《田間試驗(yàn)與統(tǒng)計(jì)方法》試題庫(kù)及答案一、單項(xiàng)選擇題（每題2分，共20分）1.在田間試驗(yàn)中，若處理數(shù)為6，重復(fù)3次，采用完全隨機(jī)設(shè)計(jì)（CRD），則誤差自由度為A.15??B.12??C.10??D.18答案：B解析：CRD總自由度=總觀測(cè)數(shù)?1=6×3?1=17；處理自由度=6?1=5；誤差自由度=17?5=12。2.若隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)（RCB）中，區(qū)組數(shù)為4，處理數(shù)為5，則誤差均方的自由度為A.12??B.15??C.16??D.19答案：A解析：總自由度=4×5?1=19；區(qū)組自由度=4?1=3；處理自由度=5?1=4；誤差自由度=19?3?4=12。3.對(duì)兩因素試驗(yàn)（A因素3水平，B因素4水平）進(jìn)行固定模型方差分析，A×B交互自由度為A.6??B.7??C.11??D.12答案：A解析：交互自由度=(a?1)(b?1)=(3?1)(4?1)=6。4.若樣本均值xˉ=12.5，樣本方差=A.0.48??B.0.69??C.0.73??D.0.22答案：B解析：標(biāo)準(zhǔn)誤SE5.在多重比較中，控制試驗(yàn)誤差率（EER）的最保守方法是A.LSD法??B.Duncan法??C.TukeyHSD法??D.Dunnett法答案：C解析：TukeyHSD對(duì)全族比較控制EER，且功效高于Bonferroni。6.若區(qū)組間均方M=24，誤差均方A.400%??B.300%??C.133%??D.75%答案：C解析：效率E=7.對(duì)比例數(shù)據(jù)p=0.15，A.0.40??B.0.52??C.0.23??D.0.71答案：C解析：?=8.若協(xié)變量x與因變量y的相關(guān)系數(shù)r=A.36%??B.64%??C.80%??D.20%答案：B解析：降低比例==9.在裂區(qū)設(shè)計(jì)中，主區(qū)誤差用于檢驗(yàn)A.主區(qū)因素??B.副區(qū)因素??C.交互效應(yīng)??D.區(qū)組效應(yīng)答案：A解析：主區(qū)誤差對(duì)應(yīng)主區(qū)因素與區(qū)組交互。10.若需檢測(cè)兩總體均值差δ=2，合并方差=9，顯著水平αA.36??B.47??C.64??D.25答案：B解析：n=二、多項(xiàng)選擇題（每題3分，共15分）11.下列哪些措施可提高田間試驗(yàn)精度A.增加重復(fù)次數(shù)??B.采用協(xié)方差分析??C.擴(kuò)大小區(qū)面積??D.采用系統(tǒng)排列答案：A、B、C解析：系統(tǒng)排列易引入系統(tǒng)誤差，降低精度。12.關(guān)于拉丁方設(shè)計(jì)，正確的有A.要求處理數(shù)=行數(shù)=列數(shù)??B.可控制兩個(gè)方向梯度變異C.誤差自由度比RCB大??D.適合處理數(shù)5?12答案：A、B、D解析：拉丁方誤差自由度=(t?1)(t?2)，通常小于RCB。13.下列哪些屬于非參數(shù)檢驗(yàn)A.Kruskal?Wallis??B.Friedman??C.Wilcoxon??D.Bartlett答案：A、B、C解析：Bartlett檢驗(yàn)方差齊性，屬參數(shù)方法。14.若方差分析滿足球形假設(shè)，可采用的重復(fù)測(cè)量分析方法有A.單變量方差分析??B.Greenhouse?Geisser校正C.Huynh?Feldt校正??D.多變量方差分析答案：A、B、C、D解析：滿足球形假設(shè)時(shí)，四種方法均可，校正可提高穩(wěn)健性。15.關(guān)于隨機(jī)效應(yīng)模型，正確的有A.