高級(jí)生物統(tǒng)計(jì)學(xué)基礎(chǔ)習(xí)題

高級(jí)生物統(tǒng)計(jì)學(xué)基礎(chǔ)習(xí)題計(jì)算題1、 某小麥品種的常年平均畝產(chǎn)量為u=210公斤，現(xiàn)從外地引種一新品種，在6個(gè)試驗(yàn)點(diǎn)試種，得平均畝產(chǎn)是X=224公斤，其標(biāo)準(zhǔn)差為S=4.63公斤，試問(wèn)該新品種的產(chǎn)量是否與原來(lái)的品種有顯著差異?(a=0.05)答：假設(shè)H0：u=uq；對(duì)Ha：u^uqS=S/"n=4.63/76=1.891yT=(x-u)/S=7.41按自由度V=5查兩尾表得：too「2.571.現(xiàn)實(shí)得|t|>too1，故P<0.05推斷：HauNu，即新品種產(chǎn)量與原品種產(chǎn)量有顯著差異:"有一水稻品種的比較試驗(yàn)，參試品種有4個(gè)，對(duì)照品種一個(gè)(CK),隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，設(shè)置三次重復(fù)，小區(qū)面積0.03畝，試驗(yàn)結(jié)果如下：品種IIIm總和數(shù)平均數(shù)A26.928.428.083.327.8B29.928.728.987.529.2C30.431.028.489.829.9D28.927.026.282.127.4CK25.922.621.169.623.2總和數(shù)142.0137.7132.6412.3進(jìn)行方差分析答：通過(guò)DPS分析結(jié)果如下:方差分析表變異來(lái)平方和df均方F值p值源區(qū)組8.857324.42872.77020.1219品種81.8307420.457712.79670.0015誤差12.789381.5987總和103.477314通過(guò)方差分析表可以看出，區(qū)組間差異不顯著，而品種間差異顯著。SSR多重比較品種均值5%顯著水平1%極顯著水平C29.9333aAB29.1667abAA27.7667abAD27.3667bACK23.2000cB有一雜交水稻品種，田間隨機(jī)抽樣調(diào)查10株主穗的穗粒數(shù)，得以下數(shù)據(jù):株號(hào)1234 5 6 7 8 9 10穗粒數(shù)110 112 128 131 125 104 117 121 115 126試描述這組數(shù)據(jù)的主要特征特性.答：通過(guò)DPS分析，數(shù)據(jù)主要特征如下

樣本和均值幾何平中位平均極方差標(biāo)準(zhǔn)標(biāo)準(zhǔn)變異系 95%置信區(qū) 99%置信區(qū)間數(shù) 均數(shù)偏差差 差誤數(shù)間10 1189.00118.9118.61 119 7.3 27 76.548.75 2.77 0.074 112.65?125.6 109.91?127.894、有一水稻品種和栽插密度的兩因子試驗(yàn)，參試品種4個(gè)(a=4),栽插密度3個(gè)(b=3),設(shè)置三次重復(fù)，小區(qū)面積0.04畝，試進(jìn)行該試驗(yàn)的方差分析試驗(yàn)點(diǎn)12345678910甲品種28312527273020242928乙品種21203023242422202323甲-乙711-5436-2465答：實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)結(jié)果表有問(wèn)題5、有一晚稻品種的聯(lián)合區(qū)域試驗(yàn)，參試品種6個(gè)，對(duì)照品種一個(gè)(CK),共7個(gè)品種隨機(jī)區(qū)組試驗(yàn)，設(shè)置三次重復(fù)，小區(qū)面積0.04畝，試驗(yàn)結(jié)果如下：各品種的小區(qū)平均產(chǎn)量(公斤)為：XA=19.4 XB=20.8 XC=12.5 XD=15.8XE=20.4 XF=16.8 X(CK)=17.6方差分析表變異來(lái)源自由度平方和均方FF0.05區(qū)組24.332.17品種6156.6726.1148.353.00誤差126.450.54總變異20167.45該試驗(yàn)的目的是對(duì)參試品種與指定的對(duì)照品種(CK)進(jìn)行比較，請(qǐng)繼續(xù)進(jìn)行多重比較，采用LSDa法測(cè)驗(yàn)(a=0.05)答：多重比較表(LSD)處理平均值X-12.5X-15.8X-16.8X-17.6X-17.6X-19.4XB20.88.3*5.043.21.40.4XE20.47.9*4.63.62.81.0XA19.46.93.62.61.8C(CK)17.65.11.80.8XF16.84.31XD15.83.3XC12.5經(jīng)過(guò)計(jì)算LSD0.05=t0.05(dfe)*SX-；?=2.447X2.84=6.95t*S—-LSD0.01=0.01(dfe) x-八=3.707X2.84=10.53然后將多重比較表中的差值和兩個(gè)LSD值進(jìn)行比較，小于LSD0.05不標(biāo)，大于LSD0.05小于LSD0.01表為顯著“*”，大于LSD0.01標(biāo)為極顯著“耕”。用字母表示處理顯著水平(a=0.05)極顯著水平(a=0.01)

