SPSS考試真題寶典

1、正態(tài)性檢驗、描述性統(tǒng)計量、正常值范圍、置信區(qū)間西安市7歲男童40人的塑高cm）數(shù)據(jù)如下，作正態(tài)性檢匾 玻平均值標、求變異指揺、雙9999%止常恒范圉、單側(cè)95%正常值范國上限、單側(cè)95%正常值范罔下限總體均值y的95%可信區(qū)間.64.463263269771J69.5706868.370.468.363.864.662.570.167.569.668270.863469.764.564-86564364.962464763衛(wèi)65364366.36626566/36&162.665364.6正態(tài)性檢驗：An alyz enon parametric tests1-sample K-SII

2、 %MeanQtd OeviaticnMinimiunnM3JUmu eT 高40OS 33003.72810C51 IO71 1OOno Saiirnplci Ko|ln-iirH| airov- SrnirpikovT-D-EIIN40N ar mad PHTHmstera taM亡Bit!e&.23O0sta. c&vOOon2 720100ruloiEt EKtraimoiAb EOlUflQ.149IP口sibveINW4JllVU-.110KolmogiarovamlrnovAsymip.苕ip. (2-Laikeid)= Teei dlstrl&ulion

3、血Norrnial. b CaleulJIUd fram日=rtn看這個 Kolmogorov-Smirmov Z 的值 和.(2-tailed)P來確定是否為正態(tài)分布和概率。描述性統(tǒng)計量：An alyze descriptive statistics freque ncies或 descriptivesSldCkulkuNMiasina40MdHi69 2300Std Eircirof M dan*3147medianflSSSOONode53.202.12QQQvanamce7 447Rang.=ia Minimum61.10Maxlmunni71 10Sum2649 20置信區(qū)間:An

4、alyze compare mea ns on e-sample T testT-TestOne-SflmDle Statistic!：NWeanBtd. ZeiatiDnStd ErrorMeain務(wù)m405 6.2230272950.43147ne sampleTest Value =Qtdf3g i：24ailed)Oifference95% Confidence 0filrDifferenceLowerUpper|歹高153,W39OQO&5 2X0065.357367,10279095X 1- 645s XX L 960s X -(+) 1.282s(+) 1. 645sP5

5、卩95P2J P妁.5PQ（PflO叫）99盤土2.刃砧x-(+) 2.326sP0l 5P99.S巧（PQ耳態(tài)性檢!- S法7.= 0-942,p= 0.338 a0A)5r該懂半斗符合正態(tài)分布 并5衣h X工=五變異掏標二 霄立=7.447-. s = 2.7289兇駛HT7歲男JBL坐也tcm,爐fiflP廳IE常億芯國卩限：二l.Ci45s(= ft*.230 1.645 x 2.72弦彈峋ri&Kffi)； 其中 S 值為 Std Divationx值為 Mean 值l-fj 值為值單側(cè)正常值上下限都需要自己計算。數(shù)據(jù)錄入的時候就只用一個變量把所有數(shù)據(jù)放在這個變量下面2、單樣

6、本 T 檢驗An alyze compare mea nson e-sample T test例 2：已知某品種成年水牛體高的總體均值為131(cm)?，F(xiàn)隨機抽取 7 頭水牛的體高數(shù)據(jù)為：137, 133，136，129, 133，130，131。檢驗水牛體高總體均值是否等于131(cm) (HO: 卩=卩 0=131).錄入數(shù)據(jù)時建立一個變量先進行正態(tài)性檢驗An alyzenon parametric tests1-sample K-S然后 Analyze compare meansone-sample T test進入后按照體重給出的標準值設(shè)計填入 Test ValueOesc n pti

7、ve Slatlatl cHIM#anMinimumMawimiuim 172 9S-1OS12 0013? QO |Ono Satffiriti-io KolriHitiffriov S rtijirfiov l mstN7Normal Parameiers*-*3-1237 712.9 8408MmBl irtreniE-Absol uteJ 了燈Ditl ern匚呂舌Ro s rti veZewth/e-ISOKOImogo陽Wmirnow:創(chuàng) 3ASyiTfip. Gig (2*-tailecl)0 直總sTdus-tribution i彗Norm-al.t. Calct-JlaHli

8、Eid froi-nKolmocaorov-Simi rnov Z居亠 丄.1X值為.(2-tailed)Onv SdiiiBiIvrj3(。I卿j hHsta. EnwMMH-T c7112 7143iBJca1 12T06iwTnElT靶T 4 lLb z 131Mean5%condence lnt-iv3J or Tie b傭r*ne*tdf42-LailediDi+lc sn上呻f 5201791 7142S1 4 141t= P=差異不顯著接受原假設(shè)尚不能認為水牛體高總體均值不等于131(cm).3、獨立樣本 T 檢驗An alyzecompare mea nsin depe nde