處理效應(yīng)為隨機(jī)變量??B.檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量分母為交互均方C.可估計(jì)方差分量??D.關(guān)注總體推斷答案：A、C、D解析：隨機(jī)效應(yīng)模型檢驗(yàn)處理效應(yīng)時(shí)，若存在交互，需用交互均方作分母。三、判斷題（每題1分，共10分）16.在CRD中，處理與重復(fù)必須交叉。答案：錯(cuò)解析：CRD僅要求隨機(jī)分配，無(wú)需交叉結(jié)構(gòu)。17.若F測(cè)驗(yàn)顯著，則必然存在生物學(xué)意義。答案：錯(cuò)解析：統(tǒng)計(jì)顯著不等于科學(xué)意義，需結(jié)合效應(yīng)量。18.協(xié)方差分析要求各組回歸斜率同質(zhì)。答案：對(duì)解析：斜率同質(zhì)是ANCOVA基本假設(shè)。19.當(dāng)誤差方差異質(zhì)時(shí)，可采用加權(quán)方差分析。答案：對(duì)解析：加權(quán)可校正異方差影響。20.裂區(qū)設(shè)計(jì)的主區(qū)因素通常安排需要大面積的因素。答案：對(duì)解析：如灌溉、耕作等操作不便的小面積因素宜放主區(qū)。21.若數(shù)據(jù)嚴(yán)重偏離正態(tài)，可直接用Kruskal?Wallis替代方差分析。答案：對(duì)解析：非參數(shù)方法對(duì)分布無(wú)嚴(yán)格要求。22.多重比較調(diào)整會(huì)增大第二類錯(cuò)誤概率。答案：對(duì)解析：保守方法降低第一類錯(cuò)誤，同時(shí)增大第二類錯(cuò)誤。23.區(qū)組設(shè)計(jì)一定優(yōu)于完全隨機(jī)設(shè)計(jì)。答案：錯(cuò)解析：若區(qū)組效應(yīng)小，RCB可能損失誤差自由度。24.在固定模型中，處理均方期望包含隨機(jī)誤差與固定效應(yīng)。答案：對(duì)解析：E(25.若交互效應(yīng)顯著，主效應(yīng)解釋需謹(jǐn)慎。答案：對(duì)解析：交互存在表明因素效應(yīng)隨另一因素水平變化。四、填空題（每空2分，共20分）26.若處理數(shù)t=7，重復(fù)答案：27；21解析：總自由度=tr?1=27；誤差自由度=tr?t=21。27.隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)中，若區(qū)組效應(yīng)顯著，則誤差方差估計(jì)將________。答案：減小解析：區(qū)組平方和從誤差中分離，降低誤差均方。28.若=5.2，d=3，d答案：0.001?0.01解析：5.2>4.94，故0.001<p<0.01。29.對(duì)百分?jǐn)?shù)數(shù)據(jù)p=0.05，n=答案：2.24解析：y=30.若兩因素試驗(yàn)中，A固定、B隨機(jī)，則A檢驗(yàn)分母為_(kāi)_______均方。答案：A×B交互解析：隨機(jī)效應(yīng)交互作分母。31.當(dāng)協(xié)變量與因變量回歸系數(shù)b=1.8，S=答案：40解析：(40032.若拉丁方t=答案：12解析：(t33.若需檢測(cè)最小顯著差D=3，SE答案：6解析：D=34.在裂區(qū)設(shè)計(jì)中，副區(qū)因素檢驗(yàn)使用________誤差。答案：副區(qū)解析：副區(qū)誤差對(duì)應(yīng)副區(qū)因素與交互。35.若Bartlett檢驗(yàn)=9.6，d答案：拒絕，方差不齊解析：9.6>7.81，拒絕原假設(shè)。五、簡(jiǎn)答題（每題8分，共24分）36.簡(jiǎn)述田間試驗(yàn)設(shè)置區(qū)組的三條原則，并說(shuō)明如何根據(jù)土壤肥力圖布置。答案：1.