统计学课后习题答案.pdf 28页

'练习题参考答案第一章一、单项选择题1.C2.D3.B4.D5.B6.B7.B8.A二、多项选择题1.ABE2.ABCDE3.ACE4.BCE5.BCE6.ACD7.BDE8.ACD9.ABCD三、判断题1.×2.×3.√4.√5.×6.√7.√四、简答题1.两者的区别主要表现在：①说明对象不同。统计指标说明的是总体的特征，而标志则是反映总体单位的特征。②表述形式不同。统计指标都可以用数值表示，而标志既有能用数值表示的数量标志，又有不能用数值只能用文字表述的品质标志。两者的联系主要表现为：①具有对应关系。在统计研究中，标志与统计指标名称往往是同一概念，具有相互对应关系。因此，标志就成为统计指标的核算基础。②具有汇总关系。许多统计指标的数值是由总体单位的数量标志值汇总而来的。如某地区工业总产值就是各企业总产值加总之和，这里，地区工业总产值就是统计指标，而各企业总产值则是标志。同时，通过对品质标志的标志表现所对应的总体单位数进行加总，也能形成统计指标。例如，上述的工业企业经济类型，汇总后可得出具有某种属性的总体单位数，如国有经济企业数、集体经济企业数等。③具有变换关系。由于统计研究的目的不同，统计总体和总体单位具有相对性。统计总体和总体单位规定的非确定性，导致相伴而生的统计指标和标志也不是严格确定的。随着研究目的的变化，原有的总体转变为总体单位，相应的统计指标也就成为数量标志；反之亦然。这说明指标与数量标志之间存在着一定的联系和变换关系。2.数量指标是反映社会经济现象发展总规模、总水平或工作总量的统计指标，用绝对数表示。质量指标是反映社会经济现象发展相对水平或工作质量的统计指标，用相对数或平均数表示。两者的关系表现为：它们从不同角度反映总体的综合数量特征。数量指标是计算质量指标的基础，而质量指标往往是相应的数量指标进行对比的结果。第二章一、单项选择题1.B2.A3.C4.C5.A6.A7.B8.B9.C10.A11.B12.A13.B14.A15.D二、多项选择题1.BCE2.DE3.CD4.ABE三、判断题1.×2.×3.√4.×5.×6.×7.√8.×四、简答题（略）五、综合练习题（略）第三章一、单项选择题1.D2.D3.D4.D5.A6.B7.C8.A.9.C10.D11.C12.C13.B14.C二、多项选择题1.ACDE2.ABCDE3.ABCDE4.BE5.DE6.BCDE7.ABCD8.ADE 三、判断题1.×2.×3.√4.×5.×6.×7.√8.×9.√10.×11.×12.×13.×四、简答题（略）五、计算题1．计算表：2013计划实际2013年公司2012年实际产值产值计划完比2012年名称产值（万元）（万比重（%）（万比重（%）成（%）增长（%）元）元）A94149.5912.846.497835.19.3B58931653.833.2111259.7151.8C37019.540220.4108.6405.2–0.8合计19001001968.6100.0103.61500.031.2110%2．劳动生产率计划完成程度＝100%101.85%18%1-8%3.单位成本计划完成程度＝100%102.2%1-10%15%4.计划规定比上年增长百分比＝100%101.94%103%5．（1）五年累计计划完成程度=12850÷12000=107.08％（2）提前一季度完成累计产量计划。（3）提前半年达到最后一年计划产量。6．7月份平均每人日产量＝37件8月份平均每人日产量＝44件根据计算结果得知8月份比7月份平均每人日产量多7件。其原因是不同日产量水平的工人所占比重发生变化所致。7月份日产量在40件以上的工人只占全部工人数的40％，而8月份这部分工人所占比重则为66.67％。7．甲市场平均价格＝0.32元/千克乙市场平均价格＝0.325元/千克经计算得知，乙市场蔬菜平均价格高，其原因是乙市场价格较高的蔬菜销售量比重大于甲市场，也可以说，乙市场蔬菜平均价格高的蔬菜销售额比重大于甲市场。8．（1）该地区职工家庭平均每人月收入＝619.48元（2）依下限公式计算确定中位数＝644.58元依下限公式计算确定众数＝652.63元（3）分布特征是左偏态分布。9．x＝＝6309.52（元）V即该工业局全员劳动生产率为6309.52元。 410.平均收益率104.5%102.1%125.5%101.9%18.0787%11.计算如下：xf300x1.（件5/人）甲f200m180x乙1.（件8/人）m100x因为xx，所以乙单位工人生产水平高。甲乙2（x-x)f900.67（件/人）甲f2002（x-x)f360.（件6/人）乙f100甲0.67V100%100%44.7%甲x1.5甲0.6乙V乙100%100%33.3%x1.8乙因为VV，所以乙单位工人生产水平整齐。甲乙12.设本金为A元。