9、n t-samples T test例 3:分別測定了 10 只大耳白家兔、11 只青紫藍家兔在停食 18 小時后正常血糖值如下表,為服從正態(tài)分布。已知其服從正態(tài)分布，問該兩個品種家兔的正常血糖值是否有顯著差異(單位：kg)大耳H57120101137119in10473S36fi893682503932S7829631S8數(shù)據(jù)錄入就是將血糖錄為一個變量兔子的種類錄為一個變量檢測方差齊性 用 Analyze compare means one-way ANOVA中選擇 Options 然后選擇L*jBn-5a l#5tfcir EqudllhofVrlHKMHesJIur EquiliR af

10、NedUFSig.1Siq 2-*iileCDflerersLE$td rrxDrtl&reng9Sfi C0hllinc+IrMl cfnLnmrUpperHEJItEqu J n*di-腑37757d2HB19.Qld悟和翻 27 564315B735S9Equal n 加序副幣曲2 59017J312.0153ZWJ00*1219455727114經(jīng)過獨立樣本 T 檢驗，得 t=,p= ，故方差齊性。中 F 和 Sig 就是方差齊性檢驗數(shù)值。tost of Hcmogcnairy of variancss經(jīng)過方差齊性分析，得F ( Levene Statistics)2如Tj3皿

11、數(shù)據(jù)錄入方式如右表An alyze compare mea ns paired-samples T test佃tensJDIEtreeHear3c二,寸叮UpccrtJ3g罔啊:鄴-.哦.臟-tw-.41178itsaPaied SarplesTest注射前悻注射后體兔號37.803? 901 0038 203&.002.0038.0038.903.0037.6038.404.0037 9037.905.00381039.006.0038.2031507.0037 503B.608.0039 5038.809.0037 9039.0010.00經(jīng)過配對樣本 T 檢驗，得 t=,p=73

12、 5B ?1 3726 53 49 e3rjDunrE i H廠AainHMi廠bLnKACof varia nee tests檢測方差齊性TesE of hkjrrtogEifmrfy ol Vanancest=LMne StasikdM.Q3417967方差齊性中 F=,Sig=方差為齊性。AN (JVASum of SquaresCffMean SquareFSiQ.Between GroupsWithinGQup5Total11674.36755f8 fiCCl1 723.47227205637?O0 24426 30.001W車在增重中F=, Sig=所以不同處理間對增重存在明顯差異

13、。PositHOGTeats檢測各處理間的差異：經(jīng)過 LSD 比較：A1 與 A2、A1 與 A3、A2 與 A3 間均有顯著差異。Sig 分別為”.Zi切 11叭*Qrf! nenes1 J如F TMa*aC-0nkd4r Dfi iMsm和L4rw*rBaXin氫茹王伍葉 B14 2MQQ-& 42253036T 0221wi - m 慚 w1291 r00-點啦閒OM*歩旳-1(421號葉.w*l 僉禰-14 300011P3C-ST 17711 OiKZI-a? i(w&(r62MDW-60 27794 葉.SffAQFiMUTOOfl-5U2M轉(zhuǎn)1? T2J144 r

14、m47lacoa-B 42253StM33 2幼160 773USDThe -neonIs田 口“Ifat笊十S lesi6 隨機區(qū)組設(shè)計方差分析SPSS 操作中將區(qū)組也看成一個固定因素，因此選擇雙因素主效應(yīng)分析An alyzegen eral li near modeluni variate-Fn嚴.4 CHJ訕5 1O& inW& DO1.MWF DPTMK 00B 31 9 3&1 on11 H?畀9眄幣353 ODj a12i1 QU2.MIQ 25 QA訃UWEDP2.44TOWT39 44Bcm3an10 40l naJ幗izm2 oa3 MU 83 053

15、.9VEg*加IM11 iaS DO3.G4u旳h M：1 Mii vT口D33u 梅5lavvz4a例 68 個小麥品種對比試驗，試檢驗 8 個品種產(chǎn)量間有無差異。數(shù)據(jù)錄入如右圖二選定固定值（如區(qū)組）把小麥品種作為一個變量把區(qū)組作為一個變量把產(chǎn)量定義為 Depe ndentVariable把區(qū)組和小麥品種設(shè)為FixedFactors在 Model 中選擇 Custom然后把區(qū)組和小麥品種轉(zhuǎn)入ModelBuild Terms 中 Main Effects在 Post Hoc Tests 中選擇小麥品種選擇 LSD在 3 個地塊上進行，記錄規(guī)定面積產(chǎn)量 （kg）數(shù)據(jù)如下表,&AT3T;*

16、tl SintfSquadslifUn3qmfCCIT5TMMDC?儀皆9口唧32QUE0143 盟草1US21MM.351姍2U2773.175皿Enr1015U.732Tnta邁4毆21PHO2?結(jié)果中區(qū)組間 F=,Fwlcra)-QHto匚TeslsIET:陡血11口1rquul - Jilai UUP一T 1S7 LSD廠牛MM廠Waii*-)urcarBcrremni廠TukeyTiPpe l/T jpe II Eiror RitiJ |iwSlddk廠Tukey?-b廠Dunnett廠Sttwlfe廠Urrinla吐Sig=即 3 個區(qū)組間產(chǎn)量總體 平均值不都相同。品種間 F=Si

