生物統(tǒng)計(jì)和試驗(yàn)設(shè)計(jì)試題A

1、WORD格式整理.2006-2007第1學(xué)期生物統(tǒng)計(jì)考試試卷(B卷)答案題號(hào)64學(xué)時(shí)48學(xué)時(shí)每題分值合計(jì)每題分值工名詞解釋2X 10202X816二、是非1 X 551 X 55三、單項(xiàng)選擇2X 10202X816四、填空2X5102X510五、簡(jiǎn)答8X2168X324第1題7第1題7第2題10第2題10第3題12第3題12、名詞解釋(10X 2)1、參數(shù)：描述總體的特征數(shù)。2、連續(xù)性變數(shù)：指在任意兩個(gè)變量之間都有可能存在只有微量差異的第三個(gè)變量存在，這樣一類(lèi)變數(shù) 稱(chēng)為連續(xù)性變數(shù)3、唯一差異原則：除了被研究的因素具有的不同水平外，其余各種環(huán)境因素均應(yīng)保持在某一特定的水 平上。4、兩尾測(cè)驗(yàn)：有兩

2、個(gè)否定區(qū)，分別位于分布的兩尾。5、顯著水平：否定無(wú)效假設(shè)工的概率標(biāo)準(zhǔn)。6、互斥事件：如果事件A和/不能同時(shí)發(fā)生，即為不可能事件，則稱(chēng)事件/和/互斥OSPS&LIS7、無(wú)偏估計(jì)：在統(tǒng)計(jì)上，如果所有可能樣本的某一統(tǒng)計(jì)數(shù)的平均數(shù)等于總體的相應(yīng)參數(shù)，則稱(chēng)該統(tǒng)計(jì)數(shù) 為總體相應(yīng)參數(shù)的無(wú)偏估值。8、相關(guān)系數(shù)：表示兩組變數(shù)相關(guān)密切程度及性質(zhì)的變數(shù),*9、否定區(qū)：否定無(wú)效假設(shè)H。的區(qū)間。*10、偏回歸系數(shù)：任一自變數(shù)(在其他自變數(shù)皆保持一定數(shù)量水平時(shí))對(duì)依變數(shù)的效應(yīng)。二、是非題(5X 1)(n- 1) (ab- 1) o1、二項(xiàng)分布的平均數(shù)為0標(biāo)準(zhǔn)差為npq。( V )(x )2、在二因素完全隨機(jī)化設(shè)計(jì)

3、試驗(yàn)結(jié)果的方差分析中，誤差項(xiàng)自由度為.專(zhuān)業(yè)知識(shí)分享3、2分布是隨自由度變化的一簇間斷性曲線，可用于次數(shù)資料的假設(shè)測(cè)驗(yàn)。(X )4、個(gè)顯著的相關(guān)系數(shù)或回歸系數(shù)說(shuō)明X和Y變數(shù)的關(guān)系必為線性關(guān)系。5、值,稱(chēng)為中位數(shù)。在一組變量中, （x ）出現(xiàn)頻率最多的觀察三、選擇題（10X 2）1、算術(shù)平均數(shù)的重要特征之一是離均差的總和（A、最小B、最大C、等于零D、接近零2、批種子的發(fā)芽率為p =0. 75,每穴播5粒，出苗數(shù)為4時(shí)的概率（A、0. 3955B、0.0146C、0. 3087D、0. 16813、回歸截距a的標(biāo)準(zhǔn)誤等于（c、Q l(n -Sy 1(XX) SS.B、D>4、YN (10,

