生物統(tǒng)計(jì)復(fù)習(xí)思考題2012.doc

生物統(tǒng)計(jì)與試驗(yàn)設(shè)計(jì)思考題名詞解釋1. 生物統(tǒng)計(jì)2. 變數(shù) 3. 連續(xù)性變數(shù)4. 總體、樣本5. 隨機(jī)抽樣6. 試驗(yàn)單元7. 試驗(yàn)因素8. 水平9. 主要效應(yīng)(main effect)10. 交互作用效應(yīng)11. 單因素試驗(yàn)12. 多因素試驗(yàn)13. 隨機(jī)事件14. 必然事件、不可能事件15. 二項(xiàng)分布16. 無偏估值17. 統(tǒng)計(jì)推斷18. 兩尾測驗(yàn)、 一尾測驗(yàn)19. 適合性測驗(yàn)20. 獨(dú)立性測驗(yàn)21. 回歸分析22. 相關(guān)分析填空1. 若某植物群體中，出現(xiàn)青莖的概率為0.75，出現(xiàn)紅莖的概率為0.25，若連續(xù)隨機(jī)抽取2株，得青莖0株、1株、2株的概率是 、 、 。2. 統(tǒng)計(jì)推斷的內(nèi)容，包括統(tǒng)計(jì) 和 。3. 參數(shù)估計(jì)是指由樣本結(jié)果對總體參數(shù)作出 和 。4. 統(tǒng)計(jì)推斷應(yīng)注意的兩個(gè)前提條件是 。5. 方差分析是建立在一些基本假定的基礎(chǔ)上，這些基本假定可歸納為三性，即： 、 、 。6. 試驗(yàn)設(shè)計(jì)的三個(gè)基本原則是指 、 、 。7. 完全隨機(jī)化試驗(yàn)設(shè)計(jì)是根據(jù) 、 兩個(gè)原則進(jìn)行的。8. 應(yīng)用拉丁方試驗(yàn)設(shè)計(jì)，就是在行和列兩個(gè)方向都進(jìn)行 ，使行、列兩向皆成 。9. 單個(gè)拉丁方試驗(yàn)的總變異可分解為 、 、 和 四個(gè)部分。10. 統(tǒng)計(jì)關(guān)系和函數(shù)關(guān)系的區(qū)別在于統(tǒng)計(jì)關(guān)系變數(shù)存在 ，因而，統(tǒng)計(jì)關(guān)系的規(guī)律是 。11. 設(shè)有一N8的總體，平均數(shù)為3，方差為2。以n3抽取所有可能的樣本，則樣本平均數(shù)的總體平均為 ，方差為 。12. 有一小總體有5個(gè)變量分別為10，11，12，13，14，當(dāng)以n2對該總體抽樣時(shí)，所有可能的樣本數(shù)有 個(gè)，樣本平均數(shù)的總體平均為 13. 在田間試驗(yàn)設(shè)計(jì)中，設(shè)置重復(fù)可以起到 和 的雙重作用。14. 有一雙變數(shù)資料，Y依X的回歸方程為，X依Y的回歸方程為，則相關(guān)系數(shù)r= ，= ，= 。15. 已知，則在區(qū)間的概率為 。16. 方差分析中常用的變量轉(zhuǎn)換方法有 、 和 。17. 已知某一棉花品種的纖維長度（毫米）為一N(30, 4)的總體。若以n=4抽樣，要在水平上否定和，則其接受區(qū)分別為 和 。18. 間斷性變數(shù)常用的理論分布是 ，連續(xù)性變數(shù)常用的理論分布是 。19. 已知某一棉花品種的纖維長度（毫米）為一的總體。若以抽樣并測驗(yàn)假設(shè)，其95%接受區(qū)間從 至 。若時(shí)一新品系的，則該品系纖維長度95%置信區(qū)間約從 至 。20. 對不滿足方差分析基本假定的資料可以作適當(dāng)尺度的轉(zhuǎn)換后再分析，常用方法有 、 、 等。21. 拉丁方設(shè)計(jì)在 設(shè)置區(qū)組，所以精確度高，但要求 等于 ，所以應(yīng)用受到限制。22. 標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布是參數(shù) ， 的一個(gè)特定正態(tài)曲線。23. 誤差可以分為 誤差和 誤差兩種類型。24. t分布的平均數(shù)等于 ，t的取值區(qū)間為 。判斷1. 間斷性變數(shù)的次數(shù)分布通常不用折線圖，因?yàn)槠浣M與組之間是不連續(xù)的。2. 凡是累積分布呈“S”形的，其原始分布基本上都是有一中心而左右對稱的。3. 如果次數(shù)分布的中心偏向一邊而使左右不對稱，則累積分布一定不成“S”形。4. 正態(tài)分布在一定條件下，還能作為間斷性變數(shù)的近似分布。5. 在正態(tài)條件下，平均數(shù)、中位數(shù)和眾數(shù)三者等值。6. 不同的正態(tài)總體，正態(tài)標(biāo)準(zhǔn)曲線均是相同的。7. 假設(shè)H0：0對HA：0，否定區(qū)在平均數(shù)分布的右尾。