17、g=即品種間平均值不都相同品種間多重比較兩因素處理無重復設(shè)計方差分析SPSS 操作中選擇雙因素主效應(yīng)分析An alyzegen eral lin ear model uni variate例 7 來自 7 個不同地區(qū)的戰(zhàn)士各1 人，分別在 3 種不同的氣溫下，以相同速度做相等距離的行軍后,測定其生理緊張指數(shù)，數(shù)據(jù)如下表。試檢驗:無差異；2.不同地區(qū)戰(zhàn)士間生理緊張指數(shù)有無差異。數(shù)據(jù)錄入如右圖把緊張系數(shù)作為一個變量ft 區(qū)27,0*爲度29.5ar r11811161407L S72.112.463L982. 504126141比1252.052. 03L&J5LS5Z 522*5371.

18、U2-期j 需不同溫度下生理緊張指數(shù)有 |2 8327 J3LOO1 S727 0監(jiān)OP1 9S27 03 002 2&27 04 W2 0527 06 OO1 3527 06-001 333 1627 070029 61 002.11Z9-S2. OU2 302J芻3 002.4129S400203M 55 002 6329 &6 001 9629.67.003 4031 21 DO2 46312m 002 9931-33_O03 12*? RA31 2TriQ4 00事.nn品種1與品種5比較P0 .0 1 1、品種2與品種6比較P0.0 46品種3與品種5比較P0.0 0

19、9品種4與品種7比較P0.0 42其余比較差別均無顯著意義。品種2與品種4比較P0 .0 1 0品種2與品種8比較P0.032品種4與品種5比較P0.0 10均有差別；-rapTtOO1 fM7屯畫丫Hs rar1103)-MKT昭TffiKT.fST窩HPWBF?JBKi-HIB&7.MKT麗P曲筑T I 59飯 71*13W5-6M-IDO1MD1 w?-2i33r袖砧;iMWTIEHWMI為M處仍匚血耳|FW1IL*r 呂 WJH-Jgper日1&皿3應(yīng)KD奮伽J5MB鮎聲53*9站JUlOMflJ 313.031Bi9wi亠-亦-INK-33ft妣H K&? -

20、1P9K巾I憲審*巴-mi_iW *&廚?4列的肖UrfuariaTeiHOCMUITpie Cemipiai-iois for Ob=ewdTe&tsof 0etfle&fl-SubKt& ElfKts把溫度作為固定變量把地區(qū)作為一個變量選擇An alyzegen eral li near modeluni variate把緊張系數(shù)作為Depe ndent Variable把溫度和地區(qū)作為 Fixed Factors在 Model 中選擇 Custom然后把溫度和地區(qū)轉(zhuǎn)入Model 中Build Terms 中 Main EffectsUrnv-anale-.

21、 -cnE loc Muliple- Eompurirsam 1c： i Qbsv&d Mearts丄IPepsi卜br TwsFrrFquad u!Bnanc衍SUFTE“ LSD|5-N-KIEk|TiJray列 *rTuk(-SchBlfw廠DureanR-ta-W FFHiNffaaglOMR nrbp*Eir1 nnrihDep&noent日!殳 磐卅辛軸也民JJtLETIMIeanOirforerieaii -*吁輛Conl)dirie4pL*W#曰叫nQ5奇eown0VdlTJ IMI1 .OS331 40 7B.口cJ.7 7Bi&1 3Q口 Ta.o.

22、TQ&7a/I 4070QQQ1.01344!.DC333*140700032倉6 804iDlS.DC16t233*1070OOO51&O1/1301比口囪-14JQ iTO.口 口陽0 =1.13&?7OC1 34DO*140 78DODQfiJSMean DllTufanaoo-Std F irorSlQ95W confidence mifiivni1 nwer RoiintlUpper Ffcaund27029.5-373*00216002-.575117353 1.2-8357*09216(JOO-1.0365-634929 527 0.3T-43-921SU

23、D21735.57511九定-.4614*.09216d00-66Z2-2606立2/.DA3D7*.D921C.(100.63491.03t5529.5JM14I*.09216.dooaeoe-0&22日言邑上廿on observed meansThw rrwdnEiunlficiant ut Uiti .05 Iti/cjl.工7度與工5”予度比較爐=0”。0立、27度與孚度比= 0.00 0戒因親妙理無磁復方并分卄尸涼fft = 1-262,尸=0,000 0,05即=44M、 列 煜JSJiruJ生球塞紀 獅數(shù)層體平 均值*卻紳百同.出度號九山度叱較P = Q.QQQ,均有差別