4、80)A.0. 10 B. 0. 055、A、C、6、A、7、8VJX-又Vx V n SSX一2 X2=10進(jìn)行抽樣時(shí)，憶一的概率約為B 。C. 0. 025 D. 0. 01成對(duì)比較的特點(diǎn)不包括（ D ） 加強(qiáng)了試驗(yàn)控制不必考慮總體方差是否相等B、可減小誤差D、誤差自由度大方差分析基本假定中除可加性、正態(tài)性外，尚有無(wú)偏性無(wú)互作C、同質(zhì)性C 假定。D、重演性若否定,則（必汨-彼涅B、必犯一:錯(cuò)誤D、犯錯(cuò)誤或不犯錯(cuò)誤&隨機(jī)抽取200粒棉花種子做發(fā)芽試驗(yàn)，得發(fā)芽種子為150粒，其與p。=0. 8的差異顯著性為（A ）。A、不顯著B(niǎo)、顯著C、極顯著D、不能確定9、當(dāng) n <30 時(shí),

5、2測(cè)驗(yàn)一個(gè)樣本方差s和某一指定值C是否有顯著差異的方法用（B ）A、F測(cè)驗(yàn)B、2測(cè)驗(yàn)C、t測(cè)驗(yàn)D、u測(cè)驗(yàn)*10、多元線性回歸方程的假設(shè)測(cè)驗(yàn)可用（A、F測(cè)驗(yàn)B、F或t測(cè)驗(yàn) C、t測(cè)驗(yàn) D、U測(cè)驗(yàn)四、填空(5X2)1有一雙變數(shù)資料，Y依X的回歸方程為二:X , X依Y的回歸方程為才42則其相關(guān)系數(shù)r0625或-0.791。2、記8月10日為0,某水稻品種開(kāi)花日發(fā)生量遵循N (5, 16),該水稻品種開(kāi)花始盛到盛末的時(shí)期為8/11 8/19o3、在參數(shù)的區(qū)間估計(jì)中，保證參數(shù)在一定區(qū)間內(nèi)的概率1稱(chēng)為置信度或置信概率O4、測(cè)得某條田棉花單株結(jié)鈴數(shù)的 S = 4. 5,若在99%的置信度保證下，使得樣本的

6、平均結(jié)鈴數(shù)y與整條田的平均結(jié)鈴數(shù)的相差不超過(guò)_1個(gè)，需要調(diào)查135株。5、PLSD 法是 protected least significant differenee 的縮寫(xiě)。五、簡(jiǎn)答(8X3)1、測(cè)驗(yàn)玉色和紅色金魚(yú)草雜交F2代的玉色株(01)與粉色株(02)及紅色株(03)的比例與期望比率1: 2: 1是否相符用什么方法？如何進(jìn)行？答：用2分布進(jìn)行測(cè)驗(yàn)；Ho :相符，Ha :不相符； 2分111v =2 時(shí)，鼻)=5. 99 1 分；Ei =, E= = n 匯一，E3=n 12分4242 2 2/2 = (kl ) +(°2-吃)+ (。3 巳)2分=1e2為若乂 D 乂 0.0

7、5,否定H。，若北二蘭監(jiān)3則接受H。假設(shè)。2分 2、 對(duì)于k k _3個(gè)樣本平均數(shù)，能否利用u和t測(cè)驗(yàn)進(jìn)行兩兩獨(dú)立比較？為什么？_ 1答：有k個(gè)y時(shí)，有一k k -1個(gè)差數(shù)，逐一作出測(cè)驗(yàn)，程序繁瑣；差數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤的自由 2度應(yīng)為k n-1,而不是兩兩獨(dú)立比較的2 n-1,故誤差估計(jì)的精確度受到損失；兩兩測(cè)驗(yàn)的方法會(huì)隨k的增加而大大增加犯:錯(cuò)誤的概率1、簡(jiǎn)述田間試驗(yàn)設(shè)計(jì)的三大原則及其作用？答：S ft3、簡(jiǎn)述樣本平均數(shù)分布的基本性質(zhì)？答：！ '二P;為；如果變量Y是一具有平均數(shù)人方差2的正態(tài)分布，則樣本平均數(shù)y是一具有平均數(shù)P,方差為67n的正態(tài)分布，記作N （ P, 2/n）；如果變量Y是

