方差分析2實驗報告

1、生物醫(yī)學(xué)統(tǒng)計分析評分實驗報告 課程名稱 生物醫(yī)學(xué)統(tǒng)計分析 實驗名稱 方差分析2 專業(yè)班級 姓 名 學(xué) 號 實驗日期 實驗地點 20152016學(xué)年度第 2 學(xué)期一、 實驗?zāi)康撵柟陶莆涨按螌嶒灧讲罘治鲋械模?.均數(shù)差別的顯著性檢驗 2.分離各有關(guān)因素并估計其對總變異的作用 3.分析因素間的交互作用 4.方差齊性檢驗。學(xué)習(xí)利用協(xié)方差分析消除混雜因素對分析指標的影響。二、實驗環(huán)境 1、硬件配置：處理器：Intel（R） Core(TM) i7-3770 CPU 3.40GHz 3.40GHz 安裝內(nèi)存（RAM）：4.00GB 系統(tǒng)類型：64位操作系統(tǒng) 2、軟件環(huán)境：IBM SPSS Statisti

2、cs 19.0軟件三、實驗內(nèi)容(包括本實驗要完成的實驗問題及需要的相關(guān)知識簡單概述)（1）課本第四章的例4.5-4.9運行一遍，注意理解結(jié)果； （2）然后將課本第五章的例5.1-5.2運行一遍，注意理解結(jié)果。 三、實驗結(jié)果與分析例4.5輸出結(jié)果：表1 不同溫度、產(chǎn)蛋期、雞群對蛋雞產(chǎn)蛋量影響的方差分析結(jié)果（主體間效應(yīng)的檢驗）因變量:產(chǎn)蛋量源III 型平方和df均方FSig.校正模型82.880a126.9074.584.007截距12056.040112056.0408001.796.000產(chǎn)蛋期27.36046.8404.540.018雞群22.16045.5403.677.035溫度33.3

3、6048.3405.535.009誤差18.080121.507總計12157.0025校正的總計100.96024a. R 方 = .821（調(diào)整 R 方 = .642）分析：1）本實驗主要是為了研究5種不同溫度對蛋雞產(chǎn)蛋量的影響，但由于不同的雞群和產(chǎn)蛋期對產(chǎn)蛋量也有較大的影響，因此我們選用拉丁方設(shè)計； 2）本實驗由于我們選中了“描述性統(tǒng)計”和“Tukey的多重比較方法”，因此輸出結(jié)果中還有輸出樣本的描述統(tǒng)計量和產(chǎn)蛋期、雞群和溫度的多重比較結(jié)果，但由于本次實驗主要是分析3種因素對產(chǎn)蛋量的影響，并不研究到影響因素的具體細化部分，因此我們只選取主體間效應(yīng)的檢驗部分進行分析； 3）根據(jù)表1可知：產(chǎn)

4、蛋期間的，雞群間的,因此說明不同產(chǎn)蛋期和不同雞群對產(chǎn)蛋量具有顯著的影響；而溫度間的,因此說明不同溫度對產(chǎn)蛋期具有極顯著的影響。4）拉丁方設(shè)計要求每個區(qū)組的組數(shù)和試驗因素的處理數(shù)都必須相等，且應(yīng)假定3個因素之間不存在交互作用，因此在本次實驗中需選擇主效應(yīng)模型。 例4.6 輸出結(jié)果：表2 兩種飼料對產(chǎn)奶量影響的方差分析表（主體間效應(yīng)的檢驗）因變量:產(chǎn)奶量源III 型平方和df均方FSig.校正模型76.050a116.9147.577.004截距4651.25014651.2505097.260.000飼料A30.258130.25833.159.000時期C.1621.162.178.685個體