24、“訊療亍不同地區(qū)丄理域弓點 扌甘敵府體平均宣不那州冋。地區(qū)同比較蟲勺ZJ4MCL匕較代與二比較， 右/ =0,0 （） 4 1勻4比較 臺比較, 均右戸=0.003；2-3= O 020；2與4比較.戸=0.002淖與7比較，盧=D.O1工瀘與7戈較#p =0.013;其余比校董別旳無顯若唐義*8、拉丁方設(shè)計方差分析SPSS 操作中選擇三因素主效應(yīng)分析An alyzegen eral lin ear modeluni variate例 8 用 5 頭不同品種奶牛，在 5 個不同的階段，分別飼喂 5 種不同飼料，記錄產(chǎn)乳量（kg）案積比校土fj= U.CKHJ u ILO5如卜表。試檢驗：1.不

25、冋品種、2.不冋階段、3.不冋飼料間產(chǎn)乳量有無差異。品種I1H階殷inIVV1E 300A 320B 390C 390D3802n 420C 390E 2 80B 370A 2703B 3SUEl 3OU 400A 26UC 4CO4A 2 80D400C 390E 280B3705C 400B3S0A 350D 430E 32(1注zA-R- g Dr數(shù)據(jù)錄入如右圖把品種階段產(chǎn)乳量和飼料種類設(shè)為變量An alyzegen eral li near model uni variate把產(chǎn)乳量作為 Depe nde nt Varia nee 品種階段和飼料設(shè)為 Fixed Factors廣RJ愉

26、加 T玄Cuabn麗 6 山財冊爭垃：眇tJd Ternsl岸艸Irm；rm*=T|11 OD1 DO300 0F21.002.00320 00A31 CD2 DO390 HE41 004 OD3WOOc161 CDeDO390. N0E2 0D1 DD420 WD72. CD2.D0390. NCB2 0D3 DU260 00r92. CD4 DOro :sB102QQSD9ZTOOOft113 CD1 DO3：0 03日1?3 032 09340 00E133.003.00ICO 00D143帕J 09oon島U3.00s.oICO w164.CD1 D92(0 ODA1?4 0D2 0D

27、JCOOT181.CD3.00390 ODCV4 0DJ DD360 aoE204.0DE.DO370. ODB215 001 DO4C0BTq225.CDLOO3EOOOB23SOD3加360 QO245.CDJ.DO130 00D2&5 005DH320 00EModel 中選擇 Custom 將品種階段和飼料種類移到Model 中 選擇 Main Effects在 Post Hoc Tests 中品種 階段和飼料種類選擇 LSDTests(/ Betw1-SbieaFrid FrrafC3G*M CJonh d nee IntArvali1 awer BoundUp口曰口und1

28、.OQ2.001.口 15. OS-4C-1.S3S一卻口曰工=4- i oes3.00S.C&tlO*iB. S&441-00-9S.10&6se.4 001X口 Q0 0IS. O&4&1J- IIa-z 1口呂聶4& noai5-00-3!O CIDCIIDIS. G5-4S-1Z3_ -S4 7口呂？51國I 1 OSSS.tfb1.00-1口.口DC1D-15. 6&4-B-1_sas一斗4 /I口曰弓2-4r 口曰s3 OO-O CQCiOIS G540 1.Slfl*-Jta 10B.3aa 10034 00N 口0(10-

29、T&. GBdtB-1QOO!-3?1PBS1 08B.OO-30 GOOD15. 55斗呂107&-64 1 CBS沖1O6S1 roPCJOODis.900-3B. 1 Q &32. lOoS拉丁方誅 計方瑩分析匕尸=氏M臥p =MM 0,05即不錯說明珂不冋品種聞 產(chǎn)乳雖總體平均值石莖別_p=0.507 O-OS叩不能說明 S 不冋階段何 產(chǎn)乳屋總體平均值肯壟別-階段1詳儺冃斗醪Cxhnnc#iMSlidEITCTagILiDwer QcundSph Pcuid4.Ei-TIJOM9.doo-iifl.rtK-4USltl5C呦DOW*000皿Wfi0-11V9W

30、DW.144.VBEJW1DE-17CQM伽側(cè)H熾0塹BATbOODO.OOP11D.T305C-22 DDCClUMMl106121Ml1伽削M HJ8tt45EuoroccCA財ODM1ISfWIDOOEJ 5fl15US T 3B5B2ZDDC 0.05即不能說明不同縫合部位、不同縫合時間間總體乎均 軸寒通過率右鏈別。JF時圖8.067,p= 0.012 v 0.05即不同縫合時間間煎體平均軸突通過率有養(yǎng)別.縫合 后2個月高于縫合后1個刀o后卄桂=0.067,p= 0,800 0.05即不能說明不同縫合部位與不同縫合時間間存在交互作用。10、正交設(shè)計方差分析SPSS 操作中選擇 5 固定

