一、填空題

1、連續(xù)型資料的整理采用組距式分組法:間斷性資料的整理采用單項(xiàng)式分組法。

2、方差分析的三個(gè)前提條件是正態(tài)性、可加性、和同質(zhì)性。

3、隨機(jī)變量x?N(|i,o2),通過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化公式11=(X-口)/6?？蓪⑵滢D(zhuǎn)換為u?N(0,1)。

4、在某地隨機(jī)抽取13塊樣地，調(diào)查得到每塊樣地的玉米產(chǎn)量如下(單位：斤)：

1()8()、750、1080、85()、96()、1400、125()、108()、76()、1080、95()、1080、660,

其眾數(shù)為1080,中位數(shù)為1080。

5、多重比較的方法很多，常用的有LSD和LSR兩種，后者又包括SSR法

和q法。

6、直線(xiàn)回歸方程的一般形式為亍=〃+"；其中」1是回歸截距，b是

回歸系數(shù)。

7、尢2檢驗(yàn)主要有三種用途，即同質(zhì)性檢驗(yàn)、適合性和獨(dú)立性。

8、方差分析應(yīng)該滿(mǎn)足三個(gè)基本假定，正態(tài)性、可加性、和同質(zhì)性。

若上述假定不能滿(mǎn)足，則須采取數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換，常用的轉(zhuǎn)換方法有對(duì)數(shù)法、平方根法和反正弦法o

9、在隨機(jī)變量服從的正態(tài)分布中，當(dāng)0,o=1時(shí),則為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。

10、試驗(yàn)設(shè)計(jì)的三大基本原則是隨機(jī)、重復(fù)和局部控制。

11、相關(guān)系數(shù)的取值范圍是一【-1,1］；決定系數(shù)的取值范圍是一【0,1】。

12、隨機(jī)抽取256個(gè)海島棉和陸地棉雜交種單株，獲得單鈴籽棉平均重3.()1克，標(biāo)準(zhǔn)差為().27克，推斷總體

平均數(shù)的0.95置信區(qū)間2.977?3.04。

13、兩相關(guān)變量x與y,其SPxy=0.36,SSx=0.2,SSY=0.8,則其回歸系數(shù)為1.8c

14、對(duì)于息觀察數(shù)n為500的2x2列聯(lián)表的資料做好檢驗(yàn)，其自由度為」____「

15、設(shè)x服從正態(tài)分布N(4,16),則等于0.87493。

16、在一組數(shù)據(jù)中，如果一個(gè)變量10的離均差是2,那么該組數(shù)據(jù)的平均數(shù)是一8。

17、在研究烘烤方式和面包質(zhì)量的關(guān)系中，其中烘烤方式是自變量,面包質(zhì)量是因變量。

18、人口調(diào)查中，以人口性別所組成的總體是一二項(xiàng).分布。

19、設(shè)總體x的方差為1,從總體中隨機(jī)取容量為100的樣本，得樣本均值元=5,則總體均值的置信水平為

99%的置信區(qū)間14.742,5.2581,

20.對(duì)某廠生產(chǎn)的果汁色澤、滋味、維生素C含量、固形物含量等作調(diào)查，其中

果汁色澤、滋味為質(zhì)量性狀資料:維生素C含量、一司形物含量為數(shù)量性狀資料。

21.某傳染病病人共11名，其疾病潛伏期(天)分別為：5,4,3,3,6,3,9,16,5,11,16。求這批病

人疾病潛伏期的中位數(shù)值是一50

22.當(dāng)多個(gè)處理組與同一對(duì)照進(jìn)行比較時(shí)，常用LSD方法進(jìn)行多重比較。

23.一般情況下，為提高相關(guān)和回歸分析的準(zhǔn)確性，要求成對(duì)觀察值在5對(duì)以上。

24.寫(xiě)出下面假設(shè)檢驗(yàn)的零假設(shè)：

①配對(duì)數(shù)據(jù)t-檢驗(yàn)：Ho：卬=0___________;

②一元線(xiàn)性回歸的回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)：Ho：8=0；

③單因素方差分析隨機(jī)模型的F檢驗(yàn)：Ho：o

25.己知1r?Ng/）,則F在區(qū)間尸I"』】"96gl的概率0.95o

26.在方差分析中，己知總自由度是15,組間自由度是3,組內(nèi)自由度是中

標(biāo)準(zhǔn)差S和標(biāo)準(zhǔn)誤5天的數(shù)量關(guān)系是S&=S/后°

27、研究鮮葡萄汁澄清工藝，有SO?、pH值兩個(gè)因素各有3個(gè)水平，采用3次重復(fù)的隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，試問(wèn)本

試驗(yàn)處理組合等于9,試驗(yàn)單元等于27,區(qū)組數(shù)等于3.