163642（1）平均年利率＝102%104%105%107%108%15.49%A（0.020.0430.0560.0740.082）（2）平均年利率＝5.5%16A第四章一、单项选择题1.C2.B3.D4.D5.D6.D7.C8.B9.C10.A11.C12.D13.B14.B15.B16.D17.D18.B19.C20.C21.A22.A23.C24.C25.D26.C27.B28.B29.C30.B31.D32.A二、多项选择题1.ABCDE2.CDE3.ACDE4.ABCD5.CE6.ABCE7.CDE8.ABCD9.ABCDE10.ABDE三、判断题1.√2.×3.×4.×5.×6.√7.√8.√9.√10.×四、简答题（略）五、计算题68101214X10（件）1.根据题意可得：5 2（XX）40总体标准差8（件）N58抽样平均误差2（件）Xn22.根据题意，在重复抽样条件下，合格率的抽样平均误差为：PP（1－）0.90.1＝＝pn50＝4.24％在不重复抽样条件下，合格率的抽样平均误差为：P（1P）n0.90.150（11）（）pnN5050004.22％3.（1）该校学生英语考试的平均成绩的范围：Xf7660X76.6f1002()XXf12944s11.434f199s11.4341.1434Xn100由于是大样本，用正态分布去近似。根据Fz()95.45%，查表得z2。=z=21.1434=2.2868X/2X下限=X76.62.286874.31X上限=X76.62.286878.89X该校学生英语考试的平均成绩的区间范围是（74.31，78.89）。（2）该校学生成绩在80分以上的学生所占的比重的范围：n481p48%n100PP(1)0.48(10.48)0.049964.996%pn100=z=24.996%=9.992%pP上限=P48%9.992%38.01%P上限=P48%9.992%57.99%P在95.45％概率保证程度下，该校学生成绩在80分以上的学生所占的比重的范围在38.01%～57.99%。4.n40，X78.56，12.1312.13(1)=1.92Xn40根据Fz()95.45%，查表得z2。 =z=21.92=3.84X/2X下限=X78.563.8474.72X上限=X78.563.8482.40X全年级学生考试成绩的区间范围是（74.72，82.4）。（2）将误差缩小一半，应抽取的学生数为：2222z212.13n16023.842()x()225.Fz()10.99,0.01,查N(0,1)表，得Z2.575。27.2XZ39.52.57536.412n367.2XZ39.52.57542.592n36故全体投保人平均年龄的置信水平为99%的置信区间为（36.41,42.59）。6.n=100，X99，s3s30.3Xn100Fz()99.73%查表得z3。z30.30.9X下限x990.998.1上限x990.999.9区间估计：98.1X99.927.＝100g，n=25，Fz()195%，Z＝1.962根据样本资料，计算的样本均值为：x2634X105.36n25置信区间为：Nn100800025XZ=105.36±1.96××nN125800012即105.36±3.914115=(101.4459,109.2741)，该批产品平均重量在95％置信水平下的置信区间为（101.4459，109.2741）。8.根据样本资料计算的样本均值和样本标准差为： 2x23840()xxX1490s24.77n16n1由1＝95％知，tn(1)＝t(15)＝2.131。0.0252则该批电子元件平均使用寿命95％的置信区间为：s24.77Xt14902.131n162即149013.2=(1476.8，1503.2)，该批电子元件平均使用寿命在95％的置信水平下的置信区间为（1476.8，1503.2）。9.（1）①求样本指标：X＝1000小时＝50（小时）50＝＝＝（5小时）Xn100②根据给定的Δx＝10小时，计算总体平均数的上、下限：下限X＝100010－＝990（小时）x上限X＋＝1000101010＋＝（小时）x10x③根据z2，查概率表得F（z）＝95.45％。5X由以上计算结果，估计该批产品的平均耐用时间在990～1010小时，有95.45％的概率保证程度。（2）①求样本指标：p＝94％2＝（pp1－）＝0.940.06＝0.0564p（pp1－）0.0564＝＝＝2.38％pn100②根据给定的Δp＝2.45％，求总体合格率的上、下限：下限P＝94％－2.45％＝91.55％p上限P＋＝94％＋2.45％＝96.45％p2.45%x③根据z1.03t＝Δp/μp＝2.45％/2.38％＝1.03，查概率表得F2.38%X（z）＝69.70％。由以上计算结果，估计该批产品的合格率在91.55％～96.45％，有69.70％的概率保证程度。 （3）①求样本指标：X＝1000小时＝50（小时）50＝＝＝（5小时）Xn100②根据给定的F（z）＝95％，查概率表得t＝1.96。③根据z1.9659.8，计算总体平均耐用时间的上、下限：XX下限X＝1000－9.8＝990.2（小时）x上限X＋＝1000＋9.81009.8＝（小时）x所以，以95％的概率保证程度估计该批产品的平均耐用时间在990.2～1009.8小时。