31、因素主效應(yīng)分析An alyzegen eral li near model uni variate例 10 為研究 5 種維生素即 5 個因素（不妨設(shè)為 A、B、C、D、E）對肉雞增重的影響，每 個維生素采用喂（1）和不喂（2）兩個水平，且專業(yè)上認為各因素間無交互作用，現(xiàn)做正交GonrcueCancel設(shè)計并分析不同維生素喂與不喂有無顯著差異。試驗呂A.RUD5E1122212122112212116217219017H 21 1*2 182數(shù)據(jù)錄入如右圖將每個處理（維生素種類）都作為一個變量把增重作為一個變量選擇An alyzegen eral li near modeluni variat

32、e把增重作為 Dependent Variable其余五個處理作為Fixed Factor在 Model 中0*Ju7I匚瓷繪 L& udm-f ,IU：: Tm沖：War dTt3iiA J把 a b c d e 選上 Model 選擇 Main Effects在 Options 中把 a b c d e者 E 選上選擇 Compare Main Effects歸掃 耐LS /sgn：OK PaB Rwel Canral H(LLfanivariaCa! CptiorrtiEffmsld Ma jn Mean* Fiaer：!；!andfasr iE芒宦tMi Daplar Mean

33、afarab匚日3Jdrfi郵any inwlSgrrAicinGvIrMiF. fibHxF21.001.W1.M1MIMIQQ1001.JC1.01LOOIMICC10(制Q171 ；1.M少2.0d1.M1J(M測2.ddIM. Ji10C皿2H20Q1WJWm川2.0：q汕l訓2也W2W173血2.(102042訓1JNUM訓21J:200皿INlOd2H血IM16JM2.0C2.QQIM儒)Dppendswt JerJsbX1I r JiT*g印曰J Fctoa:Fidarr Fadtarfc:然后就得出結(jié)果Teels R Betwee祇刪臨 5飢辰在各個處理（維生素）里進行比較F匙

34、莉=243*1p=0J39 (lO5即弱不讎生就酗網(wǎng)廳轄艇其它4種牲熬與不翹辭地重韻理總乩SourceTnNlll8umflfSqusnsdMean SquareFSikrecsfiUfl(w崩袖濘:4115251D51.091nlvcwl12552H.125&281213a2E2.1251sitsfi231.130h肅2511.J23cJ觀価113J7.0560血悟991.1324.372.0391D5125J105.1S2.SIB2地Eirar0125024J.6KW2574290008217M157aR$QU陌救曲dRSquaie旅 珮11、系統(tǒng)分組設(shè)計方差分析SPSS 操作：先

35、進行單因素（A）分析，再選擇兩固定因素主效應(yīng)分析，然后根據(jù)方差分析表進行計算，查表判斷。An alyzegen eral li near model uni variate例 113 頭公豬與 8 頭母豬配種，各產(chǎn)下若干仔豬。仔豬的斷奶體重（kg）數(shù)據(jù)如下表。試檢驗：1.不同公豬間、2.不同母豬間仔豬總體平均斷奶重是否有差異。公獵號電毋豬號彈仔豬數(shù)c仔豬斷奶體車g 頭31921, 0 16. 517. S1?, 520. O 19, o17, ?1& ?14. 57J4H15*. 515, &18.0O垮*018. ?4A3PTY24.O22* S24. ft2aO 22. 0

36、23 22. 02X S714719. A19. 520. CZ3 519* O Zl. Oldu 537-5pW V16- UIS. s230W DOIl.QO1.M1r31 0016 5CJtool.M14J0Fi onnnc1.QQ.W1&-50121 QD16 S&工10Dlo.dH訕2J1 QD1-：飛心16 502 00J.M24 DD2 00J 22 St7 OUX24 DD2 003 0020 002 0D3：cn22 DO22SOD3 -3023 002J2*00薊22 DO?4JO3 od2? 5D若7 00勻 oa19 fQ?6經(jīng)帕4 -3015 5 ft

37、打2 m2IC DO2 DOJtn23 SOAJirWASumoFSquaresdfMBan SquareFGroupsIMtti GroupsTalal44.732血加WJO 9B426062223M9 2712.412.096然后進行母豬內(nèi)仔豬體重分析AHOVASum olSquares古Mean SquareFCrrups Artiir GroursT曲I372674 223. MO6 DC R8A7556252.23 &4,151公豬內(nèi)對母豬分析sum orSqUdi3Mfjn 9oUdHFSiQ.Betweein Groupswithin GroupsTrdiJ29B75?3

38、J56512W昭14 3TTf后進行再選擇兩固定因素主效應(yīng)分析，然后根據(jù)方差分析表進行計算，查表判斷。An alyzegen eral li near model uni variate把體重作為 Dependent Variable把公豬號和母豬號作為Fixed Factor在 Model 中選擇 Main EffectsOptions 中選擇公豬號和母豬號進行Compare Main Effects將公豬號和母豬號移到 Model 框中進行分析之后得至 U Test of Between-Subjects EffectsSS總=即為取雙因素固定分析中的 Corre

39、cted Total公豬間 SS=P 為ANOVA 中的SUFM9cuansoru*an qutft貓碟 fl QmipsU732222.WS= 即為 Mean Square公豬內(nèi)母豬間為固定雙因素方差分析中的Tyoe Ml SymCwrededi Model372 7-4&Interim20L&4144公搖埜碎S2TflSS= S2=母豬內(nèi)仔間為|EtrySS= S2=最后進行分析得到如右圖的數(shù)據(jù)具體數(shù)據(jù)都在雙因素固定方差SourceType II SunofSquarn(fMean ScusreFSig.Corrected Model372074753.239112825.

