合这种要求，反映实际误差。.例如某种药剂药效好坏究竟是由于其所在小区病、虫密度不均匀，还是药剂本身的原因，就不容易判别了。.为了解决这一问题，可将试验地按重复次数划分为数量相同的区组（即重复），再将每一区组按处理数目划分小区（包含药剂处理和对照区），然后将每种药剂在区组中随机排列，即每种药剂在区组中仅出现一次。.用随机区组和重复组合，试验就能提供无偏的试验误差估计值。. 5.小区面积与形状

《田间试验设计与统计分析》试卷C

植物科学与技术专业090122 田间试验与统计分析课程代码2677 试题C 一、单项选择题（每小题1分、共20分。在每小题列出的四个备选项中只有一个是符合题 目要求的，请将其代码涂在答题卡上。） 1. 因素的水平是指 A．因素量的级别 B．因素质的不同状态 C．研究的范围与内容 D．因素量的级别和质的不同状态 2. 误差根据形成的原因不同，可分为 A．随机误差、系统误差 B．随机误差、人为误差 C．系统误差 D．偶然误差 3．如果田间试验无法在一天内完成，以下那种做法是正确的 A．同一小区必须在一天完成 B．几个区组可以同时操作 C．同一区组必须在一天完成 D．灵活安排 4．局部控制的主要作用是 A．降低误差 B．无偏估计误差 C．控制误差 D．分析误差 5．随机区组设计在田间布置时可采用以下策略 A.同一区组内小区可以拆开 B.不同区组可以放在不同田块 C.所有区组必须放在同一田块 D.区组内的小区可以顺序排列 6．随机区组设计 A.只能用于单因素试验 B.既能用于单因素又可用于多因素试验 C.只能用于多因素试验 D.只能用于田间试验 7．进行叶面施肥的试验中，对照小区应设置为 A．喷等量清水B．不喷C．减量喷D．以上均不正确 8．标准差的数值越大，则表明一组数据的分布（）。 A．越分散，平均数的代表性越低 B．越集中，平均数的代表性越高 C．越分散，平均数的代表性越高 D．越集中，平均数的代表性越低 9．在使用变异系数表示样本变异程度时，宜同时列出（）。 A．方差、全距 B．平均数、方差 C．平均数、标准差 D. 平均数、标准误 10．二项概率的正态近似应用连续性矫正时，其正态标准离差的表达中，错误的是 A、 c ||0.5 Y u μ σ -- =B、 c 0.5 Y u μ σ - =± C、 ()0.5 c Y u μ σ - = D、 c u= 11．盒中有24个球，从中随机抽取3个球，其中有1个球是红球，则可以判断该盒中的红球数为（）。 A．肯定是8个 B．8个以上 C．8个以下 D．8个上下 12．与样本均值的抽样分布的标准差成反比的是 A．样本容量 B．样本容量的平方 C．样本容量的平方根 D．样本容量的二分之一13．正态曲线的理论取值范围是 A．6个标准差 B．± 3 C．±∞ D．没有限制 14．算术平均数的重要特性之一是离均差之和