（4）①求样本指标：p＝94％2＝（pp1－）＝0.940.06＝0.0564p（pp1－）＝＝2.37％pn＝Z＝1.962.37％＝0.046Pp下限p－Δp＝94％－4.6％＝89.4％上限p＋Δp＝94％＋4.6％＝98.6％。所以，以95％的概率保证程度估计该批产品的合格率在89.4％～98.6％。6510.n100，z1.96，p65%2100pp(1)65%(165%)pZ65%1.96n1002即65％±9.35%=(55.65%，74.35%)，95％的置信水平下估计该城市下岗职工中女性所占比例的置信区间为55.65%～74.35%。15011.已知n200，z1.96，p75%2200p(1p)NnpZ()nN1275%(175%)100020075%1.96()20010001即75％±5.37%=(69.63%，80.37%)，95％的置信水平下估计赞成改革的人数比例的置信区间为69.63%～80.37%。212.＝1800000，α＝0.05，z＝1.96，Δ＝500，1-α=95% 2222z（1.96）（1800000）n＝＝＝27.652822（500）13.Δ＝0.05，α＝0.05，t＝1.96由于p的估计值未知，我们可以采用p＝0.5，计算必要的样本容量：2zp(1p)n＝22(1.96)(0.5)(10.5)2(0.05)385为了以95％的可靠度保证估计误差不超过0.05，应抽取385户进行调查。14.10310.95z1.96222z221.9610n242.6843223需抽取43名职工作为样本进行调查。15.计算如下：Xf3260036300X33.33f6003002222σiif2060030300566.7f600300i2566.70.794Δz20.7941.588XXn90031.742x34.91816.列计算表：批数rxr2平均袋重x(千克)xx(xx)riii48.5148.5-1.612.592149298.0-1.112.464249.55247.5-0.611.8605507350.0-0.110.084750.53151.50.390.456350.6150.60.490.2401513153.00.892.376351.5151.51.391.932152152.01.893.5721合计241202.6—15.5784 xr12026.X.5011(千克)r24r2(xx)ri155784.2i1δ06491(.千克)xr242δRr06491.144024x()002705.09840.0163.XrR12414401ΔZ20163.0326.xX50110326.-.x5011.0326.即4978(.千克)x5044(.千克)批数r2各批一等品包装质量比重pi(%)pirpippipr9532.85-0.02560.0019669610.96-0.01560.00024339754.85-0.00560.00015659898.820.00440.000173798.510.9850.010.00019954.950.01440.001037合计2423.415—0.003677pr23415.ip9756.%r24r2(pp)ri0003677.2i1δ00153.%pr240000153.09840.0247.%p24ΔZ20247.%0494.%pp9756.%-.0494%P9756.%0494.%即9707.%P9805.%第五章一、单项选择题1.A2.B3.C4.A5.D6.D7.D8.B9.C10.C11.B12.A13.B二、多项选择题1.CD2.CE3.ABC4.CE5.CD6.DE7.BCD三、判断题1.×2.×四、简答题1.（1）H0：x≥350；H1：x＜350。（2）针对上述假设，犯第一类错误时，表明新方 法不能降低生产成本，但误认为其成本较低而被投入使用，所以此决策错误会增加成本。犯第二类错误时，表明新方法确能降低生产成本，但误认为其成本不低而未被投入使用，所以此决策错误将失去较低成本的机会。2.（1）可以用可信区间来回答假设检验的问题。（2）可信区间比假设检验提供了更多的信息。（3）可信区间立足于大概率，假设检验立足于小概率。（4）可信区间求得的是以样本估计值为中心的双侧置信区间，而假设检验不仅有双侧检验，也常用单侧检验。五、计算题1.（1）H0：μ=12；H1：μ≠12x0（2）检验统计量：Z=。在α＝0.05时，临界值zα/2＝1.96，故拒绝域为|z|＞1.96。/n（3）当x＝12.25克时：x12.25120Z=＝＝2.08/n0.6/25由于|z|＝2.08＞1.96，拒绝H0：μ=12，应该对生产线停产检查。（4）当x＝11.95克时：x11.95120Z=＝＝－0.42/n0.6/25由于|z|＝－0.42＜1.96，不能拒绝H0：μ=12，不应该对生产线停产检查。2.H:80;H:80010.05t(n1)t(15)2.131/20.025x8380T4.8s/n2.5/16因为T4.82.131t0.025(15)，P<0.05，所以按照0.05水平，拒绝H0，接受H1，差别有统计学意义，即认为这种装置的平均温度与厂方所说的有显著差异。