XBaAXEabAXAabcAX(CK)abcAXFabcAXDabcAXCcA6、田間隨機(jī)調(diào)查10株緊湊型玉米品種”掖單13號(hào)”的株高（CM）和果穗籽粒重（克），得以下數(shù)據(jù):株序號(hào)12345678910株高191192189185201193198211210215穗重169167156141144150154156138157試問(wèn)該兩個(gè)性狀中哪一個(gè)的變異程度大？答：通過(guò)DPS分析，獲得如下的數(shù)據(jù)。由于兩個(gè)性狀單位不同，并且均值相差較大。因此要分析變異程度大小，就不能單純通過(guò)分析標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)決定，而需要比較變異系數(shù)（標(biāo)準(zhǔn)差與平均數(shù)的比值）大小。通過(guò)比較CV（穗重）＞CV（株高），因此，穗重的變異程度較大。性狀樣本數(shù)和均值幾何平均中位數(shù)平均偏差極差方差標(biāo)準(zhǔn)差標(biāo)準(zhǔn)誤變異系數(shù)穗重101532153.2152.8911931557.9631105.06666710.2502033.2413990.066907株高101985198.5198.258899195.58.630107.61111110.3735783.2804130.052267、有一雜交玉米的品比試驗(yàn)，參試品種6個(gè)，對(duì)照品種一個(gè)，共7個(gè)品種，隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，設(shè)置三次重復(fù)，小區(qū)面積為0.1畝，田間設(shè)置及小區(qū)產(chǎn)量（公斤）如下：D34.6F41.3C40.4B39.8(CK)36.2A44.3E45.2FBDEA(CK)C40.239.133.844.843.635.839.2A(CK)BCFED42.734.238.139.740.643.733.4請(qǐng)將以上小區(qū)記載產(chǎn)量整理成試驗(yàn)結(jié)果表后進(jìn)行方差分析，字母法標(biāo)記多重比較結(jié)果。答：實(shí)驗(yàn)結(jié)果表如下：品種IIIm總和數(shù)平均數(shù)A44.343.642.7130.643.53B39.839.138.111739C40.439.239.7119.339.77D34.633.833.4101.833.93E45.244.843.7133.744.57F41.340.240.6122.140.7CK36.235.834.2106.235.4總和數(shù)281.8276.5272.4830.7SPSS分析結(jié)果如下:方差分析表：變異來(lái)源~平方和 df均方F值 p值區(qū)組6.345723.172919.61630.0002品種274.4248645.7375282.77330.0001誤差1.9410120.1617總和282.711420，字母法標(biāo)記多重比較結(jié)果如下:處理均值5%顯著水平1%極顯著水平E44.5667aAA43.5333bBF40.7000cCC39.7667dCDB39.0000eDCK35.4000fED33.9333gF8、 有一新的復(fù)合肥料試驗(yàn)，根據(jù)室內(nèi)其有效成份分析，該肥料的N:P:K含量明顯高于原來(lái)的復(fù)合肥料,現(xiàn)選擇9個(gè)試驗(yàn)點(diǎn)用某雜交玉米品種進(jìn)行肥料試驗(yàn)，當(dāng)?shù)厥┯迷瓉?lái)的復(fù)合肥料該玉米品種的平均畝產(chǎn)為u=420公斤，而現(xiàn)在施用新的復(fù)合肥料，其它栽培條件等均控制盡可能一致，平均畝產(chǎn)達(dá)到X=490公斤，S=50公斤，試判斷施用新的復(fù)合肥料后玉米產(chǎn)量是否與施用原來(lái)的復(fù)合肥料的玉米產(chǎn)量有顯著的差異?(a=0.05)答：假設(shè)Ho：u=uo；HA：uNuoS=S/"n=50/"9=16.6667yT=(x-u)/S=4.199按自由度V=8查兩尾表得：t00「2.306現(xiàn)實(shí)得It|>tooi，故P<0.05推斷：HAuNu，即用新的復(fù)合肥料后玉米產(chǎn)量與施用很來(lái)的復(fù)合肥料的玉米產(chǎn)量有極顯著的差異。9、 有一水稻品種千粒重如下：24.0 24.925.223.825.026.825.324.925.425.2。如何反映該品種千粒重的主要特征特性？