40、oocintercept20&41.464120641 4645000.719.000公豬號0000母鵜327.942各65.58&1&SO0.000Em22S.31C554.151Total22125.75063Corre de d Total廻964&2Tests of Betwee n 5 U bjctsEflecrsa R Squared 620 Acjuslec RSqJared = .572方差分折黠果如下我:變異棕因SS葫MSFP途的SSg-fifMJ.轉(zhuǎn)462去務(wù)間ASS=44. 7121 %F詞t煙、=5加郃曇內(nèi)嗣=2 L366=2L36fi5

41、8FI 0. 3414J. fl會豬內(nèi)母藉側(cè)島鈉廁SVtfdEl卜銅餌內(nèi)比*血|陽內(nèi)B間）=327.941=6氐585f 也車8VL IM=15.8OQUQfll母赭內(nèi)仔猶聞（H內(nèi) 間）=22缶310=1. 151統(tǒng)計分折結(jié)果的報告榕式為匕不同刪的仔豬斷奶重總體均數(shù) 不同P0. 05.FPF詢s；*呂論內(nèi)礙M22.566 / 65. 588 0, 3410. U5=05. SM/4.151 = 15 8Ww (L 001分析中找到如下三日1 N=口曰十亠g 一事 31 b 4J.其中 公豬內(nèi)母豬間和 母豬內(nèi)仔豬間都在相應(yīng)數(shù)據(jù)的下一行查找系統(tǒng)分組方殺分析土即不同公豬阿仔豬斷奶塑總體平均價蛙別無顯

42、著倉義.廠超公內(nèi) 2=1jurno,p =0.000 工y工y2L.3*5O,2ZT2ft2720Zf工 MJ.HOHQU.45722U.SM王3CJV工O.Sf；2S0.77丄3O.3i?HOO.cfSgO.ciTiOo.ssis0*5-4JO0.7320O.Q工主0.JO2.00-5*；U.71O,5S工斗a*斗HUV,BVITO.5PIS1O,&8200.717U.彌17012%2236%5.588 = -3413EH220J22277GT將始重作為協(xié)變量(Covariate )飼料組作為Fixed Factors 日增重作為 DependentVariable.73T62=66

43、60Analyze general linear model univariate| Dfi數(shù)據(jù)錄入如右圖將四種飼料作為一個變量下的四個分組將始重作為一個變量增重作為一個變量Model 中選擇 Main effects選擇變量和協(xié)變量。Tesis M Between-SubiclEEllectsr P-rmvvPe*rLacked*廠Crir-adL uodikin1 mot鼻廠Gft idyaJj?l廠FJ fwwM匚gQ 二=gUnk曷*iE匕Opin-iE=xinidedtai MeanF.Krtib *dgns jpSnof* Induce irts ueyc n Kjis-4 呷lI

44、SH1 JH廠1矗舅丹審勇國峽廠 茄twil v廠取囲rori&匸ijr*aar于車 E 利j列| LSD OrumT可UnivariateQeperdgrt卻.口世更叱兩QXldlE.Rd=ieto!(*PtrlS.BRandetr-FacMa?dpaora.WLSDciranmE相F：Ktitz -7iSourceT)陽II Sun ofSquare：dMean SquareFSigGoreced址覽1.卿4,7718.132.DOBkitefte(i，抵1.32&77.419M皿師.2543.99519.990y.0471.W711.072.002Errcf-4S35.0

45、04rotai1504DCoweded Total,4a&翦Ziepen MValalB： Baikal在 Options 中選擇將 Group 進行Compare Main Effects 。c cwwpjnrlWCPTI-恥業(yè) a5 詢 JiMe-anO vr Fk專律d-J)Std. E Fro rSba.dSL C Kirifftedlv-ine jintm-rwsl for口iff a總! UQ.Lozier BouimdiLJIEWIBo LindX?A3*,*060*.-I S7* iiQ2.02 0OJ5 .ao .OOGQ0 .097 .IQiJI.21S.200A1

46、oap-3Pi -!nJU.oee*.020oos.gQ.H.4.13BSoa.wo!1111A.3 Svi-1wDZBoo-.Zi B-.pszAJ2日曰.GK3&-.14?-.023QDO20.Midf ia赳4赳1-2OT*.go.oo2-.1 IB.g 口.DOGRO凹-QJFQA3-r-.口P-Qi 口NPlip 90-9Baa-ecS on estln-isteidl m-arginialEHHIS：* Ttie-帛令 4“亍P勺厲色包* 禹寺.&G icve-i. AcfljMHlm*n l Cor mulliifl cornpnrinQFiO,|i = 0-00