3.H:0;H:0010.05t(n1)t(9)2.262/20.025d0.9T1.247sd/n2.2828/10因为T1.2472.131t(9)，P>0.05，所以按照0.05水平，不拒0.025 绝H0，差别无统计学意义，尚不能认为两种测声计对噪声的测定结果不同。第六章一、判断题1.×2.×3.×二、简答题1.根据资料的设计类型及研究目的，将全部观察值间的总变异按不同来源分为几个部分（其自由度也分解为相应的部分），每一部分变异都与特定的因素（处理因素或随机因素）相联系，然后以某处理因素与随机因素的均方之比构造检验统计量F，借助F分布，通过比较F值与临界值的大小作出统计推断，从而了解该因素对观测指标有无影响。2.SS组间指组间变异，代表组间的本质差别和误差；SS组内指组内变异，代表误差。理论上，如果组间无本质差别，则SS组间＝SS组内，两者的均方之比等于1。用两者的均方之比来构造检验统计量F。三、计算题1.本题采用完全随机设计的方差分析。-1-1三组动物每日进食量/(mg·g·d)饲料1组饲料2组饲料3组合计24.8426.4646.8927.6024.1947.2130.9728.7042.4224.6123.7047.7024.8224.4840.7424.6424.1941.0329.7228.0144.9827.4223.7043.4623.6426.1044.3430.0624.6244.32n10101030iX26.83225.41544.30932.185iX268.32254.15443.09965.562X7264.32866488.698719687.681133440.7084(1)方差分析①建立检验假设，确定检验水准：H0：123，即三种处理方式下动物每日进食量相同H1：1、2、3不等或不全相等，即三种处理方式下动物每日进食量不同或不全相同＝0.05②计算检验统计量： 22965.56CX/N31076.8705302SSTXC33440.7084-31076.87052363.8379N130129T2c()Xij222j268.32254.15443.09SSTRC31076.87052214.7888i1ni10c1312TRSSSSSS2363.8379-2214.7888149.0491eTTR29227eTTRMSSS/2214.7888/21107.3944TRTRTRMSSS/149.0491/275.5203eeeMS1107.3944TRF200.6040MS5.5203e方差分析表：完全随机设计方差分析表变异来源SSMSFP处理2214.788821107.3944200.6040<0.01误差149.0491275.5203总变异2363.837929③确定P值，作出统计推断。查F界值表得P<0.01，按0.05水平，拒绝H0，接受H1，差别有统计学意义，可以认为三种饲料组动物的每日进食量不全相同。2.本题采用析因设计的方差分析。-1两种药物治疗儿童贫血血红蛋白的增量/(g·dl)用药处理-1x2血红蛋白增加量/(g·dL)ijXX中药西药（A）（B）用2.42.22.32.02.42.12.20826.558.69用2.32.22.12.22.12.2 不用1.21.01.01.01.21.11.12513.515.410.91.21.31.31.01.3用0.91.01.21.21.11.31.07512.914.05不用1.01.01.01.11.20.9不用0.70.40.70.40.30.20.4755.72.990.40.60.60.40.60.4合计1.221(X)58.691.14(1)首先判断中药与西药联合使用是否存在交互作用。①建立检验假设，确定检验水准：H0：中、西药联合使用无交互作用H1：中、西药联合使用有交互作用0.05②计算检验统计量：2258.6C(X)/N71.5408482SSTXC91.1471.540819.5992N148147T2()Xijk222226.513.512.9＋5.7kSSTRC71.540818.7425ijn12cr12213TR2()Xijk22jk26.513.512.95.7SSAC71.54089.5409irn212c1211A2()Xijk2226.512.913.55.7ikSSBC71.54088.5009jcn212r1211BSSSSSSSS18.74259.54098.50090.7007ABTRABABcr1121211SSSSSS19.599218.74250.8567eTTRecrn(1)2212144 方差分析表：析因设计方差分析表变异来源SSMSFP处理18.74253中药（A）9.540919.5409489.2769<0.01西药（B）8.500918.5009435.9436<0.01中药×西药（A*B）0.700710.700735.9333<0.01误差0.8567440.0195总变异19.599247③确定P值，作出统计推断。