答：通過(guò)DPS分析，數(shù)據(jù)特征如下表：樣本數(shù)和均值幾何平均中位數(shù)平均偏差極差方差標(biāo)準(zhǔn)差標(biāo)準(zhǔn)誤變異系數(shù)95置信區(qū)間99%置信區(qū)間10250.525.0525.03811925.10.5330.6672220.8168370.2583060.03260824.47~25.6324.21~25.8910、某縣工商部門(mén)和農(nóng)業(yè)部門(mén)等聯(lián)合對(duì)群眾舉報(bào)的某鄉(xiāng)供銷(xiāo)社經(jīng)銷(xiāo)的化肥質(zhì)量問(wèn)題進(jìn)行突擊抽樣檢查，在其倉(cāng)庫(kù)隨機(jī)抽查10袋化肥，以每袋化肥的重量為一指標(biāo)(按標(biāo)準(zhǔn)應(yīng)為50公斤)，當(dāng)場(chǎng)稱重結(jié)果如下：(公斤)41 44 47 42 39 48 46 42 45 42試問(wèn)，該鄉(xiāng)供銷(xiāo)社經(jīng)銷(xiāo)的化肥質(zhì)量是否附合國(guó)家規(guī)定的標(biāo)準(zhǔn)?(a=0.05)答：通過(guò)SPSS軟件單樣本T測(cè)驗(yàn)分析，的如下表。表中雙尾顯著性(sig)為零，因此樣本與標(biāo)準(zhǔn)值(50kg)之間差異顯著，即供銷(xiāo)社經(jīng)銷(xiāo)的化肥質(zhì)量不附合國(guó)家規(guī)定的標(biāo)準(zhǔn)。單樣本檢驗(yàn)檢驗(yàn)值=50t自由度顯著性(雙平均差差值的95%詈信區(qū)間尾)下限上限肥料重-7.0399.000-6.4000-8.4568-4.343211、現(xiàn)田間隨機(jī)調(diào)查某玉米品種的測(cè)產(chǎn)數(shù)據(jù)，每重復(fù)調(diào)查10株，共調(diào)查30株玉米的行株距、單株兩穗比例、單株果穗籽粒重、穗行數(shù)、百粒重等，現(xiàn)從中隨機(jī)取10個(gè)果穗的籽粒重(克)的數(shù)據(jù)如下：184,171,168,188,163,158,167,173,181,174試問(wèn)，如何描述該品種果穗籽粒重的特征特性？答：通過(guò)DPS分析，果穗籽粒中的數(shù)據(jù)特征如下：樣本數(shù)和均值幾何平均中位數(shù)平均偏差極差方差標(biāo)準(zhǔn)差標(biāo)準(zhǔn)誤變異系數(shù)95%置信區(qū)間99置信區(qū)間101727172.7172.4692261727.33088.99.428682.981610.054596165.96~179.44163.01~182.3912、.某雜交水稻品種的平均穗粒數(shù)u=117,o=11,在保證密度的前提下，現(xiàn)改變?cè)瓉?lái)相同行距的栽插方式為寬窄行，選擇16個(gè)自然村進(jìn)行試驗(yàn)，新的載插方式下，該品種的平均穗粒數(shù)X=132,試問(wèn)，新的載插方式與原來(lái)的栽插方式的穗粒數(shù)之間是否有顯著差異?(a=0.05)答：假設(shè)H0：u=uq；Ha：uNuoS=S/Vn=11/"16=2.75yT=(x-u)/S=6.38y按自由度V=8查的：t00「2.306現(xiàn)實(shí)得It|>t001，故P<0.05推斷：HauNu，即用新的復(fù)合肥料后玉米產(chǎn)量萱施用原來(lái)的復(fù)合肥料的玉米產(chǎn)量有極顯著的差異。有一烤煙品種的密度試驗(yàn)，設(shè)置5個(gè)處理(株/畝):1500,1800,2100,2400,2700，隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，設(shè)三次重復(fù)，小區(qū)面積為0.1畝，試將該試驗(yàn)方差分析的自由度進(jìn)行分解.答：試驗(yàn)方差分析自由度分解如下：變異來(lái)源df區(qū)組2密度4誤差8總和1414、有一小麥的品比試驗(yàn)，參試品種6個(gè)(A,B,C,D,E,F),對(duì)照品種一個(gè)(CK),共有7個(gè)品種，隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，設(shè)置三次重復(fù)，小區(qū)面積0.05畝，試驗(yàn)結(jié)果如下：品種IIImA9.19.78.3B10.210.49.9C12.713.112.4D8.48.98.4E13.614.113.4F14.713.112.8CK6.77.36.2總和數(shù)75.476.671.4請(qǐng)進(jìn)行方差分析，字母法標(biāo)記多重比較結(jié)果。答：通過(guò)DPS軟件分析如下：方差分析表：變異來(lái)源平方和df均方F值p值區(qū)組2.118121.05905.38060.0215品種133.4495622.2416113.00160.0001誤差2.3619120.1968