28、L9（3,正交表：9代表實(shí)驗(yàn)處理數(shù)，3代表水平數(shù)，4代表最多安排的因素?cái)?shù)目。

29、對(duì)兩種面粉的蛋白質(zhì)含量差異性作比較，各品種皆隨機(jī)取10個(gè)樣點(diǎn)測(cè)定蛋白質(zhì)含量。所得試驗(yàn)數(shù)據(jù)稱(chēng)為

.成組數(shù)據(jù)一，兩樣本的對(duì)比假設(shè)測(cè)驗(yàn)應(yīng)該采用.獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)一方法。

30、有一葡萄酒釀造試驗(yàn)，A因素為葡萄品種，有AI、A2、A33個(gè)水平，B因素為釀造方式，有B1、B2.

B33個(gè)水平，隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，重復(fù)3次，該試驗(yàn)有_9_個(gè)處理，27個(gè)試驗(yàn)單元,誤差項(xiàng)的自由度

為」60

31、某試驗(yàn)資料作方差分析，用Duncan法進(jìn)行多重比較處理均數(shù)間差異顯著性（已知試驗(yàn)誤差均方為8,處理

數(shù)是6,每處理內(nèi)重復(fù)2次），則平均數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤為2_,下表中的LSRo.05值為6.92。

dfP(M)SSRo.05LSRO.05

623.46()

二、單項(xiàng)選擇題

1、統(tǒng)計(jì)上規(guī)定凡是參數(shù)均用希臘字母表示，如總體平均數(shù)用符號(hào)（C）。

A、oB>XC>pD、S

2、資料中最大值與最小值之差稱(chēng)為（D）。

A、組距B、組限C、組中值D、全距

3、同一性狀重復(fù)觀察，各觀察值彼此接近的程度稱(chēng)為（C）。

A、準(zhǔn)確性B、可靠性C、精確性D、隨機(jī)性

4、在一定條件下可能出現(xiàn)也可能不出現(xiàn)的現(xiàn)象稱(chēng)為（D)c

A、不可能事件B、小概率事件C、必然事件D、隨機(jī)事件

5、任何事件（包括必然事件、不可能事件、隨機(jī)事件）的概率都在（B）。

A、一1與+1之間B、0與1之間

C、一1與0之間D、+1與一1之間。

6、總體平均數(shù)在95%置信度下的點(diǎn)估計(jì)可以表示為（C）0

A、A±1.965B>X±r001v^-c、X±，005,S；D,t±1.96b

7、正態(tài)分布的密度曲線(xiàn)向左、向右無(wú)限延伸，以（D）<：

A、y軸為漸近線(xiàn)B、y=a軸為漸近線(xiàn)

C、x=b軸為漸近線(xiàn)D、x軸為漸近線(xiàn)

8、單尾檢驗(yàn)指（B）o

A、具有一個(gè)接受區(qū)的假設(shè)測(cè)驗(yàn)B、具有一個(gè)否定區(qū)的假設(shè)測(cè)驗(yàn)

C、左邊一尾為否定區(qū)的假設(shè)測(cè)驗(yàn)D、右邊一尾為否定區(qū)的假設(shè)測(cè)驗(yàn)

9、算術(shù)平均數(shù)的兩個(gè)特性是（C）o

A^最小,￡（x-x）=0E（x-X）2最小，X=0

c、Z（X?X）2最小,Z（x?X）=OD、￡（x2-X2）最小，（x-x）=0

10、已知x?N（^,o2）,對(duì)x作下列哪種變換，服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布（D）o

A、u=（x+|1）/oB、u=（|1—x）/oC、u=（x-p）/o2D、u=（x-g）/o

11、一組數(shù)據(jù)有9個(gè)樣本，其中某樣本的標(biāo)準(zhǔn)差是0.96,則樣本平均數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤是（D）。