47、0 V 0-05創(chuàng)利*飼科校?？谌烂ギT體平Hjfft不都相冋“ 峯蟲比較與金氏比較* 翼丄與血申比較、A 2均有p = CROO與AZ比較.=0-025, AZ A 3fct p = C.OOS,均仃疋別主A 3與A卒比較j = 0.0 94.罷另口尢品著盍必亠在雙因素方差分析中找F 協(xié)變量 F 校正日增重 然后在 Pairwise Comparition 中查找多重比較。13、適合性 2 檢驗SPSS 操作：先進行例數(shù)的加權(quán)，再進行適合性2 檢驗加權(quán)：Data Weight Cases2 檢驗:An alyze Non parametric tests chi-square校111前右的平均

48、Id增至為段正前&圧啟代107755O.740.6740.6 SOC,S80,592O. 450.543例 13在研究牛的毛色和角的有無兩對相對性狀分離現(xiàn)象時，用黑色無角牛和紅色有角14、兩個率比較（四格表資料）的2 檢驗牛雜交，子二代出現(xiàn)黑色無角牛192 頭，黑色有角牛 78 頭，紅色無角牛 72 頭，紅色有角牛 18 頭，共 360 頭。試問這兩對性狀是否符合孟德爾遺傳規(guī)律中將角色作為一個變量把數(shù)量作為一個變量將數(shù)量加權(quán)將角色（因素）轉(zhuǎn)入Test Variable List 中并在 Expected Value 中選擇 Value并按照輸入數(shù)據(jù)的先后順序輸入比例值適合性檢騷（自由度

49、或手算理論次數(shù)）X2=3.378,= 0.337 0.054種類型的分離比持合9蘭3： 3=彳的理VAR00001 VAR00002192.001.0078.02.0072.03.0018.C04.00VAR00002Chi-3quarea3378由3.Asymp Sig.3379 : 3 : 3: 1 的遺傳比例加權(quán)：Data Weight Cases加權(quán)數(shù)量Test Statistics14、兩個率比較（四格表資料）的2 檢驗Chi-Square 為卡方值 為 P 值 然后進行判定SPSS 操作：先進行例數(shù)的加權(quán)，再進行2 檢驗加權(quán)：Data Weight Cases2 檢驗:Analyz

50、e descriptive statistics crosstabs例 14 對海錦止血粉中的甲、乙兩處方，分別用66、54 只實驗犬，做快速止血效果對比試處舟成功失敗合計威功宰輸入數(shù)據(jù)如右圖年4047?S526h18.156660147c39,157d14.H554砒 AM%*TJIF3312072.5ft%驗，結(jié)果如下表。試檢驗甲、乙兩處方間總體止血成功率有無差異。將數(shù)量進行加權(quán)VAR00001他方lit魏昊I40.0。1.0G1.0055001.N2.0014皿20D1007.002002.Data Weight Cases2 檢驗：Analyzedescriptive statisti

51、cs crosstabs選擇 Crosstabs按照題目中圖表選擇Row 和Colu mn在 Statistic 中選擇Chi-SquareSPSS 操作：先進行例數(shù)的加權(quán)，再進行2 檢驗在得出的結(jié)果中得到的mi wuarc iPGts在實肛做芒檢豔時常有如下要求，1.寺自由度冊=1 時原 JM 匕需戰(zhàn)琲續(xù)性橈正 r 即來用挽止的左統(tǒng) 計魚I1e-E（ I gl 4斛 5也有做如下要束的，n 40,諸為 A 常用不栓正芒釀計豔芒揪 至少H 個撿満崖嚴幺 用校正的 I境計鳳.2當自由度 dC -I, 11 口 40 或有理論頻鰲已嚴“爲 應(yīng)書您纓用Fiahtr科啣低率檢螫.玉當自由度町 M2,理

52、邃頻豈的個數(shù)趙過理論頻數(shù)息個斂的 1 老時.可她還當井組，或補充試鯊以増加例蠡便理 個數(shù)車超過 1，念 也可采 JlJ risher 箱囁槪率檢螢.15、配對計數(shù)資料（四格表）的2 檢驗SPSS 操作：先進行例數(shù)的加權(quán)，再進行 2 檢驗加權(quán)：Data Weight Cases2 檢驗：Analyze descriptive statistics crosstabs如表。試檢驗兩種方法的檢測結(jié)果是否相互獨立（是否有關(guān)聯(lián)）11=12謂韓先人為乾的翳斛列的箭tr*肛報騙將+作為一個處理項一作為一個處理項Con ti nu ity CorrectionValue 值為 2cP 為.(2-sided)對