5、B45.63095.0705.556.012誤差7.3008.912總計4734.60020校正的總計83.35019a. R 方 = .912（調(diào)整 R 方 = .792）分析：1）本實驗主要是為了研究新配方飼料對產(chǎn)奶量的影響，故設(shè)立了對照組與其進行對比，但由于試驗的奶牛個體之間以及試驗期間的差異都對試驗結(jié)果有影響，為了盡可能地消除這種影響，因此我們選擇交叉設(shè)計法； 2）本實驗由于我們選中了“描述性統(tǒng)計”，因此輸出的結(jié)果中還有描述統(tǒng)計量，由于數(shù)據(jù)量過大，因此我們沒有把運行結(jié)果粘貼過來，但我們可以從描述性統(tǒng)計量表得出不同飼料在不同時期和不同個體間的均值和標準差； 3）根據(jù)表2可知，飼料間的,說

6、明新配方飼料與對照飼料對平均產(chǎn)奶量的影響差異極顯著，這里表現(xiàn)為新配方飼料的平均產(chǎn)奶量極顯著高于對照飼料的平均產(chǎn)奶量。且我們可以看出按照交叉設(shè)計方法進行試驗的結(jié)果中已經(jīng)較大的消除預(yù)飼期對試驗結(jié)果的影響，但不同奶牛之間對產(chǎn)奶量的影響還是極為顯著，因此消除效果并不好； 4）在交叉設(shè)計資料中，因子間的交互作用包括在誤差項，分析時應(yīng)注意不要引入交互作用，應(yīng)選擇主效應(yīng)模型。且本實驗只分為兩組，故不需要作均數(shù)間的多重比較。例4.7輸出結(jié)果：表3 補飼配方、用量、食鹽對增重影響的方差分析表（主體間效應(yīng)的檢驗）因變量:增重源III 型平方和df均方FSig.校正模型86.787a614.4642.000.370

7、截距41629.601141629.6015757.013.000配方A5.429228.7143.971.201用量B15.10927.5541.045.489食鹽C14.24927.124.985.504誤差14.46227.231總計41730.8509校正的總計101.2498a. R 方 = .857（調(diào)整 R 方 = .429）分析：1）因為要全面對補飼配方、用量、食鹽3個因素進行實驗，規(guī)模會很大，因此我們選用正交表進行正交設(shè)計，以減小試驗規(guī)模，并且不使信息損失得太多； 2）本實驗由于我們選中了“描述性統(tǒng)計”，因此輸出的結(jié)果中還有描述統(tǒng)計量，由于數(shù)據(jù)量過大，因此我們沒有把運行結(jié)果粘

8、貼過來，但我們可以從描述性統(tǒng)計量表得出不同配方在不同用量和不同食鹽內(nèi)的均值和標準差； 3）據(jù)表3可知，配方間的用量間的， 食鹽間的說明不同配方、不同用量、不同食鹽對增重皆沒有影響；4）本實驗還對補飼配方、用量、食鹽采用S-N-K法進行多重比較，但由于數(shù)據(jù)量過大，因此我們沒有粘貼過來，但我們從輸出結(jié)果可以看出不同配方、不同用量、不同食鹽間位于同一列，因此它們的均數(shù)之間不存在差異；5）因為本實驗是無重復(fù)觀察值無交互作用，因此選擇主效應(yīng)模型。例4.8輸出結(jié)果：表4 溫度、菌系、培養(yǎng)時間對根瘤菌生長影響的方差分析表主體間效應(yīng)的檢驗因變量:根瘤菌數(shù)源III 型平方和df均方FSig.校正模型306045

9、.833a934005.09335.052.000截距1.563E711.563E716114.567.000A86877.778243438.88944.776.000B209211.1112104605.556107.825.000空列86.111243.056.044.957C5669.44422834.7222.922.112重復(fù)組4201.38914201.3894.331.071誤差7761.1118970.139總計1.595E718校正的總計313806.94417a. R 方 = .975（調(diào)整 R 方 = .947）表5 各溫度間根瘤菌數(shù)均數(shù)的兩兩比較Student-New