A、（）.11B、8.64C、2.88D、0.32

12、雙變量x與y之間的相關(guān)系數(shù)的取值范圍是（D）o

A、0<r<+lB、-I<r<0C、|r|>1D、-1<r<+1

13、在假設(shè)檢驗(yàn)中，顯著性水平。的意義是（C）。

A、零假設(shè)/成立，經(jīng)檢驗(yàn)不能拒絕的概率

B、零假設(shè)"°不成立，經(jīng)檢驗(yàn)不能拒絕的概率

C、零假設(shè)兒成立，經(jīng)檢驗(yàn)被拒絕的概率

D、零假設(shè)兒不成立，經(jīng)檢驗(yàn)被拒絕的概率

14、方差分析適合于（A）數(shù)據(jù)資料的均數(shù)假設(shè)檢驗(yàn)。

A、兩組以上B、兩組C、一組D、任何

15、在單因素方差分析中，當(dāng)FvFo.o5時(shí)，接受Ho,差異（A）o

24、兩相關(guān)變量x,y,其回歸系數(shù)b為2.3,x的平均數(shù)為5,y的平均數(shù)為14.5,

則參數(shù)a為（B）o

A、-3D、38.35

25、連續(xù)性資料是采用（）進(jìn)行整理。

A、統(tǒng)計(jì)次數(shù)法B、單項(xiàng)式分組法

C、組距式分組法D、評(píng)分法

26、假定我國(guó)和美國(guó)居民的年齡方差相同?，F(xiàn)在各自用重復(fù)抽樣方法抽取本國(guó)人口的1%計(jì)算平均年齡，則平

均年齡的標(biāo)準(zhǔn)誤（C）。

A、兩者相等B、前者比后者大C、前者比后者小D、不能確定

27、應(yīng)用標(biāo)準(zhǔn)差表示樣本的變異程度比用全距要好得多，因它考慮了每個(gè)數(shù)據(jù)與（C）。

A、中數(shù)的離差B、眾數(shù)的離差C、平均數(shù)的離差D、中位數(shù)的離差

28、14是（D）。

A、置信限B、置信區(qū)間C、置信距D、置信水平

29,在t檢驗(yàn)中，P<（）.05,統(tǒng)計(jì)上可以認(rèn)為（C）□

A、兩個(gè)樣本平均數(shù)不等B、兩個(gè)樣本平均數(shù)相筆

C.、兩個(gè)總體平均數(shù)不等D、兩個(gè)總體平均數(shù)相等

30、對(duì)于息觀察數(shù)n為500的2x2列聯(lián)表的資料做婷檢驗(yàn)，其自由度為（D）。

A、499B、496C、3D、1

31、已知；服從于N（10,31）,以樣本容量m=4隨機(jī)抽得樣本，得3,再以樣本容量m=2隨機(jī)抽得樣本，

得則所有（XI-X2）服從（D）o

A、N（1（）,1）B、N（0,1）C、N（1（）,31）D、N（0,7）

32、在假設(shè)檢驗(yàn)中，是以（A）為前提。

A、零假設(shè)B、備擇假設(shè)C、肯定假設(shè)D、有效假設(shè)

33、統(tǒng)計(jì)學(xué)研究的事件屬于（D）事件。

A、不可能事件B、必然事件C、小概率事件D、隨機(jī)事件

34、對(duì)6種不同濃度的葡萄糖液，各隨機(jī)測(cè)定消光度相同次數(shù)若干次，現(xiàn)知測(cè)定總次數(shù)48次，總平方和=82（）,

處理間平方和=400,則每種濃度糖液測(cè)定次數(shù)及試驗(yàn)誤差均方值必等于（D）o

A7；8.94B7；10C.8；42D8；.10

35、在兩個(gè)樣本平均數(shù)假設(shè)檢驗(yàn)中，當(dāng)樣本的個(gè)數(shù)大于30時(shí)，通常選擇（B）檢驗(yàn)。

A、I-檢驗(yàn)B、u-檢驗(yàn)C、F-檢驗(yàn)D、都可以

36、用一個(gè)正態(tài)總體的樣本平均數(shù)估計(jì)（C）的估計(jì)值叫點(diǎn)估計(jì)。

A、樣本百分?jǐn)?shù)PB、總體百分?jǐn)?shù)P

C、總體平均數(shù)ND、樣本標(biāo)準(zhǔn)誤

37、兩相關(guān)變量的（A）表示了x每改變一個(gè)單位，y平均改變的數(shù)量。

A、回歸系數(shù)B、回歸截距C、決定系數(shù)D、相關(guān)系數(shù)

38、若隨機(jī)變量X服從正態(tài)分布記為X?N（85.2,16）,其標(biāo)準(zhǔn)差為（B）。

A、85.2B、4C、不確定D、16

39、下面一組數(shù)據(jù)屬于計(jì)量資料的是（D）。

A.產(chǎn)品合格數(shù)B.抽樣的樣品數(shù)C.病人的治愈數(shù)D.產(chǎn)品的合格率

40、下列哪種措施是減少統(tǒng)計(jì)誤差的主要方法（D）。

A.提高準(zhǔn)確度B.提高精確度C.減少樣本容量D.增加樣本容量

41、為了估計(jì)某省水稻的平均產(chǎn)量，從20個(gè)鄉(xiāng)村選取了100畝地進(jìn)行調(diào)查。在該項(xiàng)研究中樣本是（D）。

A1（）0畝地B2（）個(gè)鄉(xiāng)村C某省水稻D1（）（）畝水稻

42、設(shè)容量為16人的簡(jiǎn)單隨機(jī)樣本，平均完成工作需時(shí)13分鐘。已知總體標(biāo)準(zhǔn)差為3分鐘。若想對(duì)完成工