8. 型錯(cuò)誤(錯(cuò)誤)，只有在否定H0時(shí)才會(huì)發(fā)生。型錯(cuò)誤(錯(cuò)誤)，只有在接受H0時(shí)才會(huì)發(fā)生。9. 減少標(biāo)準(zhǔn)誤是減少錯(cuò)誤、錯(cuò)誤的關(guān)鍵。10. 應(yīng)用拉丁方試驗(yàn)設(shè)計(jì)就是在行和列兩個(gè)方向都進(jìn)行局部控制，使行、列皆成區(qū)組。11. 只要樣本容量n30，我們通常就可以用正態(tài)分布計(jì)算一定區(qū)間概率的方法計(jì)算樣本平均數(shù)或樣本平均數(shù)差數(shù)在任何區(qū)間的概率。12. 一個(gè)顯著的相關(guān)或回歸并不一定具有實(shí)踐上的預(yù)測意義。13. 一個(gè)試驗(yàn)是固定模型還是隨機(jī)模型在進(jìn)行方差分析時(shí)是有區(qū)別的。14. 完全隨機(jī)化試驗(yàn)、裂區(qū)試驗(yàn)均應(yīng)用了田間試驗(yàn)設(shè)計(jì)的三大原則。15. 有k個(gè)樣本平均數(shù)，而，如果采用兩兩測驗(yàn)的方法，則會(huì)隨k的增加大大增加犯和錯(cuò)誤的概率。16. 在無交互作用時(shí)，試驗(yàn)因素彼此獨(dú)立，簡單效應(yīng)等于主效。17. 對比設(shè)計(jì)和間比設(shè)計(jì)都沒有應(yīng)用隨機(jī)的原則。18. 當(dāng)否定一個(gè)真實(shí)假設(shè)時(shí)，我們就犯了第一類錯(cuò)誤（錯(cuò)誤）。19. t分布的重要特點(diǎn)是與總體標(biāo)準(zhǔn)差沒有關(guān)聯(lián)，因而特別適用于抽樣誤差較大的小樣本。20. 統(tǒng)計(jì)假設(shè)測驗(yàn)的兩種錯(cuò)誤中，第二類錯(cuò)誤只有在接受H0時(shí)才會(huì)發(fā)生。21. 方差及標(biāo)準(zhǔn)差隨樣本容量的增大而減小。22. 一個(gè)試驗(yàn)在設(shè)計(jì)時(shí)如果沒有重復(fù)一樣可以進(jìn)行方差分析。23. 變異系數(shù)是不帶單位的純數(shù)。24. 當(dāng)求部分和全體的相關(guān)時(shí)，所得的相關(guān)系數(shù)一定被縮小。25. 單因素隨機(jī)區(qū)組試驗(yàn)設(shè)計(jì)下結(jié)果的方差分析可以按單向分組資料的方法進(jìn)行處理。26. 事件A和B的和事件的概率，等于事件A和事件B的概率之和。27. 二項(xiàng)成數(shù)分布的平均數(shù)為np，標(biāo)準(zhǔn)差為npq開平方根。28. 成組比較分析時(shí)不需考慮兩個(gè)樣本的總體方差是否相等，而成對比較需要考慮。29. 單因素試驗(yàn)可以進(jìn)行裂區(qū)設(shè)計(jì)。30. 完全隨機(jī)化試驗(yàn)設(shè)計(jì)下結(jié)果的方差分析可以按兩向分組資料的方法進(jìn)行處理。31. 二因素完全隨機(jī)化試驗(yàn)設(shè)計(jì)下結(jié)果的方差分析可以按兩向分組資料的方法進(jìn)行處理。32. 假設(shè)測驗(yàn)結(jié)果或犯錯(cuò)誤或犯錯(cuò)誤。33. 一個(gè)顯著的相關(guān)或回歸不一定說明X和Y的關(guān)系必為線性。34. 多數(shù)的系統(tǒng)誤差是特定原因引起的，所以較難控制。35. 否定正確無效假設(shè)的錯(cuò)誤為統(tǒng)計(jì)假設(shè)測驗(yàn)的第一類錯(cuò)誤。36. A群體標(biāo)準(zhǔn)差為5，B群體的標(biāo)準(zhǔn)差為12，B群體的變異一定大于A群體。37. “唯一差異”是指僅允許處理不同，其它非處理因素都應(yīng)保持不變。38. 由固定模型中所得的結(jié)論僅在于推斷關(guān)于特定的處理，而隨機(jī)模型中試驗(yàn)結(jié)論則將用于推斷處理的總體。39. 在進(jìn)行回歸系數(shù)假設(shè)測驗(yàn)后，若接受，則表明X、Y兩變數(shù)無相關(guān)關(guān)系。40. 如果無效假設(shè)錯(cuò)誤，通過測驗(yàn)卻被接受，是a錯(cuò)誤；若假設(shè)正確，測驗(yàn)后卻被否定，為b錯(cuò)誤。 41. 有一直線相關(guān)資料計(jì)算相關(guān)系數(shù)r為0.7，則表明變數(shù)X和Y的總變異中可以線性關(guān)系說明的部分占70。 42. 