10、man-Keulsa,bAN子集1236834.1726972.5016989.17Sig.1.000.381已顯示同類子集中的組均值?；谟^測到的均值。誤差項為均值方 (錯誤) = 970.139。a. 使用調(diào)和均值樣本大小 = 6.000。b. Alpha = .05。 表6 各菌系間根瘤菌數(shù)均數(shù)的兩兩比較Student-Newman-Keulsa,bBN子集12326835.8316877.50361082.50Sig.1.0001.0001.000已顯示同類子集中的組均值?；谟^測到的均值。誤差項為均值方 (錯誤) = 970.139。a. 使用調(diào)和均值樣本大小 = 6.000。b.

11、Alpha = .05。表7 各培養(yǎng)時間內(nèi)根瘤菌數(shù)的兩兩比較Student-Newman-Keulsa,bCN子集126915.8336923.3316956.67Sig.118已顯示同類子集中的組均值?；谟^測到的均值。誤差項為均值方 (錯誤) = 970.139。a. 使用調(diào)和均值樣本大小 = 6.000。b. Alpha = .05。分析：1）因為本實驗?zāi)康脑谟诳疾鞙囟取⒕?、培養(yǎng)時間的主效應(yīng)并篩選最佳組合，因此我們選用正交表進行分析； 2）本實驗由于我們選中了“描述性統(tǒng)計”，因此輸出的結(jié)果中還有描述統(tǒng)計量，由于數(shù)據(jù)量過大，因此我們沒有把運行結(jié)果粘貼過來，但我們可以從描述性統(tǒng)計量表得出不

12、同溫度在不同菌系和不同培養(yǎng)時間內(nèi)的均值和標準差； 3）根據(jù)表4可知，溫度間的說明不同溫度對根瘤菌的生長有極顯著影響；菌系間的，說明不同菌系對根瘤菌的生長也具有極顯著的影響；而時間間的說明不同培養(yǎng)時間對根瘤菌的生長不具有顯著影響。正交表中的第三列（空列）為各因子互相效應(yīng)一部分數(shù)量的混雜，題中預(yù)先估計因子間無互作，這一列便可作誤差看待，可與表中的誤差項合并，以增加自由度。合并后的誤差自由溫度間的菌系間的,時間間的。4）由于不同培養(yǎng)時間對根瘤菌的生長作用不明顯，因此我們應(yīng)考察不同溫度、菌系根瘤菌均數(shù)的多重比較結(jié)果，選出最優(yōu)組合，根據(jù)表5、表6、和表7我們不僅可以得出不同時間的根瘤菌均數(shù)差異不大、低溫

13、度和高中溫度的根瘤菌均數(shù)差異大和三個菌系間的根瘤菌數(shù)均數(shù)差異大，還可以看出選擇高溫度和丙菌類為最優(yōu)組合。例4.9輸出結(jié)果：表8 主體間效應(yīng)的檢驗因變量:試驗結(jié)果源III 型平方和df均方FSig.校正模型6627.625a51325.52523.003.042截距55278.125155278.125959.273.001A1431.12511431.12524.835.038B21.125121.125.367.606AB4950.12514950.12585.902.011C210.1251210.1253.646.196BC15.125115.125.262.659誤差115.25025

14、7.625總計62021.0008校正的總計6742.8757a. R 方 = .983（調(diào)整 R 方 = .940）分析： 1）因為本實驗不僅研究A、B、C三種成分對發(fā)酵培養(yǎng)基的影響，且A與B、B與C中存在交互作用，因此試驗采用正交表進行設(shè)計； 2）本實驗由于我們選中了“描述性統(tǒng)計”，因此輸出的結(jié)果中還有描述統(tǒng)計量，由于數(shù)據(jù)量過大，因此我們沒有把運行結(jié)果粘貼過來，但我們可以從描述性統(tǒng)計量表得出每一種成分或成分組合在其他成分內(nèi)的均值和標準差； 3）表8為F檢驗的結(jié)果，其中A因素的，說明A因素對抗生素有顯著的影響；交互作用AB的，說明AB的交互作用對抗生素有顯著的影響；而B、C因素以及BC交互作