總和137.929520字母標(biāo)記法多重比較結(jié)果如下：品種均值5%顯著水平 1%極顯著水平E13.7000a AF13.5333a AC12.7333b AB10.1667c BA9.0333d CD8.5667d CCK6.7333e D15貴州省水稻中秈品種的品比試驗(yàn)，參試品種5個(gè)，對(duì)照品種1個(gè)，隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，三次重復(fù)，小區(qū)面積0.2畝，試驗(yàn)結(jié)果為：品種IIIm黔育40143.140.638.8黔花45850.848.247.7黔育40247.146.645.8廣二矮104(CK)51.250.248.7曲峰47.645.544.2春潮49.748.147.2總和數(shù)289.5279.2272.4請(qǐng)進(jìn)行方差分析。答：通過(guò)DPS分析，方差分析表:變異來(lái)源平方和df均方F值p值區(qū)組24.7078212.353937.67710.0001AX161.8294532.365998.70990.0001誤差3.2789100.3279總和189.816117字母標(biāo)記法多重比較結(jié)果如下:處理均值5%顯著水平1%極顯著水平450.0333aA248.9000bAB648.3333bB346.5000cC545.7667cC140.8333dD16、雜交油菜“秦油2號(hào)”的平均畝產(chǎn)u=180公斤，。=12公斤，現(xiàn)我省油科所培育出一個(gè)新的油菜雜交品種A,經(jīng)9個(gè)試驗(yàn)點(diǎn)試種，平均畝產(chǎn)X=210公斤，試問(wèn)，新育成的雜交油菜品種A與“秦油2號(hào)”的畝產(chǎn)是否有顯著差異?(a=0.05)答：假設(shè)Ho：u=uo；Ha：uNuoS=S/Vn=12/"9=4yT=(x-u)/S=7.5按自由度V=8查的：to05=2.306現(xiàn)實(shí)得It|>tooi，故P<0.05(4)推斷：HauNu，即新育成的雜交油菜品種A與“秦油2號(hào)”的畝產(chǎn)有顯著差異。17、 有一水稻品比試驗(yàn)，參試品種7個(gè)，對(duì)照品種一個(gè)，共有8個(gè)品種，隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，重復(fù)三次，小區(qū)面積0.1畝，試進(jìn)行該試驗(yàn)方差分析的自由度的分解。答：試驗(yàn)方差分析自由度分解如下：TOC\o"1-5"\h\z變異來(lái)源 df區(qū)組 2密度 7誤差 14總和 2318、 有一雜交油菜的品種與種植密度的兩因子試驗(yàn)，參試品種6個(gè)，對(duì)照品種一個(gè)，共有7個(gè)品種(a=7)，密度設(shè)置4個(gè)(b=4)，隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，設(shè)三次重復(fù)，小區(qū)面積0.1畝，請(qǐng)進(jìn)行該試驗(yàn)方差分析自由度的分解。答：試驗(yàn)方差分析自由度分解如下：變異來(lái)源 df區(qū)組間 2處理間 27密度 3品種 6密度*品種 18誤差 54總和 8319、 測(cè)定玉米出苗期至抽穗期的天數(shù)(Y)與該生育期的平均氣溫(°C，X)之間的關(guān)系，得以下數(shù)據(jù)：X(°C) 20.1 20.6 20.9 21.4 22.6 23.0 22.6Y(天)71 68 65 62 56 56 54試建立直線回歸方程，并繪制回歸直線圖、進(jìn)行回歸方程的顯著性檢驗(yàn)答：通過(guò)SPSS軟件分析的回歸方程如下：y=184.505-5.685x回歸直線圖如下：

GO.00-2Q.0 20.5 GO.00-2Q.0 20.5 21.0 21.S 22.0 22.5 23.0平均氣沾H'CX)回歸方程顯著性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ推椒胶妥杂啥染紽顯著性1 回歸250.1291250.129110.683.000b殘差11.29952.260總計(jì)261.4296a.因變量：苗期至抽穗期的天數(shù)（d,Y）b.預(yù)測(cè)變量：（常量），平均氣溫（C,X）通過(guò)回歸方程檢驗(yàn)，可以看出sig=0.000<0.05，回歸系數(shù)不同時(shí)為零。也就是說(shuō)回歸方程總體達(dá)到顯著，即回歸方程有效?；貧w系數(shù)檢驗(yàn) 模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)_t顯著性B標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤貝塔1（常量）184.50511.68515.790.000平均氣溫（C,X）-5.685.540-.978-10.521.000a.因變量：苗期至抽穗期的天數(shù)（d,Y）通過(guò)回歸系數(shù)t檢驗(yàn)，可以看出sig=0.00<0.05.也就是自變量x對(duì)于因變量y的影響顯著。