③统计计算,由于本资料为分类数为二的二项分布次数资料,应予连续性矫正 (0-E-)2(208-21675-5)2(81-722-)2 =1.2560 216.75 72.25 ④推断:由于计算结果x2=12560<x20s1=3.84,故应接受Ho,即认为此二性状符 合3:1的分离比率 独立性测验例 〔例6.4)病毒病会严重影响马铃薯的产量,有人曾硏究播种期早晚与马铃薯感染 病毒病的关系,得结果于表6.5,试予分析。 表65马铃薯播期与染病情况调査资料 播种期 8月1日 4(90.92) 57(6008) 8月15日 74(77.08) 4(5092) 128 总数 ①假设Ho:马铃薯染病情况与播期无关;对厶A:马铃薯染病情况与播期有关。 ②显著水平a=0.05 ③统计计算由于本独立性测验两向分类数均为二,应采用矫正方式 (-E-1 E 94-90.92-5)2(57-6008-5)2(74-7708-)2(54-5092-)2 90.92 60.08 7708 50.92 ④推断:由于计算得x=0.401x0=384,故应接受无效假设H,即上设计播期 的早晚与马铃薯发病情况无关。 应该注意到,在作次数资料的x2测验时,其测验的分辨能力是与观测总次数相关 的;也即,一般来讲较大的样本容量有较高的判断灵敏度。由于这一特性,所有次数调 査数据均不能简约成成数或百分数,而使其抽样容量成比例变小。同理,次数调查的某 项资料数小于5时,应将其与相邻组合并为一组,以避免过小 统计学家将上面讲述的测验方式进行整理,整理的公式与前面讲述的公式结果是同 的,但其优点是可直接用实测值进行计算,而无须计算各对应的理论值。这些整理公5 ③统计计算，由于本资料为分类数为二的二项分布次数资料，应予连续性矫正。 1.2560 72.25 ) 2 1 ( 81 72.25 216.75 ) 2 1 ) ( 208 216.75 2 1 ( 2 2 2 2 = − − + − − = − − = E O E X C ④推断：由于计算结果 2  C =1.2560< 2  0.05,1 =3.84，故应接受 HO，即认为此二性状符 合 3:1 的分离比率。 独立性测验例 〔例 6.4〕 病毒病会严重影响马铃薯的产量，有人曾研究播种期早晚与马铃薯感染 病毒病的关系，得结果于表 6.5，试予分析。 表 6.5 马铃薯播期与染病情况调查资料 播 种 期 病 株 健 株 总 数 8 月 1 日 8 月 15 日 94（90.92） 74（77.08） 57（60.08） 54（50.92） 151 128 总 数 168 111 279 ①假设 HO: 马铃薯染病情况与播期无关；对 HA : 马铃薯染病情况与播期有关。 ②显著水平  = 0.05 ③统计计算 由于本独立性测验两向分类数均为二，应采用矫正方式。 0.401 50.92 ) 2 1 ( 54 50.92 77.08 ) 2 1 ( 74 77.08 60.08 ) 2 1 ( 57 60.08 90.92 ) 2 1 ( 94 90.92 ) 2 1 ( 2 2 2 2 2 2 = − − + − − + − − + − − = − − = E O E  C ④推断：由于计算得 2  C =0.401< 2  0.01,1 =3.84，故应接受无效假设 HO，即上设计播期 的早晚与马铃薯发病情况无关。 应该注意到，在作次数资料的 2  测验时，其测验的分辨能力是与观测总次数相关 的；也即，一般来讲较大的样本容量有较高的判断灵敏度。由于这一特性，所有次数调 查数据均不能简约成成数或百分数，而使其抽样容量成比例变小。同理，次数调查的某 一项资料数小于 5 时，应将其与相邻组合并为一组，以避免过小。 统计学家将上面讲述的测验方式进行整理，整理的公式与前面讲述的公式结果是同 一的，但其优点是可直接用实测值进行计算，而无须计算各对应的理论值。这些整理公