作所需時(shí)間總體構(gòu)造一個(gè)90%置信區(qū)間，則（A）0

A.應(yīng)用標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)概率表查出u值B.應(yīng)用t分布表查出t值

C.應(yīng)用卡方分布表查出卡方值D.用F分布表查出F值

43、比較身高和體重兩組數(shù)據(jù)變異程度的大小應(yīng)采用（D）0

A.樣本平均數(shù)B.樣本方差

C.樣本標(biāo)準(zhǔn)差D.變異系數(shù)

44、設(shè)總體服從其中〃未知，當(dāng)檢驗(yàn)”:/=若，“八：，工5）2時(shí)，應(yīng)選擇統(tǒng)計(jì)量（B）。

（n-l）S2（H-DS2X-%-Ao

A.-----------fc>.-----------lz?-------A尸ou.-----尸

d）5；S/yJn

45、單側(cè)檢驗(yàn)比雙側(cè)檢驗(yàn)的效率高的原因是（B）。

A.單惻檢驗(yàn)只檢驗(yàn)一側(cè)

B.單側(cè)檢驗(yàn)利用了另一側(cè)是不可能的這一己知條件

C.單側(cè)檢驗(yàn)計(jì)算工作量比雙側(cè)檢驗(yàn)小一半

D.在同條件下雙側(cè)檢驗(yàn)所需的樣本容量比單側(cè)檢驗(yàn)高一倍

46、假設(shè)每升飲水中的大腸桿菌數(shù)服從參數(shù)為〃的泊松分布，則每升飲水中有3個(gè)大腸桿菌的概率是（D）。

A.3笛"〃B.6//-VC.6〃3"〃D.-x/V^

6

47、如測(cè)驗(yàn)k（k=3）個(gè)樣本方差$2（i=l、2、3）是否來(lái)源于方差相等的總體，這種測(cè)驗(yàn)在統(tǒng)計(jì)上稱(chēng)為（A）。

A.方差的同質(zhì)性檢驗(yàn)B.學(xué)生氏t檢驗(yàn)C.F檢驗(yàn)D.u檢驗(yàn)

48、在假設(shè)檢驗(yàn)中，若Ho：p>50,HA：|1<50,則此檢驗(yàn)是（A）。

A.左尾檢驗(yàn)B.右尾檢驗(yàn)C.雙尾檢驗(yàn)

49.用4種配方、5種食品添加劑量生產(chǎn)面包，每個(gè)處理重復(fù)3次，本試驗(yàn)共有（B）個(gè)處理組合，具試驗(yàn)

誤差項(xiàng)自由度為（B）.

A9,12B20,40C19,59D60,39

5（）.根據(jù)u分布或t分布作假設(shè)測(cè)驗(yàn)，設(shè)顯著水平為a,計(jì)算出因抽樣誤差而獲得樣本結(jié)果的概率為P,在（B

）時(shí)必接受無(wú)效假設(shè)。

AP<a.B.P>a.CP豐a.DP<a.

A2倍B3倍C4倍D5倍

51.下列哪種無(wú)效假設(shè)％的寫(xiě)法是正確的（B）。

A國(guó)）:工=10B必）：〃=1。c%："*10口％沃工10

52.測(cè)定某總體平均數(shù)是否顯著大于某一定值時(shí)，用（C）o

A兩尾測(cè)驗(yàn)B左尾測(cè)驗(yàn)

C右尾測(cè)驗(yàn)C無(wú)法確定

53.一成對(duì)數(shù)據(jù)資料，每組具有10個(gè)觀察值。該配對(duì)資料的自由度是（D）。

A20B19C18D9

54、有一個(gè)正交試驗(yàn)L82，，則該試驗(yàn)共安排（B）個(gè)試驗(yàn)處理。

A17B8C2D7

55、兩組數(shù)據(jù)相比較（C）。

A標(biāo)準(zhǔn)差大的離散程度也就大B標(biāo)準(zhǔn)差大的離散程度就小

C離散系數(shù)大的離散程度也就大D離散系數(shù)大的離散程度就小

56.在回歸分析中，描述因變量y如何依賴(lài)自變量x和誤差項(xiàng)￡的方程稱(chēng)為（B）。

A回歸方程B回歸模型C估計(jì)的回歸方程D理論回歸方程

57.兩個(gè)樣本方差的差異顯著性一般用（C）測(cè)驗(yàn)。

A.u檢驗(yàn)Bt檢驗(yàn)CF檢驗(yàn)D無(wú)2測(cè)驗(yàn)

58.隨機(jī)測(cè)定5個(gè)品牌香腸的亞硝酸鹽含量，每種查5次，經(jīng)方差分析F測(cè)驗(yàn)，品牌間亞硝酸鹽含量差異極

顯著，此時(shí)測(cè)驗(yàn)計(jì)算出的F值必（B）o

A>^b.015,5；B>^0,014,20,C>40L4,4，D<^O.O14,2O?