20、有一緊湊型玉米的品種和種植密度的兩因子試驗(yàn)，參試品種5個(gè)（a=5）,種植密度設(shè)置4個(gè)（b=4）,隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，重復(fù)三次，小區(qū)面積0.1畝，請(qǐng)進(jìn)行該試驗(yàn)方差分析自由度的分解.答：試驗(yàn)方差分析自由度分解如下：TOC\o"1-5"\h\z變異來(lái)源 df區(qū)組間 2處理間 19密度3品種4密度*品種12誤差38總和5921、 研究某小麥品種的單株分蘗數(shù)(X,蘗/株)與單株籽粒重(Y克)的關(guān)系，得以下直線回歸方程：Y=1.3+1.15Xx的取值區(qū)間為[2.5,4.0],經(jīng)檢驗(yàn)該回歸方程達(dá)到0.05顯著水平，現(xiàn)試解釋該回歸方程的專(zhuān)業(yè)意義？答：(1)1.3叫做樣本回歸截距，是回歸直線與y軸交點(diǎn)的縱坐標(biāo)，當(dāng)x=0時(shí)，Y=1.13；1.15叫做樣本回歸系數(shù)，表示x改變一個(gè)單位，y平均改變的數(shù)量；表示回歸直線在第一象限與y軸相交；Y隨x的增加而增加；1.3為回歸常數(shù)，當(dāng)X=2.5時(shí)，Y的起始值是1.3+1.15X2.5，最大值為1.3+1.15X4.0(4)1.15是依變量Y對(duì)自變量X的偏回歸系數(shù)，表示自變量X每增加一個(gè)單位,依變量Y平均增加1.15個(gè)單位.21、當(dāng)?shù)卮竺娣e種植的小麥良種，千粒重u=34克，。=3克，現(xiàn)某農(nóng)科所培育出一個(gè)高產(chǎn)品種A,在9個(gè)試驗(yàn)點(diǎn)上試種，得千粒重為X=39.8克，試判斷新品種A的千粒重與當(dāng)?shù)卮竺娣e種植的小麥良種的千粒重之間是否有顯著差異?(a=0.05)答：假設(shè)H0：u=uq；Ha：uNuoS=S/Vn=3/V3=1yT=(x-u)/S=5.8按自由度V=8查的：t00「2.306現(xiàn)實(shí)得It|>tooi，故P<0.05推斷：HAu^u，即新品1種A的千粒重與當(dāng)?shù)卮竺娣e種植的小麥良種的千粒重之間有顯著差異22、 研究某小麥品種的單株分蘗數(shù)(X,個(gè))與單株籽粒重(Y,克)之間的關(guān)系，田間調(diào)查得以下數(shù)據(jù)：X(蘗/株)2.9 2.5 3.0 2.9 3.1 3.5 4.0 3.6 3.5 4.0Y(克/株)4.5 4.2 4.7 4.9 4.7 5.7 6.3 5.1 5.2 5.6試建立的回歸方程；進(jìn)行回歸方程的顯著性檢驗(yàn)(a=0.05)答：通過(guò)SPSS軟件分析的回歸方程如下：y1.304+1.147x，方程相關(guān)系數(shù)R=0.9.906,決定系數(shù)R2=0.822表明方程相關(guān)性良好。對(duì)回歸方程進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)如下模型 平方和 自由度 均方 F 顯著性TOC\o"1-5"\h\z1回歸2.949 1 2.949 36.836 .000b殘差 .640 8 .080總計(jì) 3.589 9通過(guò)回歸方程檢驗(yàn)，可以看出sig=0.000<0.05，回歸系數(shù)不同時(shí)為零。也就是說(shuō)回歸方程總體達(dá)到顯著，即回歸方程有效。模型 非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)系數(shù) t 顯著性B標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤貝塔b1.304.6302.069.072a1.147.189.9066.069.000通過(guò)回歸方程檢驗(yàn)，可以看出sig=0.000<0.05，回歸系數(shù)不同時(shí)為零。也就是說(shuō)回歸方程總體達(dá)到顯著，即回歸方程有效。23、某地調(diào)查了60個(gè)水田土樣的有效養(yǎng)分含量，結(jié)果如下表，試根據(jù)所給資料編制頻數(shù)分布表，繪制直方圖,

并計(jì)算該地有效養(yǎng)分的平均含量與標(biāo)準(zhǔn)差。0.250.560.650.800.840.850.961.121.201.300.280.570.740.800.850.860.981.121.201.320.420.580.750.810.860.901.021.141.221.340.450.640.780.830.880.921.051.161.201.350.450.640.780.840.880.961.081.181.281.600.480.680.800.840.850.961.101.081.291.62答：通過(guò)SPSS分析的，頻數(shù)分布表如下養(yǎng)分含量頻率養(yǎng)分含量頻數(shù)養(yǎng)分含量頻數(shù)0.2510.8111.1410.2810.8311.1610.4210.8431.1810.4520.8531.2030.4810.8621.2210.5610.8821.2810.5710.9011.2910.5810.9211.3010.6420.9631.3210.6510.9811.3410.6811.0211.3510.7411.0511.6010.7511.0821.6210.7821.101總計(jì)600.8031.122直方圖及有效養(yǎng)分平均含量及標(biāo)準(zhǔn)差見(jiàn)圖右上角

