橡胶小区试验每小区可供观测记录株数为25一30株。 农药大区试验，一般每小区的面积为0.5一2分地。 4×2X2复因子试验的处理组合数为8个。 2×3×2复因子试验的处理组合数12个。 3×2×3复因子试验的处理组合数为8个。 2复因子试验的处理组合数为6个 2复因子试验的处理组合数为8个。 随机区组设计的精确度高于拉丁方设计的情确度。 拉丁方设计的精确度高于随机区组设计的精确度。 改良对比法的精确度高于拉丁方设计的精确度。 X=Zfx/n s=∑fx-(Σfx)/n Σ(x-x)>Σ(x-a)(其中a≠x) s.S=s Σ(x-x)=0 V=Σ(x-x)/(n-1) v=Σ(x-x)/n-1 x-Efd/n+M ×X100% S=Sx
橡胶小区试验每小区可供观测记录株数为２５－３０株。 √ 农药大区试验，一般每小区的面积为 ０.５－２分地。 × ４×２×２复因子试验的处理组合数为８个。 × ２×３×２复因子试验的处理组合数１２个。 √ ３×２×３ 复因子试验的处理组合数为８个。 × ２ 复因子试验的处理组合数为６个。 × ２ 复因子试验的处理组合数为８个。 × 随机区组设计的精确度高于拉丁方设计的精确度。 × 拉丁方设计的精确度高于随机区组设计的精确度。 √ 改良对比法的精确度高于拉丁方设计的精确度。 × _ Ｘ＝∑ｆｘ／ｎ √ ｓ ＝∑ｆｘ－（∑ｆｘ） ／ｎ × _ _ ∑（ｘ－ｘ） ＞∑（ｘ－ａ） （其中a≠ｘ） × Ｓ.Ｓ＝Ｓ × _ ∑（ｘ－ｘ）＝０ √ _ Ｖ＝∑（ｘ－ｘ ）／(ｎ－１) × _ ｖ＝∑（ｘ－ｘ） ／ｎ－１ √ _ ｘ＝∑ｆｄ／ｎ＋Ｍ × _ ｃ.ｖ＝ｘ／ｓ×１００％ × _ Ｓ＝Ｓｘ × _
x=(E/n)×c+M E(p1-p2)=p1-p2 E((n-+(2-2 )/(2) D(X1-X2)=0×(1/n1-1/n2) 二项分的总体均数μ=np,总体标准差o=npq。 sd=Sx √ D (x)=0/n E(n1-1)s1+(n2-1)s2/(n1+n2-2)=0 D(p1-p2)=(p1q1/n1)+(p2q2/n2) 连续性随机变量(X1一X2)的擞学期塑为（μ1+μ2）。 E (X)=H D (X)=o E(P)=P/n E（x1-X2)=μ1-u2 x的方差等于。n。 当样本容量一定时，99%的估计区间的精确度比95%的估计区间 的精确度高。 D (P)=pq/n p的数学期望等于P
ｘ＝（∑fd／ｎ）×ｃ＋Ｍ √ ＾ ＾ Ｅ（ｐ1－ｐ2）＝ｐ1－ｐ2 √ Ｅ〔（(n1-1)s1 +(n2-1)s2 )／(n1+n2-2)〕＝σ √ ＿ ＿ Ｄ（Ｘ1－Ｘ2）＝σ ×（１／ｎ1－１／ｎ2） × 二项分布的总体均数μ＝ｎｐ， 总体标准差σ＝ｎｐｑ 。 × Ｓｄ＝Ｓｘ √ ＿ _ Ｄ（ｘ）＝σ／√ｎ × Ｅ〔(ｎ1－１)ｓ1 ＋(ｎ2－１)ｓ2 ／(ｎ1＋ｎ2－２)〕=σ √ ＾ ＾ Ｄ（ｐ1－ｐ2）＝（ｐ1ｑ1／ｎ1）＋（ｐ2ｑ2／ｎ2） √ _ _ 连续性随机变量（Ｘ1－Ｘ2）的数学期望为（μ1＋μ2）。 √ _ Ｅ（Ｘ）＝μ √ Ｄ（Ｘ）＝σ √ ＾ Ｅ（Ｐ）＝Ｐ／ｎ × _ _ Ｅ（ｘ1－Ｘ2）＝μ1－μ2 √ _ ｘ的方差等于σ /ｎ 。 √ 当样本容量一定时，９９％的估计区间的精确度比９５％的估计区间 的精确度高。 × ＾ Ｄ（Ｐ）＝ｐｑ／ｎ √ ＾ ｐ的数学期望等于ｐ。 √ ＿ _ _