生物统计与田间试验总复习

生物统计与田间试验 第一章绪论—科学试验及其误差控制 1.科学研究的基本方法:选题、文献、假说、假说的检验、试验的规划与设计。 2.唯一差异性原则：除需要比较的因素以外，其余的因素必须保持在同一水平。 3.试验方案：指根据试验目的和要求所拟进行比较的一组试验处理(treatment)的总称。 4.处理因素必须是：①可控的；②在数量上或质量上具有不同等级或水平。 5.水平(level)：因素内的不同状态或者数量等级称为水平。 6.处理(treatment) ：试验中的具体比较项目叫做处理。在单因素试中，每一个水平就是一个处理；在多因素试验中，每一个水平组合是一个处理。 7.试验因素、水平、处理是三个密切联系的概念：①凡一个因素就有若干个水平，因素与水平是联系在一起的。②水平组合是针对多因素试验而言的；一个水平组合是每个因素各出一个水平构成，为一个处理。③一个多因素试验的所有不同的水平组合数是各因素水平数之积。 8.试验指标:衡量试验处理效果的标准，简称指标。包括试验单元、抽样单元、测量单元。 9.试验效应(experimental effect) ：试验因素对试验指标所起的增加或减少的作用。简单效应(simple effect)：在同一因素内两种水平间试验指标的相差。主要效应(main effect)；简称主效：一个因素内各简单效应的平均数称平均效应；交互作用效应(interaction effect)，简称互作：两个因素简单效应间的平均差异。 9.一级互作(first order interaction) :两个因素间的互作，A×B、B×C ……。易于理解，实际意义明确；二级互作(second order interaction) ：三个因素间的互作。 10.应有对照水平或处理，简称对照(check，CK)。 11.观察值(observation):将每次所取样品测定的结果称为一个观察值，记为y i。 12.误差(error):观察值与真值之间的差异。 13.偶然性误差(spontaneous error)或随机误差(random error)：这是由于许多无法控制的内在和外在的偶然因素所造成。随机误差影响试验的精确性。 14.系统误差(systematic error)也叫片面误差(lopsided error)：是由于试验材料、管理指施相差较大，仪器不准、标准试剂未经校正，以及观测、记载、抄录、计算中的差异所引起。系统误差影响试验的准确性。 15.准确性(accuracy)也叫准确度：指在调查或试验中某一试验指标或性状的观测值与其真值接近的程度，系统误差影响了数据的准确性。 16.精确性(precision)也叫精确度：指调查或试验中同一试验指标或性状的重复观测值彼此接近的程度，偶然误差影响了数据的精确性。 17．统计（statistics）：指对某一现象的有关的数据的收集、整理、计算和分析等。 第二章田间试验的设计与实施 1.田间试验的基本要求：(1) 试验目的要明确；(2)试验条件要有代表性； (3)试验结果要可靠；(4)试验结果要能够重演；(5)体现唯一差异原则。

田间试验与统计分析

田间试验与统计分析 概论： 1．生物统计的内容包括哪三个方面？ ①统计原理②统计方法③试验设计 2．生物统计的作用是什么？ ①提供试验或调查的方法②提供整理或分析资料的方法 3．通常把样本容量小于或等于30的样本称为小样本。样本容量大于30的样本称为大样本。 4．生物统计：应用概率论和数据统计原理方法来确定生物界数量变化的学科。 根据研究目的确定的研究对象的全体称为总体。 总体的一部分称为样本。 由总体计算的特征数称为参数。是真值，不受抽样变动的影响。 由样本计算的特征数称为统计量，是参数的估计值，受抽样变动的影响。 准确性：也叫准确度，指在试验或调查中某一试验指标或性状的观测值与其真值接近的程度。 精确性：也叫精确度，指在试验或调查中同一试验指标或性状的重复观测值彼此接近的程度。 随机误差也叫抽样误差，这是由于许多无法控制的内在和外在的偶然因素所造成。 系统误差也叫片面误差，这是由于试验的初始条件相差较大，其条件未控制相同，测量的仪器不准，操作错误等所引起。(影响准确性) 第一章 1．田间试验：指在田间土壤、自然气候等环境条件下栽培作物，并进行与作物有关的各种科学研究试验。 试验指标：在试验中具体测定的性状或观测项目称为试验指标。 试验因素：指试验中人为控制的、影响试验指标的原因。 因素水平：对试验因素所设定的量的不同级别或质的不同状态称为因素水平。 试验处理：事先设计好的实施在试验单位上的具体项目叫试验处理。 试验小区：安排一个试验处理的小块地段称为试验小区。 试验单位：指施加试验处理的材料单位，也称为试验单元。 2．田间试验的特点？要求？ 特点：①田间试验研究的对象和材料是农作物，以农作物生长发育的反应作为试验指标研究其生长发育规律、各项栽培技术或条件的效果。 ②田间试验具有严格的地区性和季节性。 田间试验普遍存在试验误差。 要求：①试验目的要明确 ②试验要有代表性和先进性 ③试验结果要正确可靠 ④试验结果要具有重演性 3．土壤差异的表现形式：梯度变化斑块状变化 4．田间试验对照的设置形式：空白对照互为对照标准对照试验对照自身对