20-直方圈平均伉20-直方圈平均伉=.92八示準(zhǔn)差=.297N=6024、有A,B,C,D,E五個(gè)品種小麥的比較試驗(yàn)，采用拉丁方設(shè)計(jì)小區(qū)設(shè)計(jì)，小區(qū)面積0.1畝,田間排列及小區(qū)產(chǎn)量(斤)如下表，試比較產(chǎn)量差異顯著性。E26C43B35A45D38A53D37C40B34E24C41A46E25D39B38D34B37A48E23C43B36E24D40A43C51答：通過(guò)DPS軟件分析的如下結(jié)果:拉丁方試驗(yàn)方差分析表：變異來(lái)源平方和自由度均方F值p值縱列11.040042.76000.22150.9212橫行9.040042.26000.18140.9437品種1505.44004376.360030.20550.0001誤差149.52001212.4600總計(jì)1675.040024品種間產(chǎn)量差異性多重比較，字母標(biāo)記結(jié)果如下:處理均值5%顯著水平1%極顯著水平處理A47.0000aA處理C43.6000aAB處理D37.6000bBC處理B36.0000bC處理E24.4000cD25、在一個(gè)三因素的試驗(yàn)中，對(duì)兩個(gè)小麥品種(A1,A2),兩種密度(B1,B2),三種氮肥(C1,C2,C3),采用2*2*3均衡隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，小區(qū)面積0.05畝，小區(qū)產(chǎn)量如下表,試分析各因素的效應(yīng)，并確定最優(yōu)的組合方案。

處理IIImA1B1C1303234A1B1C2303336A1B1C3252627A1B2C1252726A1B2C2232422A1B2C3202221A2B1C1101211A2B1C2151617A2B1C3222324A2B2C1567A2B2C2789A2B2C3212223答：通過(guò)spss分析的下面方差分析表:方差分析表源平方和自由度均方F顯著性截距 假設(shè)15252.250115252.2501173.250.001錯(cuò)誤26.000213.000a品種 假設(shè)1406.25011406.2504218.750.000 錯(cuò)誤.6672.333b密度 假設(shè)306.2501306.250131.250.008錯(cuò)誤4.66722.333c肥料 假設(shè)114.500257.250458.000.000錯(cuò)誤.5004.125d區(qū)組 假設(shè)26.000213.00022.286.718錯(cuò)誤.064.110.583e品種*密假設(shè)12.250112.25011.094.004 錯(cuò)誤17.667161.104f品種*肥假設(shè)625.5002312.750283.245.000料 錯(cuò)誤17.667161.104f品種*區(qū)假設(shè).6672.333.302.744組 錯(cuò)誤17.667161.104f肥料*區(qū)假設(shè).5004.125.113.976組 錯(cuò)誤17.667161.104f密度*區(qū)假設(shè)4.66722.3332.113.153組 錯(cuò)誤17.667161.104f密度*肥假設(shè)54.500227.25024.679.000料 錯(cuò)誤17.667161.104f通過(guò)方差分析表可以看出小麥品種，密度，氮肥種類(lèi)及他們之間的交互作用對(duì)于產(chǎn)量均有顯著性影響。處理間的多重比較結(jié)果如下: 處理 產(chǎn)量均值~5%顯著水平 1%極顯著水平

A1B1C1A1B1C2A1B1C333.000032.000026.0000aabAABA1B2C126.0000bBA1B2C223.0000cCA1B2C323.0000cCA2B1C122.0000cdCA2B1C221.0000dCA2B1C316.0000eDA2B2C111.0000fEA2B2C28.0000gFA2B2C36.0000hF通過(guò)處理間的多重比較可以看出處理組合A1B1C1和A1B1C2的產(chǎn)量與其他處理均達(dá)到極顯著差異。因此最優(yōu)組合為A1B1C1和A1B1C2.26、某地油菜氮磷鉀配比試驗(yàn)，所得產(chǎn)量結(jié)果如下，在此同時(shí)對(duì)菜籽中脂肪及蛋白質(zhì)含量進(jìn)行分析，試分析不同施肥水平下油菜產(chǎn)量與脂肪含量，蛋白質(zhì)含量之間的關(guān)系.