59.在正態(tài)總體N（10,10）中以樣本容量10進(jìn)行抽樣，其樣本平均數(shù)服從（A）分布。

AN（10,1）BN（0,10）CN（0,1）DN（10,10）

60.已知一配對(duì)試驗(yàn)通過(guò)觀察得差數(shù)為di（i=l,2……n）,差數(shù)平均數(shù)為7,則在成對(duì)檢驗(yàn)時(shí)的自由度為（A）。

An-lB2（n-1）Cn-2D2n-1

61、統(tǒng)計(jì)學(xué)的創(chuàng)始人是（A）

A、WilliamPettyB、JocobBernoulliC、KarlPearsonD、W.S.Gosset

62、（D）創(chuàng)建了小樣本檢驗(yàn)理論，，檢驗(yàn)，被稱(chēng)為“統(tǒng)計(jì)學(xué)史上的法拉第”。

A、WilliamPettyB、JocobBernoulli

C、KarlPearsonD、W.S.Gosset

63、國(guó)家規(guī)定一級(jí)油菜籽中芥酸含量不得超過(guò)G，某油菜品種10個(gè)樣本的菜籽中芥酸含量為丁，在測(cè)驗(yàn)該品

種是否符合國(guó)家規(guī)定的一級(jí)標(biāo)準(zhǔn)時(shí)，所作假設(shè)為（D）o

A：%：4Hq.B：Hotx=cofH/X手G>.

C：HQ：〃之CQ,HA：A<Q.D：HW>Q.

64、采用五種原料配比生產(chǎn)紅棗帶肉果汁，分別對(duì)五種處理各隨機(jī)抽查6瓶的自然分層率。已知試驗(yàn)總平方

和=33（）,處理間均方=2（）,則試驗(yàn)誤差均方必=（B）

A：9.2B:1（）C:11D:3.3

65、用4種配方、5種食品添加劑量生產(chǎn)面包，每個(gè)處理重復(fù)3次，本試驗(yàn)共有（B）個(gè)處理組合，其試驗(yàn)誤

差項(xiàng)自由度為（B）

A：9,12B：20,40C：19,59D：60,39

66、隨機(jī)測(cè)定某品種番茄100個(gè)單位體積內(nèi)胡蘿卜素含量，可得的100個(gè)具體數(shù)據(jù)稱(chēng)為（A）

A.觀察值B.參數(shù)值C.統(tǒng)計(jì)數(shù)值D.變數(shù)值

67、隨機(jī)測(cè)定5個(gè)品牌的香腸亞硝酸鹽含量，每種查5次，經(jīng)方差分析F測(cè)驗(yàn)，品牌間亞硝酸鹽含量差異極

顯著，此時(shí)測(cè)驗(yàn)計(jì)算出的F值必（B）。

八.>以015,5；B.>《014,20，C>%014/TD。<々01/1,20，

三、判斷（如正確在題后括號(hào)內(nèi)打“J”；如錯(cuò)誤在題后括號(hào)內(nèi)打“義”）

1、樣本平均數(shù)1的概率分布叫樣本平均數(shù)的抽樣分布。（V）

2、一個(gè)試驗(yàn)在安排區(qū)組時(shí)，原則上應(yīng)盡可能保持區(qū)組內(nèi)的最大一致性，區(qū)組間允許較大差異。（V）