查F界值表得PAB*<0.01，按0.05水平，拒绝H0，接受H1，差别有统计学意义，可以认为中、西药使用有交互作用。(2)存在交互作用的情况下，需固定一个因素的某一水平分析另一因素的作用。采用分层F检验分析中、西药各自是否有效。①H0：用中药时，西药治疗儿童贫血无效H1：用中药时，西药治疗儿童贫血有效0.05a1,N24,nbbn12,Xb40,Xb26.5,Xb13.512122240CX/N66.6667242c()Xij22j26.513.5SSTRC66.66677.0416i1ni12c1211TRSSTRMS7.0416TRTR析因设计分层比较时，误差项的均方及自由度采用总方差分析中的误差均方及自由度。MS0.0195e44eMS7.0416TRF361.1077MS0.0195e查F界值表得P<0.01，按0.05水平，拒绝H0，接受H1，差别有统计学意义，可以认为用中药时，西药治疗儿童贫血有效。 ②H0：不用中药时，西药治疗儿童贫血无效H1：不用中药时，西药治疗儿童贫血有效0.05a2,N24,nbbn12,Xb18.6,Xb12.9,Xb5.712122218.6CX/N14.4150242c()Xij22j12.95.7SSTRC14.41502.1600i1ni12c1211TRSSTRMS2.1600TRTRMS0.0195e44eMS2.1600TRF110.7692MS0.0195e查F界值表得P<0.01，按0.05水平，拒绝H0，接受H1，差别有统计学意义，可以认为不用中药时，西药治疗儿童贫血有效。③H0：用西药时，中药治疗儿童贫血无效H1：用西药时，中药治疗儿童贫血有效0.05b1,N24,naan12,Xa39.4,Xa26.5,Xa12.912122239.4CX/N64.6817242c()Xij22j26.512.9SSTRC64.68177.7066i1ni12c1211TRSSTRMS7.7066TRTRMS0.0195e44e MS7.7066TRF395.2103MS0.0195e查F界值表得P<0.01，按0.05水平，拒绝H0，接受H1，差别有统计学意义，可以认为用西药时，中药治疗儿童贫血有效。4)H0：不用西药时，中药治疗儿童贫血无效H1：不用西药时，中药治疗儿童贫血有效0.05b2,N24,naan12,Xa19.2,Xa13.5,Xa5.712122219.2CX/N15.3600242c()Xij22j13.55.7SSTRC15.36002.5350i1ni12c1211TRSSTRMS2.5350TRTRMS0.0195e44eMS2.5350TRF130.0000MS0.0195e查F界值表得P<0.01，按0.05水平，拒绝H0，接受H1，差别有统计学意义，可以认为不用西药时，中药治疗儿童贫血有效。综上所述，联合用药有效，中药、西药单独治疗儿童贫血均有效。3.本题采用完全随机设计的方差分析。三个组别的人群每日增加的体重数量(kg)组别1组别2组别3合计0.3472.6122.8880.1942.7992.8080.2332.6933.0310.1132.4202.7120.3822.8142.7180.1402.9482.7630.2432.9782.808 0.1942.6742.9870.1433.0092.6120.2042.4683.0240.1412.4872.7620.1812.9003.0090.2462.7980.1360.141n15131240iXi0.2032.7382.8441.819X3.03835.60034.12272.7602X0.700997.962797.2459195.9095（1)建立检验假设，确定检验水准：H0：三个组别总体均数相同H1：三个组别总体均数不同或不全相同0.05（2)计算检验统计量：2272.76CX/N132.3504402SSTXC195.9095132.350463.5591N140139T2c()Xij222j3.03835.60034.122SSTRC132.350462.7800i1ni151312c1312TRSSSSSS63.559162.78000.7791eTTR39237eTTR方差分析表：完全随机设计方差分析表变异来源SSMSFP 处理62.7800231.39001487.6777<0.01误差0.7791370.0211总变异63.559139（3)确定P值，作出统计推断。查F界值表得P<0.01，按0.05水平，拒绝H0，接受H1，差别有统计学意义，可以认为三种人群的总体均数不全相同。4.本题采用随机区组设计的方差分析。