《統(tǒng)計分析與SPSS的應(yīng)用》課后練習(xí)答案

1、統(tǒng)計分析與SPSS的應(yīng)用(第五版)(薛薇)課后練習(xí)答案第5章SPSS的參數(shù)檢驗1、某公司經(jīng)理宜稱他的廂員英語水平很高，如果按照英語六級考試的話，一般平均得分為 75分?，F(xiàn)從雇員中隨機選出11人參加考試，得分如下：80, 81, 72, 60, 7& 65, 56, 79, 77, 87, 76請問該經(jīng)理的宣稱是否可信。原假設(shè)：樣本均值等于總體均值即u二u0二75步驟：生成spss數(shù)據(jù)一分析一比較均值一單樣本t檢驗一相關(guān)設(shè)宜一輸岀結(jié)果 (Analyze->compare means->one-samples T test：)采用單樣本T檢驗(原假設(shè)H0:u=u0=75,總體均

2、值與檢驗值之間不存在顯著差異)：單個樣本統(tǒng)計量N均值標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)誤成績1173.739. 5512. 880單個樣本檢驗檢驗值=75tdfSig.(雙側(cè))均值差值差分的95%過信區(qū)間下限上限成績44210.668T. 273-7.695. 14分析：指定檢驗值:在test后的框中輸入檢驗值(填75),最后。k!分析：N=ll人的平均值(mean)為73. 7,標(biāo)準(zhǔn)差(std. deviation)為9. 55,均值標(biāo)準(zhǔn)誤差(std error mean)為2. 87. t統(tǒng)計量觀測值為-422, t統(tǒng)計量觀測值的雙尾概率p-值(sig (2-tailed)為0. 668, 六七列是總體均值

3、與原假設(shè)值差的95%的宜信區(qū)間，為(-768, 5. 14),由此采用雙尾檢驗比較a和p。 T統(tǒng)計量觀測值的雙尾概率pY£ (sig. (2-tailed)為0. 668>a=0. 05所以不能拒絕原假設(shè)；且總 體均值的95%的置信區(qū)間為(67. 31, 80. 14),所以均值在67. 38014內(nèi)，75包括在宜信區(qū)間內(nèi)，所以 經(jīng)理的話是可信的。2. 在某年級隨機抽取35名大學(xué)生，調(diào)査他們每周的上網(wǎng)時間情況，得到的數(shù)據(jù)如下(單位：小時):24172629386284139830172632401020274333153028352647251726151636293715(1

4、) 請利用SPSS對上表數(shù)據(jù)進行描述統(tǒng)計，并繪制相關(guān)的圖形。(2) 基于上表數(shù)據(jù)，請利用SPSS給出大學(xué)生每周上網(wǎng)時間平均值的9 5%的置信區(qū)間。(1)分析描述統(tǒng)計描述、頻率（2）分析比較均值單樣本T檢驗One-Sample StatisticsNMoanStd. DeviationStd Error Mean上嗣間3627.542910700041.80864OnQ-Sample TostTest Value = 0tdtSig. (2-tailed)Mean Difference95% Confidence Interval of the DifferenceLcerUpper上翩頂152

5、2934.00027.5428623.867331.2184每周上網(wǎng)時間的樣本平均值為27. 5,標(biāo)準(zhǔn)差為10. 7,總體均值9灘的垃信區(qū)間為23. 8-31. 2.3、經(jīng)濟學(xué)家認為決策者是對事實做出反應(yīng)，不是對提出事實的方式做出反應(yīng)。然而心理學(xué)家則傾 向于認為提出事實的方式是有關(guān)系的。為驗證哪種觀點更站得住腳，調(diào)査者分別以下面兩種不同的 方式隨機訪問了足球球迷。原假設(shè)：決策與提問方式無關(guān)，RPu-uO-O步驟：生成SPSS數(shù)據(jù)一分析一比較均值一兩獨立樣本t檢驗一相關(guān)設(shè)置一輸岀結(jié)果表5-3組統(tǒng)計量提問方式N均值標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)誤決策丟票再買20016.500035丟錢再買18388326.02