3、體長(zhǎng)、產(chǎn)奶量和體重都是間斷性資料。（X）

4、組數(shù)與組距關(guān)系密切，如增多組數(shù)就會(huì)使組距變大；減少組數(shù)則組距變小。（X）

5、雙尾檢驗(yàn)顯著，單尾檢驗(yàn)一定顯著。（V）

6、蜉系數(shù)比尿B差更適合的交不同樣柳對(duì)期程度姒?。↗）0

7、在直線(xiàn)回歸中，依變量Y的總變異平方和可分解為三部分，即回歸平方和、離回歸平方和及誤差平方和。

（X）

8、對(duì)6個(gè)枇杷品種患黃龍病率調(diào)查，其患病率分別為12%,13%,9%,18%,30%,16%,該資料方差分析前

應(yīng)作反正弦轉(zhuǎn)換。（V）

9、行擬合優(yōu)度檢驗(yàn)是用來(lái)檢驗(yàn)兩個(gè)樣本平均數(shù)的一致性。（x）

10、F分布的概率密度曲線(xiàn)是對(duì)稱(chēng)曲線(xiàn)。（X）

11、任何一個(gè)正態(tài)分布都由參數(shù)|1、。唯一確定。（V）

12、t分布是單峰兩尾的對(duì)稱(chēng)分布。（V）

13、頻率是概率的穩(wěn)定值。（X）

14、觀察值與真值接近的程度稱(chēng)為精確性。（X）

15、配對(duì)數(shù)據(jù)資料用t檢驗(yàn)比較時(shí)，若配對(duì)數(shù)n=13,則查t表的自由度為12。（V）

16、描述息體特征的數(shù)，通常未知，一般用英文字母表示。（X）

17、多重匕較法的LSD法也稱(chēng)為最小顯著差數(shù)法。（V）

18、隨機(jī)誤差可以避免（X）0

19、棄真錯(cuò)誤又稱(chēng)d錯(cuò)誤；納偽錯(cuò)誤又稱(chēng)B錯(cuò)誤。（V）

20、當(dāng)u=1.96時(shí)，統(tǒng)計(jì)假設(shè)測(cè)驗(yàn)的右尾概率為0.05。（X）

21、從雌雄各半的動(dòng)物群體中抽出10只動(dòng)物，記錄性別。再?gòu)脑撊后w中抽出另外10只動(dòng)物記錄性別。如此

抽取1000次，其中雄性動(dòng)物的只數(shù)服從泊松分布。（X）

22、若一組數(shù)據(jù)的均值是450,則所有的觀測(cè)值都在450周?chē)＃╔）

23、樣本標(biāo)準(zhǔn)差是總體標(biāo)準(zhǔn)差。的無(wú)偏估計(jì)值.（X）

24、如果用雙尾概率u值表，查單尾概率的u值時(shí)，須將概率值除以2再查。（X）

25、如存在互作，兩個(gè)因素各自最好水平的組合不一定為最優(yōu)處理。（J）

26、r=0說(shuō)明兩個(gè)變量之間不存在相關(guān)關(guān)系。（V）

27、中位數(shù)與樣本內(nèi)的每個(gè)值都有關(guān)，它的大小受到每個(gè)值的影響。（X）

28、從株高變化在100厘米至120厘米某小麥品種群體中準(zhǔn)確地測(cè)得某一株的標(biāo)準(zhǔn)高度為105厘米的概率等于

零。（J）

29.顯著水平是接受零假設(shè)（或無(wú)效假設(shè)）所使用的概率。（X）

30、在公檢驗(yàn)中，當(dāng)自由度為1時(shí)，需要對(duì)犬檢驗(yàn)進(jìn)行連續(xù)性矯正。（V）

31、方差分析是為了推斷多個(gè)總體的方差是否相等而進(jìn)行的假設(shè)檢驗(yàn)。（X）

32、兩個(gè)變量相關(guān)，可能是因果關(guān)系也可能平行關(guān)系。（V）

33.比較油炸前后食品中雜環(huán)胺的含量差異，油炸前后各隨機(jī)抽取10個(gè)樣品，此資料應(yīng)該用成對(duì)數(shù)據(jù)比較的

方法檢驗(yàn)。（V）

34.泊松分布的平均次數(shù)為m,則此分布的標(biāo)準(zhǔn)差必為m。（X）

35.回歸系數(shù)是標(biāo)準(zhǔn)化的相關(guān)系數(shù)。（X）

36.如互作不存在，兩個(gè)因素最好水平的組合為最優(yōu)處理。（V）

37.平均數(shù)是用來(lái)反映一組數(shù)據(jù)分布離散程度的指標(biāo)。（X）

38.在樣本含量相同的情況下，不能同時(shí)減少兩類(lèi)錯(cuò)誤。（V）

39.系統(tǒng)誤差是不可避免的。（X）

40.統(tǒng)計(jì)假設(shè)%：/壯從"/%："〈〃（），顯著水平。=0.05。計(jì)算得u<-L64,則統(tǒng)計(jì)推斷是拒絕零假設(shè)。（

V）

41.進(jìn)行多重比較時(shí)，犯第I類(lèi)錯(cuò)誤概率是LSD法VSSR法<q法。（X）

42.用來(lái)描述樣本特征的數(shù)稱(chēng)為參數(shù),（X）

43.同一個(gè)處理實(shí)施的試驗(yàn)單位數(shù)稱(chēng)為處理的重復(fù)數(shù)。（V）

44.通過(guò)散點(diǎn)圖可以判斷兩個(gè)變量之間有無(wú)相關(guān)關(guān)系。（V）

45.A樣本標(biāo)準(zhǔn)差為5,B樣本的標(biāo)準(zhǔn)差為12,B樣本的變異一定大于A樣本。（X）

46.假設(shè)測(cè)驗(yàn)中不是犯a錯(cuò)誤就是犯B錯(cuò)誤。（V）

47、回歸直線(xiàn)必通過(guò)坐標(biāo)點(diǎn)（元，》）。（V）

48、r的絕對(duì)值越大，散點(diǎn)圖中的點(diǎn)越趨向于一條直線(xiàn)（7）

49、概率很小的事件在一次抽樣試驗(yàn)中幾乎不可能發(fā)生。（V）

四、綜合分析題

1.牛奶單包重服從正態(tài)分布，且產(chǎn)10Dg,o=8g,從中隨機(jī)抽取16包,試計(jì)算樣本平均數(shù)天介于96.08g和103.92g