-3不同通风形式下厨房内NO2浓度/(mg·m)家庭号通风方式（因素A）合计(因素B)关窗开窗用排气扇10.11830.02930.04710.194720.09920.17640.01960.295230.44900.21670.11320.778940.24310.21470.00160.459450.27310.06870.01670.358560.31040.01240.13460.457470.34970.03940.12080.509980.31230.21770.16470.694790.32790.20720.01370.5488100.34180.14910.00940.5003110.24110.18390.13360.5586120.24490.03380.18420.4629n12121236i0.27590.12910.07990.1616XiXij3.31081.54930.95925.8193j2Xij1.01770.27900.12761.4243j(1)建立检验假设，确定检验水准：H0：不同通风方式下，厨房内的NO2浓度的总体均数相同H1：不同通风方式下，厨房内的NO2浓度的总体均数不同或不全相同0.05(2)计算检验统计量：22CX/N(5.8193)/360.9407 2SSTXC1.42430.94070.4836N136135T22223.31081.54930.9592SSA(Xij)/rC0.94070.2494ij12c1312A22220.19470.2952……0.4629SSB(Xij)/cC0.94070.0929ji3r112111BSSSSSSSS0.48360.24940.09290.1413eTAB3521122eTAB方差分析表：随机区组设计方差分析表变异来源SSMSFP处理（A）0.249420.124719.4844<0.01区组（B）0.0929110.00841.3125>0.05误差0.1413220.0064总变异0.483635(3)确定P值，作出统计推断。查F界值表得PA<0.01，按0.05水平，拒绝H0，接受H1，差别有统计学意义，可以认为不同通风方式下厨房内的NO2浓度的总体均数不同或不全相同。对不同通风方式下厨房内的NO2浓度用SNK法作两两比较，将三个均数由大到小排列，并编上组次：组次123均数0.27590.12910.0799组别关窗开窗用排气扇(1)建立检验假设，确定检验水准：H0：AB，即任两种通风方式下厨房内的NO2浓度的总体均数相同H1：AB，即任两种通风方式下厨房内的NO2浓度的总体均数不同0.05(2)计算检验统计量： MS11eq(XABX)/()，22e2nnAB-3不同通风形式下厨房内NO2浓度/(mg·m)的两两比较对比组均数之差组数q界值q值P值A与BXXABaP=0.05P=0.011与30.196038.48703.584.64<0.011与20.146826.35662.954.02<0.012与30.049222.13042.954.02>0.05(3)确定P值，作出统计推断。查q界值表得关窗与其他两种处理间的P<0.01，按0.05水平，拒绝H0，接受H1，差别有统计学意义，可以认为关窗与其他两种处理下厨房内的NO2浓度不同，关窗时厨房内的NO2浓度高于其他两种处理；开窗与用排气扇处理间的P>0.05，按0.05水平，不拒绝H0，差别无统计学意义，尚不能认为开窗与用排气扇两种处理下厨房内的NO2浓度不同。5.本题采用交叉设计的方差分析。-114个人A、B两种代谢测定仪器耗氧量/(ml·h)仪器使用顺序受试者编号第一阶段第二阶段个体效应合计(Bi)11237124624832117912742453310009811981A→B412941387268151218118724056113811742312797110121983合计(T)80378261162988138713482735910241022204610122412262450B→A11104010262066121040103120711313871298268514114011082248合计(T)8242805916301阶段效应合计(W)162791632032599j处理效应合计T16096T1650332599AB(1)建立检验假设，确定检验水准： H0：AB，即两种仪器的测定结果无差异H1：AB，即两种仪器的测定结果有差异0.05(2)计算检验统计量：22X38439025Bi7684524522CX/N32599/2837953385.7502SS总XC3843902537953385.750485639.250N128127总2SS个体(1/2)BiC76845245/237953385.750469236.750n114113个体2122SS阶段(1/)nWjC162791632037953385.75060.03514211阶段22122SS仪器(1/)(nTABT)C160961650337953385.7505916.03514211仪器SSSSSSSSSS误差总个体阶段仪器=485639.250469236.75060.0355916.035=10426.43027131112误差总个体阶段仪器方差分析表：交叉设计方差分析计算表变异来源SSMSFP个体469236.7501336095.134641.5427<0.01阶段60.035160.03500.0691>0.05仪器5916.03515916.03506.80890.01