處理代號(hào)產(chǎn)量(斤/畝)脂肪(％)蛋白質(zhì)(％)1152.841.6818.882214.040.8420.073226.838.5221.204152.641.1419.525202.640.9318.516210.037.7621.967153.041.0918.828199.239.8619.959226.238.4022.40答：通過(guò)DPS分析的如下結(jié)果:方差營(yíng)析去方差來(lái)源平方和df均方F值□-值回歸4475.725522237.86283.S6090.DS36刺雜3477.7500S579.6250總的7953.47568994.1S44變里回歸系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)偏相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)誤t值P-值bQ719.44131009.41750.71270.5079bl-14.3016-0.6545-0.353216.9428-0.S4410.4371b22.28320.10230.058917.31430.1319□.9002通過(guò)t檢驗(yàn)可知線性不明顯。脂肪和產(chǎn)量之間的關(guān)系方差分析表方差來(lái)源平方和df均方F值p-值回歸4463.530614463.63060.95320.0202剩余3489.84507408.5493總的7953.47568994.1S44壹里回歸系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)偏相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)誤t值P-值bO848.1035236.60793.5844□.0116bl-16.3670-0.7491-0.74915.90S2-2.77020.0324經(jīng)過(guò)F檢驗(yàn)可知脂肪含量和產(chǎn)量之間線性達(dá)到顯著水平，回歸系數(shù)經(jīng)過(guò)t檢驗(yàn)也達(dá)到顯著水平。回歸方程為：y=848.1035-16.3670x1蛋白質(zhì)和產(chǎn)量之間的關(guān)系方差分析表方差來(lái)源平方和df均方F值P-值回歸3980.130313980.13037.0120□.0330剃案3973.34527557.6207總的7953.47568994.1844回歸系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)偏相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)設(shè)■tlp-ffB0-125.1564130.0683-0.9C220.3731bl15.7940□.70T40.70746.44242.45160.0497經(jīng)過(guò)F檢驗(yàn)可知蛋白質(zhì)和產(chǎn)量之間線性達(dá)到顯著水平，回歸系數(shù)bl經(jīng)過(guò)t檢驗(yàn)也達(dá)到顯著水平?；貧w方程為y=15.7940x2-125.156427.研究紅萍在適溫條件下的繁殖速度,結(jié)果如下表：—繁殖天數(shù) 0 5 10 15 20 25 30 35生長(zhǎng)量（克）5 11 20 38 80 15033 650—試用回歸方程表達(dá)生長(zhǎng)量與時(shí)間的關(guān)系.答：通過(guò)spss線性回歸分析，得到如下結(jié)果:模型 非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)系t 顯著性 數(shù) B 標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)貝塔誤

1 （常量）-87.333111.954-.780.465繁殖天數(shù)12.0405.352.6762.250.065a.因1變量：生長(zhǎng)量生長(zhǎng)量與繁殖時(shí)間之間的回歸方程為：y（生長(zhǎng)量）=12.040x（繁殖天數(shù)）-87.33328、下表是多年多點(diǎn)品種（可以是作物、肥料等）比較試驗(yàn)的產(chǎn)量結(jié)果，試作方差分析。品種地區(qū)年份y,年份y。V\V2V3V4V5V6V7TV1V2V3V4V5V6V7TL5I19.322.321.928.622.817.819.1142.221.528.428.519.819.521.818.5142.8II28.428.828.828.321.819.218.8142.122.522.519.728.228.428.817.8143.1III21.828.222.628.822.517.217.4141.722.622.322.828.417.421.317.8144.8T61.563.365.368.933.353.455.3426.866.665.263.868.457.363.854.1429.7L4 ^y