53、應(yīng)的值Valuedr.ismp Sig. (23idedLxdCtSi.(2sided)LcdSig11 sideajreara-jri Cri CfluaruCcntinuil/Ctirivdijri*bKdihRsti4 F|ihlJSEVdd TSILimear-bH-kitar .-Vzsoci alienN rvi dcase%)曲912311 DMVt.JSQi11i001.003001Fuoi-002.001d ccmp Jtea onlyTOTa 2x2 taslsD. ISO那隸才齟氐數(shù)據(jù)錄入如右將數(shù)量作為一個變量將 A 處理作為把 B 處理作為一個變量個變量魏量AD L17

54、2 001.001.00a.oo1 CD20D12 002.001.00GO.OO2.002.0018476it 2 60對數(shù)量進行加權(quán)：Data Weight Cases2 檢驗： Analyze descriptivestatistics crosstabs選擇 Statistic選擇 Chi-Squarell-$qiw*Tesis血性*檢驗 = 16a86p=OjCOOfljOS例數(shù)占多魏砂酬旅刪躺 I.aJueAsjmp.3g12-5 :etfE怕c： Si;(2-3 ifedlE?act&sJ0GiscnCFii-SquCofiibn vlfCorrection3Uk&

55、;llhDCId!iR3t2Fishers Eiact TesriUnar-9/-LmB3rN刑毗Gases172驚16? 3S5173J07D1111.IDO.OOD.000:C: nputeo or I；for ab.Ocelh 0% hue fiveded court leu tian S. Ihe nlnimiiF 凱曲陽 counts 212 的值為 Continuity Correction（連續(xù)性校正）的值=P=16、兩個配對樣本符號秩和檢驗An alyze Non parametric tests2 related samples例 16 某試驗用大白鼠研究飼料維生素E 缺乏與

56、肝臟中維生素A含量的關(guān)系，先將大白鼠按性別、月齡、體重等配為10 對，再把每對中的兩只大白鼠隨機分配到正常飼料組和維生素E缺乏飼料組，試驗結(jié)束后測定大白鼠肝中維生素A的含量如表 11-4。試檢驗兩組大白鼠肝中維生素A的含量是否有顯著差異。選擇 Column 和 Row 的選項畝對別1234s67K910正常飼 料組35502OOO31003B(H)36204503S(J爼245024005WOisno32003250數(shù)據(jù)錄入將鼠對別，正常飼料數(shù)據(jù)維生素 E 缺乏組數(shù)據(jù)分別作為變量配對設(shè)計Wile利符號秩和檢驗：Z -2383.p =0.017 60358559S620

57、617n2=fi秩次128.5111413157產(chǎn)73/低腿最48945751257512585591531467秩次314758,510625SO虬生索EE乏翱爵LQC2即MCZ002DDO.OO24DO.OO3曲31M310加4.0030000018DO.OO003950.003MOLOO6003BDOOC3250.007 00JS20.0C36201008.C3750 0027D0.0C9.001450.0027300010003D50 0G175QCCZ-2.38 S1Asymp. Sig. 2-tailed;0172 in depe ndent samplesAn alyze Non

58、 parametric tests2 related samples將不同的處理組配對輸入 Test Pair List Test Type選擇 WilcoxonTest Statisticsa Based on positive rants b-WilGQKon Sigritd Ranks Test在 Test Type 中選擇 Mann-Whitney UTest Stall sticsby.AROCOO 1Uann-Whirtn ey UWilcoxon wZAsymp SiQ. (2-tall ed)Exacts (2*Hailed Sig.1.500 46.5DU-3.au.003,

59、001a討Not corrected forties.b GrcLicina kariaBle.ARD0002數(shù)據(jù)錄入把增重量作為一個變量把能量的高低作為一個變量1 作為高能量組2 作為低能量組VAR00001VAR000021S03 001.002G8S DO1.003598 001.00斗620001.005617 001 006660.001.007409 002 00Q457002 009512 002.0010567 0 02OG11612 ao20012SH5 no2 Ofl13E91 002 0014531 002.0015467 00700An alyze Non parame

60、tric tests2 in depe ndent samples在 Test Variable 中選擇增重這個變量在 Grouping Variable 中選擇能量高低分組 這一個變量因為在能量的高低分組中由1 2 兩個組在 Define Groups 中分為 1 2 兩組Two r deper d er I Samp-M： Defn_Gicup 1:Gitup2:得到的Z 3.011, p 0.0030.01在 Test Statistic概率看.(2-tailed)P=非配對設(shè)計Wilcoxon秩和檢驗:Z =-3.0U,p = 0,003 0,01即兩種不同能量水平的飼料對肉雞增重的影響有極 顯著差界， 其中高能量增重要高于低能量“18、完全隨機設(shè)計資料的秩和檢驗(Kruskal-Wallis)An alyze Non parametric tests K in depe ndent samples例 184 組大白鼠分別注射不同劑量的某種激素后，測得恥骨間隙寬度增加量（分為 1 2 3 4 四個不同 的處理An alyze Non parametrictests K in depe ndentsamples在 Test Variable中選擇增加量編