某玉米株高的平均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差為（厘米），果穗長的平均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差為（厘米），可認(rèn)為該玉米的株高性狀比果穗性狀變異大。43. 直線回歸的假設(shè)測驗(yàn)中， F測驗(yàn)和t測驗(yàn)的關(guān)系為：。44. 二因素裂區(qū)試驗(yàn)中，應(yīng)將水平間差異較大、容易鑒別的因素放在主區(qū)，水平間差異較小、不易鑒別的因素放在裂區(qū)。45. 對于多個(gè)樣本平均數(shù)，不能采用t測驗(yàn)進(jìn)行兩兩獨(dú)立比較。問答1簡述田間試驗(yàn)誤差的來源和控制的途徑2簡述隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)的優(yōu)缺點(diǎn)3簡述拉丁方設(shè)計(jì)的優(yōu)缺點(diǎn)。4分析二裂式裂區(qū)設(shè)計(jì)的特點(diǎn)5簡述直線回歸和相關(guān)的應(yīng)用要點(diǎn)計(jì)算1. 進(jìn)行大豆等位酶Aph的電泳分析，193份野生大豆、223份栽培大豆等位基因型的次數(shù)列于下表，試分析大豆Aph等位酶的等位基因型頻率是否因物種而不同。（，）野生大豆和栽培大豆Aph等位酶的等位基因型次數(shù)分布物 種等位基因型總 計(jì)123野生大豆 G.soja296896193栽培大豆 G.max221992223總 計(jì) 51 267 984162. 某一雜交組合的第三代(F3)共有560系，在溫室內(nèi)鑒別各系幼苗對某種病害的反應(yīng)，并在田間鑒別植株對此病害的反應(yīng)，所得結(jié)果列于下表，試測驗(yàn)兩種反應(yīng)間是否相關(guān)？（，）田間反應(yīng)溫 室 幼 苗 反 應(yīng)總計(jì)抗 病分 離感 染抗病1425113206分離2310422149感染1217176205總計(jì)1771722115603. 研究某作物施肥量（，）和產(chǎn)量（，）的關(guān)系，資料經(jīng)整理得如下一級數(shù)據(jù)：，。求直線回歸方程；對回歸關(guān)系進(jìn)行顯著性測驗(yàn)；計(jì)算相關(guān)系數(shù)并推測其顯著性。F0.05,1,8=5.32，F(xiàn)0.01,1,8=11.26）8.39.27.78.48.89.610.38.79.19.413.615.412.813.414.615.815.514.114.915.64. 有4個(gè)黃瓜品種的比較試驗(yàn)，隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)。4個(gè)品種果實(shí)鮮重的平均數(shù)(/小區(qū))分別為A43.25，B41.375，C45.025，D37.000。試完成如下方差分析表，并對品種間差異作多重比較(LSD法)。(t0.05,3=3.182，t0.01,3=5.841；t0.05,4=2.776，t0.01,4=4.604；t0.05,5=2.571，t0.01,5=4.032；t0.05,6=2.447，t0.01,6=3.707；t0.05,9=2.262，t0.01,9=3.250；t0.05,12=2.179，t0.01,12=3.055；t0.05,15=2.131，t0.01,15=2.947)變異來源dfSSMSF區(qū)組間( )( )35.814( )*品種間( )( )( )( )*誤差( )20.402( )總變異15270.4385. 有A、B、C、D、E 5個(gè)水稻品種抗病性比較試驗(yàn)，采用拉丁方設(shè)計(jì)。5個(gè)品種病情指數(shù)（DI）的平均數(shù)（/小區(qū))依次為39.4、45.5、30.7、37.6和24.6。試完成如下方差分析表，并對品種間差異作多重比較(LSD法)。(t0.05,4=2.776，t0.01,4=4.604；t0.05,5=2.571，t0.01,5=4.032；t0.05,6=2.447，t0.01,6=3.707；t0.05,9=2.262，t0.01,9=3.250；t0.05,10=2.228，t0.01,10=3.169；t0.05,12=2.179，t0.01,12=3.055；t0.05,20=2.086，t0.01,20=2.845；t0.05,24=2.064，t0.01,24=2.797) 水稻不同品種抗病性試驗(yàn)的方差分析變異來源DFSSMSFF0.05橫區(qū)組間（ ）348.64（ ）（ ）3.26列