6、4表5-4獨立樣本檢驗方差方程的Levene檢驗均值方程的t檢驗FSig.tdfSig.（雙 側(cè)）均值差 值標(biāo)準(zhǔn)誤差值差分的95%宜信區(qū)間下限上限決假設(shè)方差相等257. 985.000-9. 640381000- 420011- 505- 334策假設(shè)方差不相 等-9. 815345. 536000120043501- 336分析：由表5-3可以看出，提問方式不同所做的相同決策的平均比例是46%和88乩 認為決 策者的決策與提問方式有關(guān)。由表5-4看出，獨立樣本在0.05的檢驗值為0,小于0.05, 故拒絕原假設(shè)，認為決策者對事實所作出的反應(yīng)與提問方式有關(guān)，心理學(xué)家的觀點更站得住 腳。分析：從

7、上表可以看出票丟仍買的人數(shù)比例為46%,錢丟仍買的人數(shù)比例為88%,兩種方式的樣 本比例有較大差距。1.兩總體方差是否相等F檢驗：F的統(tǒng)訃量的觀察值為257. 98,對應(yīng)的P值為0. 00,:如果顯著性水平為0. 05,由于概率P值小于0. 05,兩種方式的方差有顯著差異。 看假設(shè)方差不相等行的結(jié)果。2.兩總體均值（比例）差的檢驗： T統(tǒng)il嗤的觀測值為-9. 815, 對應(yīng)的雙尾概率為0. 00, T統(tǒng)il量對應(yīng)的概率P值0. 05,故推翻原假設(shè)，表明兩總體比例有顯 著差異更傾向心理學(xué)家的說法。4、一種植物只開蘭花和白花。按照某權(quán)威建立的遺傳模型，該植物雜交的后代有75%的幾 率開蘭花，25

8、%的幾率開白花?，F(xiàn)從雜交種子中隨機挑選200顆，種植后發(fā)現(xiàn)142株開了蘭花, 請利用SPSS進行分析，說明這與遺傳模型是否一致？原假設(shè)：開藍花的比例是75%,即U二U0二0.75步驟：生成spss數(shù)據(jù)一分析一比較均值一單樣本t檢驗一相關(guān)設(shè)置一輸出結(jié)果表5-5單個樣本統(tǒng)計量N均值標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)謀開花種類2001. 29.455.032表5-6單個樣本檢驗檢驗值=0. 75tdfSig.（雙側(cè)）均值差值差分的95%宜信區(qū)間下限上限開花種類16. 7881990005404860分析：由于檢驗的結(jié)果sig值為0,小于0. 05,故拒絕原假設(shè)，由于檢驗區(qū)間為（123, 1. 35）,0. 75不在此

9、區(qū)間內(nèi)，進一步說明原假設(shè)不成立，故認為與遺傳模型不一致。5給幼鼠喂以不同的飼料，用以下兩種方法設(shè)計實驗：方式1：同一鼠喂不同的飼料所測 得的體內(nèi)鈣留存量數(shù)據(jù)如下：鼠號123456789飼料133.133. 126.836.339.530.933.431.528.6飼料236.72& 835.135.243.825.736.537.928.7方式2：甲組有12只喂飼料1,乙組有9只喂飼料2所測得的鈣留存量數(shù)據(jù)如下：sm1r29.726.728.931. 131. 126.826.339.530.933.433. 128. 6乙組飼料 2： 28 728?329?332?2 31JL 30

10、?036?236?830?0請選用恰當(dāng)方法對上述兩種方式所獲得的數(shù)據(jù)進行分析，研究不同飼料是否使幼鼠體內(nèi)鈣 的留存量有顯著不同。原假設(shè)：不同飼料使幼鼠體內(nèi)鈣的留存量無顯箸不同。方式1步驟：生成SPSS數(shù)據(jù)一分析一比較均值一配對樣本t檢驗一相關(guān)設(shè)置一輸出結(jié)果 表5-7成對樣本統(tǒng)計址均值X標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)誤對1飼料1鈣存雖32. 57893. 81081. 2703飼料2鈣存址34. 26795. 59931. 8664表5-8成對樣本相關(guān)系數(shù)X相關(guān)系數(shù)Sig.對1飼料1鈣存雖&飼料2鈣存址9571108表5-9成對樣本檢驗成對差分tdfSig.（雙 側(cè)）均值標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)誤差分的95%