區(qū)組內(nèi)同質(zhì)：沿肥力梯度方向劃分區(qū)組，使區(qū)內(nèi)變異最小。2.區(qū)組間異質(zhì)：垂直梯度方向排列區(qū)組，捕獲最大環(huán)境變異。3.區(qū)組形狀近方形：減少邊際效應(yīng)與操作誤差。具體步驟：先繪制田塊肥力等值線圖，沿等高線方向劃分長(zhǎng)條形區(qū)組，每區(qū)組內(nèi)隨機(jī)安排全部處理。37.說(shuō)明協(xié)方差分析（ANCOVA）相較于方差分析（ANOVA）的三項(xiàng)優(yōu)勢(shì)，并給出模型表達(dá)式。答案：優(yōu)勢(shì)：1.降低誤差方差，提高檢驗(yàn)功效；2.校正處理前差異，提高公平性；3.可估計(jì)調(diào)整后的處理均值。模型：=μ++β(?)38.寫(xiě)出裂區(qū)設(shè)計(jì)固定模型的期望均方表（主區(qū)因素A、副區(qū)因素B），并指出F檢驗(yàn)分母。答案：來(lái)源????df??期望均方????F分母區(qū)組????r?1??—A????a?1??+b主區(qū)誤差?(a?1)(r?1)?+B????b?1??+??副區(qū)誤差A(yù)×B??(a?1)(b?1)?+??副區(qū)誤差副區(qū)誤差?a(b?1)(r?1)?六、計(jì)算與綜合題（共41分）39.某小麥氮肥三水平（N0、N1、N2）完全隨機(jī)設(shè)計(jì)，重復(fù)5次，測(cè)得產(chǎn)量（kg/畝）如下：N0：380?375?378?370?372N1：420?425?418?422?415N2：450?455?448?452?460（1）完成方差分析表（10分）（2）若F顯著，用TukeyHSD進(jìn)行多重比較（α=0.05），寫(xiě)出差異結(jié)論（6分）答案：（1）校正數(shù)C總S處理S誤差S方差分析表：來(lái)源?df?SS??MS??F處理?2?3206.4?1603.2?68.7**處理?2?3206.4?1603.2?68.7**誤差?12?350??29.17總?14?3556.4F_{0.01}(2,12)=6.93，68.7>6.93，極顯著。（2）TukeyHSD：(3,均值：N0=374，N1=420，N2=453差異：N2?N1=33>9.1，N1?N0=46>9.1，N2?N0=79>9.1，均顯著。結(jié)論：氮肥顯著提高產(chǎn)量，且隨用量增加而增加。40.為研究密度（D，株/畝）與產(chǎn)量關(guān)系，設(shè)5水平：D1=1.5萬(wàn)，D2=2.0萬(wàn)，D3=2.5萬(wàn)，D4=3.0萬(wàn)，D5=3.5萬(wàn)，隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，3次重復(fù)，得回歸方程y^=250（1）檢驗(yàn)二次項(xiàng)顯著性（給出F統(tǒng)計(jì)量與結(jié)論，α=0.05）（6分）（2）求最高產(chǎn)量對(duì)應(yīng)密度（4分）答案：（1）二次項(xiàng)S=∑(?，已知=?誤差M=4.2（已知），F(xiàn)=（2）雖二次項(xiàng)不顯著，但數(shù)學(xué)極值：=?/(41.兩因素試驗(yàn)（A：灌溉2水平，B：品種3水平），裂區(qū)設(shè)計(jì)，主區(qū)為灌溉，重復(fù)4次，測(cè)得產(chǎn)量數(shù)據(jù)，部分ANOVA表如下：來(lái)源???df?MS區(qū)組???3?—灌溉(A)??1?240主區(qū)誤差?3?30品種(B)??2?180A×B???2?45副區(qū)誤差?12?20（1）完成F檢驗(yàn)，寫(xiě)出結(jié)論（α=0.05）（6分）（2）估計(jì)灌溉效應(yīng)的方差分量（3分）答案：（1）A：F=240/B：F=180/A×B：F=45/結(jié)論：