的可能性有多大？。

2、測(cè)定某批“皮蛋”中鉛離子含量，10個(gè)樣品測(cè)得值分別為9.4,9.5,9.0,9.1,9.2,10.0,9.8,9.5,9.7,

10.0（ppm）,求在95%置信水平下該批“皮蛋”鉛離子含量的置信區(qū)間？（已知tons.k2.262）。

3、某車(chē)間用1臺(tái)包裝機(jī)裝葡萄糖，頷定標(biāo)準(zhǔn)為每袋凈重0.5kg,包裝機(jī)正常工作稱(chēng)糖服從正態(tài)分布，且根據(jù)

長(zhǎng)期經(jīng)驗(yàn)知其標(biāo)準(zhǔn)差。=0.015。某天，為檢驗(yàn)包裝機(jī)工作是否正常，隨機(jī)抽取9包糖，檢測(cè)它們的凈重平均

值為0.511kg。問(wèn)這天包裝機(jī)工作是否正常？

4、按飼料配方規(guī)定，每1000kg某種飼料中維生素C不得少于246g,現(xiàn)從工廠的產(chǎn)品中隨機(jī)抽測(cè)12個(gè)樣品，

測(cè)得維生素C含量如下：255、260、262、248、244、245、250、238、246、248、258、270g<>若樣品的維

生素C含量服從正態(tài)分布，問(wèn)此產(chǎn)品是否符合規(guī)定要求？（顯著性水平取0.05）.

5、給小鼠喂以不同的飼料，研究每日鈣的留存量（mg）是否有顯著差異，按以下方式設(shè)計(jì)試驗(yàn)，甲組12只，喂

A飼料，乙組9只，喂B飼料。鈣的留存量見(jiàn)下表，試檢驗(yàn)兩種不同飼料鈣的留存量差異是否顯著。

甲組29,726.728.931.133.126.836.339.530.933.431.528.6

乙組28.728.329.332.231.130.036.236.830.0

6、為了檢驗(yàn)?zāi)硿p肥藥的減肥效果，9名受試者服藥一個(gè)月進(jìn)行前后對(duì)比試驗(yàn)，體重測(cè)量結(jié)果如下表（單位：依）：

試問(wèn)該減肥藥的減肥效果是否顯著？

編號(hào)123456789

服藥前788975617485968468

服藥后759072597483908564

7、有一調(diào)查以研究消費(fèi)者對(duì)“有機(jī)”食品和常規(guī)食品的態(tài)度。在超市隨機(jī)選擇50名男性和50名女性消費(fèi)者,

問(wèn)他們更偏愛(ài)哪種食品，結(jié)果如圖所示。請(qǐng)分析男女消費(fèi)者對(duì)兩類(lèi)食品的態(tài)度是否相同？加（）.05⑴=3.84）

性別“有機(jī)”常規(guī)總數(shù)

男性104050

女性203050

總數(shù)3070100

8、根據(jù)以往調(diào)查，消費(fèi)者對(duì)3種原料的飲料A,B,C的滿(mǎn)意度分別為0.45,（）.31,0.24.現(xiàn)隨機(jī)選擇60個(gè)消費(fèi)

者評(píng)定這3種飲料，從中選出各自喜歡的產(chǎn)品。結(jié)果有30人選A,18人選B,12人選C,試問(wèn)消費(fèi)者對(duì)3

個(gè)產(chǎn)品的態(tài)度是否改變？（Roa⑵=5.99）

9、根據(jù)下面的單因素方差分析表回答布?關(guān)問(wèn)題。

差異源SSdfMSFF0.05

組間().0010532D.00052732.916673.88529

組內(nèi)0.000192120.000016

總計(jì)0.00124514

注：試驗(yàn)因素A有3個(gè)水平°

⑴寫(xiě)出零假設(shè)及備擇假設(shè)；

⑵寫(xiě)出SST,SSA,SSE,于「晨，。，MSA,MSE,n；

⑶判斷因素A是否顯著。

10、從A,B,C三個(gè)品種面粉中各隨機(jī)抽取16個(gè)樣品，查面粉中溟化鉀含量（mg）,已知觀察值的總平方

和瑞二15423,總和T=849,品種總和G=258,0=248,上=343,求①該資料各變異來(lái)源的自由度以及

處理SS和誤差SS各是多少，并列出方差分析表？②比較三種面粉澳化鉀含量的差異。

11、有一小麥產(chǎn)量品種比試驗(yàn)，采用單因素隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，試驗(yàn)結(jié)果的初步計(jì)算如下表。請(qǐng)按照要求完成計(jì)