15、用的F值分別為0.367，3.646，0.262，P值分別為0.606，0.196，0.659，均大于0.05，說明B、C因素以及BC交互作用對抗生素沒有顯著的影響，故應(yīng)對A與B的水平組合進行多重比較，一選出A與B因子的最優(yōu)水平組合； 4）由于本例各因子只有兩個水平，組數(shù)少于3，故無法進行均數(shù)間的兩兩比較。例5.1輸出結(jié)果：表9 描述性統(tǒng)計量因變量:末重y處理組均值標準 偏差Ndimension1111.8167.9466012210.84171.3235312312.06671.6669712411.15001.5192712總計11.46871.4348548表10 誤差方差等同性的 Le

16、vene 檢驗a因變量:末重yFdf1df2Sig.663344.579檢驗零假設(shè)，即在所有組中因變量的誤差方差均相等。a. 設(shè)計 : 截距 + 初生重x + 處理組表11 協(xié)方差分析結(jié)果表因變量:末重y源III 型平方和df均方FSig.校正模型59.295a414.82417.013.000截距2.09212.0922.401.129初生重x47.615147.61554.645.000處理組20.43536.8127.817.000誤差37.46843.871總計6410.31048校正的總計96.76347a. R 方 = .613（調(diào)整 R 方 = .577）表12 參數(shù)估計因變量:

17、末重y參數(shù)B標準 誤差tSig.95% 置信區(qū)間下限上限截距2.8401.1562.457.018.5095.171初生重x7.200.9747.392.0005.2369.164處理組=1-1.973.522-3.778.000-3.027-.920處理組=2-1.238.401-3.086.004-2.048-.429處理組=3-.163.408-.400.691-.986.660處理組=40a.a. 此參數(shù)為冗余參數(shù)，將被設(shè)為零。表13 各處理組的校正50日齡平均重因變量:末重y處理組均值標準 誤差95% 置信區(qū)間下限上限dimension1110.339a.3359.66311.016

18、211.074a.27110.52711.621312.149a.27011.60512.693412.312a.31211.68312.942a. 模型中出現(xiàn)的協(xié)變量在下列值處進行評估: 初生重x = 1.3156.表14 各處理組的校正50日齡平均重多重比較因變量:末重y(I) 處理組(J) 處理組均值差值 (I-J)標準 誤差Sig.a差分的 95% 置信區(qū)間a下限上限dimension11dimension22-.735.446.107-1.634.1643-1.810*.436.000-2.688-.9314-1.973*.522.000-3.027-.9202dimension21

19、.735.446.107-.1641.6343-1.075*.382.007-1.845-.3054-1.238*.401.004-2.048-.4293dimension211.810*.436.000.9312.68821.075*.382.007.3051.8454-.163.408.691-.986.6604dimension211.973*.522.000.9203.02721.238*.401.004.4292.0483.163.408.691-.660.986基于估算邊際均值a. 對多個比較的調(diào)整： 最不顯著差別（相當(dāng)于未作調(diào)整）。*. 均值差值在 .05 級別上較顯著。分析：

20、1）因為本實驗的初生重對分析試驗結(jié)果會造成影響，且是成組設(shè)計，因此我們選擇單向分組資料的協(xié)方差分析； 2）由表9可知，4個處理組未校正50日齡平均重分別為11.8167，10.841,12.066,7,和11.1500；標準差分別為0.94660，1.32353，1.66697和1.51927； 3）表10位方差齊性檢驗結(jié)果，其中,因此說明在0.05的顯著水平上，可以認為各組方差無顯著差異； 4）表11為協(xié)方差分析結(jié)果，其中初生重的,說明仔豬初生重與50日齡重間存在極顯著的線性回歸關(guān)系，說明初生重對50日齡重有極顯著的影響，因而有必要進行協(xié)方差分析，即利用線性回歸關(guān)系來校正50日齡重，并對校正