11、亙信 區(qū)間下限上限對1飼料1鈣存量-飼料2鈣存雖-1. 68894. 63671. 51565. 25291. 8752-1. 0938306方式2步驟：生成spss數(shù)據(jù)一分析一比較均值一獨立樣本t檢驗一相關(guān)設(shè)置一輸出結(jié)果 表 5-10組統(tǒng)計量飼料類型X均值標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)誤鈣存址飼料11230.5083. 68821. 0647”飼料2931. 4003. 12571. 0419表 5-11獨立樣本檢驗方差方程的Levene檢驗均值方程的t檢驗FSig.tdfSig.（雙 側(cè)）均值差 值標(biāo)準(zhǔn)誤差值差分的95%貝信區(qū)間下限上限鈣存假設(shè)方差相.059811- 5841956689171. 526

12、8-4.0872.3040址等3假設(shè)方差不- 59918.645557- 89171. 4897-4.0132. 2303相等6分析：釆用配對樣本t檢驗法所得結(jié)果如表5-7, 5-& 5-9所示，配對樣本的分析結(jié)果可以 看出兩組的平均差是1789在置信區(qū)間內(nèi)（-5. 2529, 1.8752）同時sig值為0. 153>0. 05不 應(yīng)該拒絕原假設(shè)。采用獨立樣本t檢驗法所得結(jié)果如表5-10, 5-11所示，可以看出均值差為 0.892在置信區(qū)間內(nèi)sig值為0.405,大于0. 05 ,故不能拒絕原假設(shè)。所以，兩種飼料使用 后的鈣存量無顯著差異。6、如果將第2章第9題的數(shù)據(jù)看作是來

13、自總體的樣本，試分析男生和女生的課程平均分是否 存在顯著差異？原假設(shè)：男女生課程平均分無顯著差異步驟：分析一比較均值一單因素分析一因變量選擇課程，因子選擇性別進行一輸出結(jié)果：表 5-12描述pollN均值標(biāo)準(zhǔn)差標(biāo)準(zhǔn)誤均值的95%迓信區(qū)間極小值極大值下限上限female3078.866710. 117931.9020574.976582. 756856. 0094. 00male3076.766718.739013. 4212669. 769183. 76390096. 00總數(shù)6077.816715.068761.9453773.924081. 70930096. 00表 5-13ANOVAp

14、oli平方和df均方F顯著性組間66. 150166. 150288 591組內(nèi)13330. 83358229. 842總數(shù)13396. 98359分析：由表5-12和5-13可以看，岀男生和女生成績平均差為1.4021在宜信區(qū)間內(nèi)sig值為0. 307,大于0. 05,故不能拒絕原假設(shè)，即認為男生和女生的平均成績沒有顯著差異7、如果將第2章第9題的數(shù)據(jù)君作是來自總體的樣本，試分析哪些課程的平均分差異不顯著。 步驟：計算出各科的平均分：轉(zhuǎn)換一計算變量一相關(guān)的設(shè)置表 5-14組統(tǒng)計量sexN均值標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)誤averagefemale3067.52089.083851.65848male30

15、68.92299. 851791.79868重新建立SPSS數(shù)據(jù)一分析一比較均值一單因素一進行方差齊性檢臉一選擇Tukey方法進行 檢驗。利用配對樣本T檢驗，逐對檢驗8、以下是對促銷人員進行培訓(xùn)前后的促銷數(shù)據(jù)：試分析該培訓(xùn)是否產(chǎn)生了顯著效果。711I|II培訓(xùn)前440500580460190480600590430510320470培訓(xùn)后620520550500440540500640580620590620原假設(shè)：培訓(xùn)前后效果無顯著差異步驟：生成SPSS數(shù)據(jù)一分析一比較均值一配對樣本t檢驗一相關(guān)設(shè)置一輸出結(jié)果 表 5-15成對樣本統(tǒng)計量成對樣本檢驗成對差分tdfSig.（雙 側(cè)）均值標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn) 誤差分的95%宜信區(qū)間下限上限對1培訓(xùn)前-培訓(xùn)后-70.833106. 04130. 611-138. 2(9)3. 458-2.31411041均值N標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)R準(zhǔn)誤對1培訓(xùn)前培訓(xùn)后489. 17560. 00121278. 09861. 93822. 54517. 880表 5-