8、一具有平均數(shù)、方差匚2的分布，則隨著樣本容量n的增大，樣本平均數(shù)y的分布亦必愈來(lái)愈趨近正態(tài)分布，且具有平均數(shù)和方差二2 / no六、計(jì)算1調(diào)查相似生產(chǎn)條件下施用和不施用某種葉面肥的玉米果穗重量，得施用該葉面肥的果穗5個(gè)，重量分別為298、315、320、312、325 （g）；得未施用的果穗4個(gè)，其重量分別為284、292、302、306o問(wèn)施用該葉面肥有無(wú)效果。（6分）設(shè)：H o ： I . 1 二二，對(duì) H A ： 一 2 1分顯著水平取 a =0. 05 , v=7 時(shí)，to.o5,7 = 2. 365 1分 可二314, y2 =296SS=418, SS2 =296418 2964

9、3=102二；102 口 +± = 6. 77515 4 314-2966. 775=2. 657 >t0,05,故否定H。，即施用葉面肥對(duì)玉米果穗的重量有顯著影響。2、有一水稻施肥量（具有Al. A2、A3三個(gè)水平）和品種（有Bl、B2兩個(gè)水平）的二因 素試驗(yàn)（固定模型），重復(fù)4次，隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)。得各處理的平均數(shù)如下表。（10分）。） 已知：SS =400, S£ = 20o試進(jìn)行方差分析，并簡(jiǎn)要說(shuō)明試驗(yàn)結(jié)果。（2） 試以PLSD法對(duì)各處理平均數(shù)進(jìn)行多重比較。處理AiBiAi B?A2 BlA2 B2ABA3B2平均數(shù)313726P 3430P 28因素A和B的兩向

10、表A ' I -BlB2TAAl124148272A2104136240A3120112232Tb3483967442 2T2 7442C23064abr 244Tab 廠 1242148MH 1122SS C23064 =320r 2722 +24()2 +23223482 +3962SSaC =112 ； SSbC = 968 12S£b=112, ss=60 3分變異來(lái)源dfSSMSF區(qū)組間320A21125614*B1969624*A X B21125614誤差15604總234002分%J 二再 4i - 414v=15 時(shí),to.os =2. 131, to.oi

11、 =2. 947,故:PLSDo.o5 =2. 131". 414 = 3.01PLSDo. =2. 947 漢 1. 414 = 4. 17 2分處理平均數(shù)5 %1 %A1B237aAA2 B234abABA331beBC30cBCD28cdCD26dD3分3、調(diào)查某地最近8年6月份的降雨量(X , mm)與棉花產(chǎn)量(Y,斤/畝)的關(guān)系，其一級(jí)數(shù)據(jù)分別為: X =887, ' 丫=2840, ' X2 = 118199, ' Y2 =1076800,XY =349970。試：(1)建立線性回歸方程Y? = a, bX。(2)求離回歸標(biāo)準(zhǔn)差s Y.o(3)求相

12、關(guān)系數(shù)r。(4 )對(duì)線性方程進(jìn)行顯著性測(cè)驗(yàn)。(1)5個(gè)二級(jí)數(shù)據(jù)X =110.875, y=355, SSx =19825. 875, SS 丫 =68600, SP = 35085 SP b1. 767, a = y - bx = 159. 056 3分SSx(2)SP2Q 二 SSy 6596. 022SSxSy/x = 33. 156SP2 =0. 904S&USQSP-0.951 SSxLSQ(4)SP2 二 62003.98SS<方差分析表S. 0. VDfSSMSF線性回歸162003.9862003. 9856. 40 *離回歸66596. 0221099. 337總768600q =»/ SST =33. 156/ 19825. 875 = 0. 235* b 4： 7M. 25 = 7, 504t >t0 .01,6=3. 707,所以線型回歸達(dá)到了極顯著水平。或r >r .oi,6=O. 834,所以線型回歸達(dá)到了極顯著水平。根據(jù)企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略的要求有計(jì)劃地對(duì)人力,資源進(jìn)行合理聞置,通過(guò)財(cái)企業(yè)中員