21、后的50日齡重作方差分析。且其中經(jīng)校正后的處理組的，說明不同處理組間的50日齡重有極顯著的差異，故須進一步檢驗不同處理組間的差異顯著性，即進行多重比較； 5）表12為參數(shù)估計的結(jié)果，其中因變量（50日齡重）對協(xié)變量（初始體重）的回歸系數(shù)B=7.200，兩者成正相關(guān)關(guān)系，即初始體重越大，則50日齡重會隨之越大； 6）表13為4個處理組校正50日齡的平均重、標準誤差及相應(yīng)的置信區(qū)間。4個處理組校正50日齡平均重分別為10.339,11.074,12.149和12.312；標準誤分別為0.335,0.271,0.270,和0.312。表下方的提示表明該校正50日齡平均重是按初生重均為1.3156kg

22、的情形計算的； 7）表14為4個處理組校正50日齡的平均重多重比較結(jié)果。結(jié)果表明：飼糧2、飼糧3與對照飼糧、飼糧1比較，其校正50日齡的平均重間存在極顯著差異；飼糧2與飼糧1，對照飼糧3與飼糧4之間無顯著差異，因此可知4種飼糧以飼糧2、飼糧3的增重效果為好。例5.2輸出結(jié)果：表15 主體間效應(yīng)的檢驗因變量:產(chǎn)量y源III 型平方和df均方FSig.校正模型2003.155a8250.39457.810.000截距17.271117.2713.987.071品種1561.4474390.36290.125.000區(qū)組4.96631.655.382.768株數(shù)x220.3551220.35550.

23、874.000誤差47.645114.331總計19574.00020校正的總計2050.80019a. R 方 = .977（調(diào)整 R 方 = .960）表16 各品種組的校正平均產(chǎn)量因變量:產(chǎn)量y品種均值標準 誤差95% 置信區(qū)間下限上限A23.691a1.49920.39326.990B34.923a1.07532.55737.289C31.154a1.17228.57533.734D16.232a1.31813.33119.132E42.000a1.04139.71044.290a. 模型中出現(xiàn)的協(xié)變量在下列值處進行評估: 株數(shù)x = 12.00.表17 各品種組的校正平均產(chǎn)量多重比較

24、表因變量:產(chǎn)量y(I) 品種(J) 品種均值差值 (I-J)標準 誤差Sig.a差分的 95% 置信區(qū)間a下限上限dimension1Adimension2B-11.232*1.679.000-14.927-7.536C-7.463*2.187.006-12.276-2.650D7.460*2.393.0102.19312.727E-18.309*1.824.000-22.324-14.293Bdimension2A11.232*1.679.0007.53614.927C3.768*1.679.046.0737.464D18.691*1.824.00014.67622.707E-7.077*1

25、.496.001-10.370-3.784Cdimension2A7.463*2.187.0062.65012.276B-3.768*1.679.046-7.464-.073D14.923*1.496.00011.63018.216E-10.846*1.567.000-14.295-7.396Ddimension2A-7.460*2.393.010-12.727-2.193B-18.691*1.824.000-22.707-14.676C-14.923*1.496.000-18.216-11.630E-25.768*1.679.000-29.464-22.073Edimension2A18.309*1.824.00014.29322.324B7.077*1.496.0013.78410.370C10.846*1.567.0007.39614.295D25.768*1.679.00022.07329.464基于估算邊際均值*. 均值差值在 .05 級別上較顯著。a. 對多個比較的調(diào)整： 最不顯著差別（相當(dāng)于未作調(diào)整）。分析：1）由于本實驗是隨機分組，因此選用雙向資料協(xié)方差分析； 2）表15為方差