x落于区间〔（μ-16o/√n,μ+196o/√n)以外的概率 为99%。 凡是可用2×2联列表式独立性测验的资料均可用百分率u测验进行 分板 P落于区间(p-2.58√pq/n,p+2.58√pq/n)以 外的概率为99%。 当样本容量一定时，95%的估计区间的精确度高于99%的精确度 ，而可靠性小于99%估计区间的可性。 如果甲集团服从N(μ1，o,乙集团服从N(2,σ)，则样本 平均数的差数(X1-X2)服从N(μ1+μ2,0(1/n1+ 1/n2). X x=Σ(a-t)/t 两样本均微之差的95%的估计区间中，当上限小于零时意味者差异 显著。 3复因子试验方差分析时，若A因子F测验达显著需要作Q测验 改良对比法作方差分析时，要用回归关系来矫征处理区的数据。 若实际计得F值小于1时，就能断言差异不显著。 作双方面分类的方差分析时，C=T/(mk) 拉丁方作方差分析时其机误自由喷=(n一1)(n一1) 成组法资料可用双方面分类的方差分析。 作方差分析时，所算的某项平方和诺小于零时，就可断定计算有错误 裂区处理互比：Sx=误差a均方/√整区处理数×区组数 R'=该列的水平数XRXd 一元回归方程中b<0,说明X与Y为正相关。 ss回归b(Ey-(Ey)/n)
ｘ落于区间〔μ－1.96σ／√ n ，μ＋1.96σ／√ n 〕以外的概率 为９９％。 × 凡是可用２×２联列表式独立性测验的资料均可用百分率ｕ测验进行 分析。 × _ _ Ｐ落于区间〔ｐ－２.５８√ｐｑ／ｎ，ｐ＋２.５８√ｐｑ／ｎ〕以 外的概率为９９％。 × 当样本容量一定时，９５％的估计区间的精确度高于９９％的精确度 ，而可靠性小于９９％估计区间的可靠性。 √ 如果甲集团服从Ｎ（μ1，σ），乙集团服从Ｎ（μ2，σ），则样本 _ _ 平均数的差数（Ｘ1－Ｘ2）服从Ｎ（μ1＋μ2，σ（１／ｎ1＋ １／ｎ2））。 × ｘ ＝∑（ａ－ｔ） ／ｔ × 两样本均数之差的９５％的估计区间中，当上限小于零时意味着差异 显著。 √ ３ 复因子试验方差分析时, 若Ａ因子Ｆ测验达显著需要作Ｑ测验 √ 改良对比法作方差分析时，要用回归关系来矫正处理区的数据。 × 若实际计得Ｆ值小于１时，就能断言差异不显著。 √ 作双方面分类的方差分析时，Ｃ＝Ｔ ／（ｍｋ） √ 拉丁方作方差分析时其机误自由度＝（ｎ －１）（ｎ－１） × 成组法资料可用双方面分类的方差分析。 × 作方差分析时，所算的某项平方和若小于零时，就可断定计算有错误 。 √ 随机区组设计用双方面分类的方差分析是对的，配对法用双方面分类 的方差分析是错的。 × ＿ _ 裂区处理互比；Ｓｘ＝ 误差ａ均方／√整区处理数×区组数 × Ｒ'＝该列的水平数 ×Ｒ×ｄ × 一元回归方程中ｂ＜０，说明Ｘ与Ｙ为正相关。 × ｓｓ回归＝ｂ 〔∑ｙ －（∑ｙ） ／ｎ〕
∑xy-ExEy/n b= _-C ΣX-(EX)/n 回归关系即函数关系 SS误差2=SS总-SS重复-SS处理组合
× ∑ｘｙ－∑ｘ∑ｙ／ｎ ｂ＝─────────────── －Ｃ ∑Ｘ －（∑Ｘ） ／ｎ × 回归关系即函数关系。 × ＳＳ误差e2＝ＳＳ总－ＳＳ重复－ＳＳ处理组合 √