卡平方檢驗(yàn)方法研討-wenkub
2023-03-22 18:42:51 本頁(yè)面
【正文】 n 2[|a1/2a1/2b|1/2]2 + 2[|b1/2a1/2b|1/2]2 = n 2[|1/2a1/2b|1/2]2 + 2[|1/2b1/2a|1/2]2 = n 2 1/4[|ab|1]2 +2 1/4[|ba|1]2 = n (|ab|1)2 = n 所以： (|ab|1)2 X2C= n 一對(duì)基因 1： 1分離 (|a3b|2)2 X2C= 3n 一對(duì)基因，完全顯性。 公式改成： (|AT|1/2)2 X2C=∑ T 如果我們用： a－表示第一組變量。 HA:OT≠0(不符合 1： 1比例）。 （即：項(xiàng)數(shù)越多， X2值越大）。 適合性檢驗(yàn)： 例：已知：男女性別比例為： 1： 1。 已知：男：女＝ 1： 1 則： 男 女 ∑ 理論 50 50 100 實(shí)際 58 42 100 ∑ 108 92 200 (AT)2 (5850)2 (4250)2 X2 =∑ T = 50 + 50 = 查表： d f＝ 21＝ 1 ,1= P 結(jié)論：接受 HO,符合 1： 1比例。 b－表示第二組變量。 3:1分離。 15:1分離。 兩組以上資料（的 d f≥2）的適合性檢驗(yàn)： 例：孟德爾豌豆雜交試驗(yàn)：兩對(duì)基因： 9:3:3:1分離。 問：這次調(diào)查的數(shù)據(jù)是否符合正態(tài)分布？ 組限 觀測(cè)值 Oi 編碼 Vi Vi2 Oi*Vi Oi*Vi2 組界 u= (181。(u)n X2 4 0 0 0 0 0 36 1 1 36 36 129 2 4 258 516 188 3 9 564 1692 211 4 16 844 3376 176 5 25 880 4400 142 6 36 852 5112 80 7 49 560 3920 30 8 64 240 1920 4 9 81 36 324 ∑ 1000 4270 21296 解： ∑X=∑OiVi=4270 ∑X2= ∑OiVi2=21296 X =∑X/n=4270/1000= S2= (∑X2 (∑X)2/n)/(n1) =2129642702/1000/999= S=√= 假設(shè)： H0： OT=0 (符合正態(tài)分布 ) HA： OT≠0 (不符合正態(tài)分布 ) 查表： X27,=, , P 結(jié)論：拒絕 H0,該分布不符合正態(tài)分布。無(wú)效果。即：種子照否這一事件與水稻 活否這一事件毫無(wú)關(guān)系。） 如果把：存活的總數(shù)（ 130） 死亡的總數(shù)（ 70） 對(duì)照的總數(shù)（ 75） 輻照的總數(shù)（ 125） 都看作是事件出現(xiàn)的頻率次數(shù)，而 200則是試驗(yàn)的總次數(shù)。不同種植密度與紋枯病發(fā)病情 況顯著相關(guān)。 ) ()2 ()2 X2= + …… + = 查表： d f =(r1)(c1)=(31)(31)=4 ,4= P 結(jié)論：接受 H0,水稻葉片衰老情況與灌溉方式無(wú)關(guān)。 d f=n1 那么： k個(gè)樣本的合并方差是多少呢？ 方法是： 將 k個(gè)樣本的平
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