算任務(wù)并將結(jié)果填寫(xiě)在后面的括號(hào)里。

B30.0

Ex2=620.510.0

D15.0

E25.0

rr20302525T=100

①矯正數(shù)C等于（)

②完成方差分析表

變異來(lái)源自由度SSMS；FFO.05

區(qū)組()10()()3.49

品種()()(')()3.25

誤差()()()

總變異()120.5

③完成品種間差異顯著性測(cè)驗(yàn)

M2345

LSRO.O53.083.774.24.51

多重比較結(jié)果:

品種代號(hào)平均數(shù)差異顯著性(a=().()5)

B7.5()

E6.25()

A5()

D3.75()

C2.5()

解釋所得結(jié)果—_____________________________________________O

12、已知某地最近8年6月份的降雨量（X,mm）與棉花產(chǎn)量（Y,斤/畝）的關(guān)系如下表。試作線(xiàn)性回歸分

析：

6月份降雨量（X,mm）35608290120145170185

棉花產(chǎn)量（Y,斤/畝）180270310380360420430490

13、研究溫度（XJC）與某一昆蟲(chóng)幼蟲(chóng)生長(zhǎng)速率（丫）的關(guān)系，得有關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)分別為：

n=10,A=5,y=110,=147,SSy=34500,SP=-2070o

試求：（l）P=a+〃X。（2）Q和U。（3）s；/x。（4"和產(chǎn)。（5）測(cè)驗(yàn)該線(xiàn)性方程的顯著性。

14.為研究某種食品添加劑獲得率的影響，考慮4個(gè)因素，分別為溫度（A因素）、時(shí)間（B因素），配比（C

因素）和真空度（D因素），每個(gè)因素分2個(gè)水平，如果AXB,AXC,BXC有交互作用，試作表頭設(shè)計(jì)并說(shuō)

明用哪種正交表。

部分計(jì)算題答案

1、-0.49<u<0,49,P=1-2x03121=0.3758=37.58

2、x=9.52

0.126,s=0.355

1=0.11

該批“皮蛋”鉛離子含量的置信區(qū)間：［9.52±2.262X0.11］即,Ll=9.27;L2=9.77

3、解：1）設(shè)：Ho：Xo=X；（無(wú)顯著差異，機(jī)器工作正常）

HA：XO￥X（有顯著差異，機(jī)器工作不正常）-----------------

2）ox=0.0154-3=0.005

3）u=（0.511-0.5）4-0.005=2.2----------------------------

由于，u=2.2>uo.o5=1.96,-----------------------------------------

所以，檢驗(yàn)的樣本與標(biāo)準(zhǔn)之間有顯著的差異，即該機(jī)器工作不正常。……

4、①由題知樣品的維生素C含量服從正態(tài)分布。

②假設(shè)：

Ho：卜i三卜io(246g)

HA：p>|io(246g)

③:顯著性水平：a=0.05

④統(tǒng)計(jì)量的值：

/12\2

12之七

丁口252-246

于是t=---=2.28

顯

⑤：建立Ho的拒絕域：3.05=1.796,當(dāng)2.28>305,拒絕Ho°

⑥：結(jié)論：（1分）：此產(chǎn)品符合規(guī)定要求

5、解：計(jì)算樣本平均數(shù)和樣本方差得：

A.=31.375,兀=31.4,S；=]4.28,s；=9.77.

(1)先進(jìn)行方差齊性檢驗(yàn)

“0：0=b":CT|￥

HA

C21A9Q

^=^7=-=1.46,而七025dl,8)=4.25,^(11,8)=0.273,

可見(jiàn)接受，。，即方差具有齊性。

(2)平均數(shù)差異檢驗(yàn)

“。：從=〃2，尸〃2

經(jīng)計(jì)算，，=NT

3舊*―)

+“2-2〃]

31.375-31.4

=-0.016.

/11X14.284~8X9.7713

V12+9-212+9

由于|，|氣必。2+9-2)=2.09,從而接受“。,認(rèn)為兩種飼料鈣的留存量無(wú)顯著不同。

6.為了檢驗(yàn)?zāi)硿p肥藥的減肥效果，9名受試者服藥一個(gè)月進(jìn)行前后對(duì)比試驗(yàn)，體重測(cè)量結(jié)果如下表(單位:：試問(wèn)該減肥

藥的減肥效果是否顯著?

1)Ho：Ud=()；HA：UdV0o

2)a=0.05(1分)

3)計(jì)算統(tǒng)計(jì)量(6分)

4-丁