田间试验

2、地块的施肥方案进行，所以不可能也没有必要测定每个农户的每个地块的土壤养分。 试验设计在肥料试验中占重要地位。 要评价配方肥的效果，或建立作物产量与施肥量之间的定量关系，都涉及试验设计问题。 要评价肥料的效果，通常选用生产中普遍使用的一种或几种肥料或叶面肥作为比较对象，可以再增设一个不施肥处理。 要建立一种作物的产量与施肥量之间的定量关系，在拟研究的肥料种类明确后，须确定每个研究因素的水平

/2 AaBB r(1－ r)/4 AaBb r2/4 aaBB r2/4 aaBb r(1－ r)/4 ab (1－ r)/2 AaBa (1－ r)2/4 Aabb r(1－ r)/4 aaBb r(1－ r)/4 Aabb (1－ r)2/4 表 F2群体的基因型及其概率 按多项式分布，可以根据概率函数得到似然函数为：         fedc

例 ] 测定冬小麦品种东方红 3号的蛋白质含量 (%)10次，得 =， =；测定农大 139号的蛋白质含量 5次，得 =， =。 试测验两品种蛋白质含量的差异显著性。 1y 21s2y 22s 假设 H0: 两品种的蛋白质含量相等 , 即。 对。 显著水平 =，两尾测验。 210 :  H21:  AH 测验计算： 8600270016210 1621051350106211

因而，一般比较处理效应的试验都应当采用固定模型 0i0i k  21 (二 ) 随机模型 (random model) [例 ] 研究籼粳稻杂交 F5代系间单株干草重的遗传变异，随机抽取 76个系进行试验，每系随机取 2个样品测定干草重(g/株 )。 因这 76个系是随机抽取的样本，要从这些样本来估计 F5代系间单株干草重的遗传变异，故这是随机模型。 其单向分组分析结果见表

kTyykSS122)(2 7 . 5 63 2 2 0 . 1 78 1 0 3 . 99 1 . 08 3 . 1222 k ttt CnTyynSS122)( 2 2 0 . 1 73 222 tRTk ntre SSSSSSyyyySS    1 12)( (2) F 测验 将上述计算结果列入表 ， 算得各变异来源的 MS值。 表

后即有 rij （ 1018） MMMMMMMMijcccccccccc2122221112111)(Rijcjjiiijccc 矩阵以主对角线为轴而对称，即 rij =rji。 逆阵 R1中 的元素也是以主对角线为轴而对称的。  (二 ) 偏相关系数 的假设测验  可测验 H0： = 0 对 HA： ≠0。

直线回归方程的矩阵解法  一个直线回归的样本线性方程 (98)可改写为： x  2x y  2y xyxy  n 对观察值可按 (924)写成 n 个等式：  若定义： jjj exbby  10nnnexbbyexbbyexbby102210211101 (925) (924)  X为系数矩阵或结构矩阵。 则