I28.821.422.228.828.319.315.9139.928.322.923.519.619.414.818.7139.2II28.322.821.318.921.218.116.1137.919.423.822.819.518.416.118.4137.6I19.519.928.228.121.619.116.7137.119.523.121.319.619.815.319.3133.79T,?,68.663.363.759.863.156.548.7414.959.269.867.658.757.646.256.4414.7L3I21.821.928.519.328.828.816.4141.515.816.315.816.316.321.613.3115.4II28.928.828.521.322.819.414.7148.414.317.516.116.815.821.815.3116.8I22.321.819.828.419.419.814.9136.815.917.616.816.815.221.714.8117.2T,65.863.768.861.863.868.846.8418.746.851.447.949.747.364.343.4348.4L2I18.514.815.317.817.415.816.8115.614.415.818.616.916.814.314.9111.7II17.215.614.716.815.616.115.5118.714.616.816.416.117.815.314.9118.3I18.215.817.816.515.817.815.8115.315.815.615.815.916.816.612.5187.2T“,“53.946.247.849.548.848.948.1341.644.847.458.848.958.645.242.3329.2L1lyI16.717.713.114.717.614.88.8100.612.114.616.712.813.614.415.898.9II18.716.916.114.919.515.39.7111.111.814.214.512.713.313.913.133.5I14.718.715.515.728.815.98.9189.418.816.314.911.813.114.812.492.5T,?,58.151.344.745.357.146.826.6321.134.745.116.136.548.842.848.5284.9答：通過(guò)SPSS軟件分析，結(jié)果如下:方差分析表來(lái)源平方和自由度均方F顯著性截距假設(shè)75639.096175639.09634497.894.000錯(cuò)誤4.38522.193a肥料假設(shè)1889.1454472.28638.729.000錯(cuò)誤97.558812.195b品種假設(shè)511.120685.18723.155.000錯(cuò)誤44.148123.679c年份假設(shè)233.6301233.63029.545.000錯(cuò)誤1122.8681427.908d區(qū)組假設(shè)4.38522.193.275.776錯(cuò)誤25.0803.1487.966e肥料*品假設(shè)403.7602416.8232.128.003

種錯(cuò)誤1122.8681427.908d肥料*區(qū)假設(shè)97.558812.195 1.542 .148組錯(cuò)誤1122.8681427.908d肥料*年假設(shè)213.072453.268 6.736 .000份錯(cuò)誤1122.8681427.908d品種*區(qū)假設(shè)44.148123.679 .465 .932組錯(cuò)誤1122.8681427.908d品種*年假設(shè)163.648627.275 3.449 .003份錯(cuò)誤1122.8681427.908d肥料處理之間的多重比較，字母標(biāo)記結(jié)果如下：肥料均值5%顯著水平1%極顯著水平L522.9262aAL421.1429bABL319.7167cBL216.1476dCL114.9595dC品種間處理之間的多重比較，字母標(biāo)記結(jié)果如下品種均值5%顯著水平1%極顯著水平V220.1033aAV319.9500aAV419.9367aAV119.6800abAV519.5167abAV618.2300bAV715.4333cB 29、有一青飼玉米比較試驗(yàn)，供試品種為A、B、C、D4個(gè)，重復(fù)3次、隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，小區(qū)計(jì)產(chǎn)面積為20m2田間排列和小區(qū)生物學(xué)產(chǎn)量（kg）如下圖，試作方差分析。A300.0C220.0D215.0B260.0ID210.0B277.0A308.0C225.0IIB265.0D218.0C227.0A310.0III答：隨機(jī)區(qū)組結(jié)果表如下:品種IIImA300308310B260277265C220225227D215210218通過(guò)DPS分析的如下的方差分析結(jié)果:方差分析表 變異來(lái)源 平方和 df 均方 F值 p值 ■區(qū)組 104.1667 2 52.0833 1.9152 0.2274