協(xié)方差分析及SPSS統(tǒng)計(jì)軟件包應(yīng)用ppt課件

1、協(xié)方差分析及協(xié)方差分析及SPSS統(tǒng)計(jì)軟件包運(yùn)用統(tǒng)計(jì)軟件包運(yùn)用為什么要進(jìn)展協(xié)方差分析為什么要進(jìn)展協(xié)方差分析例如：在營(yíng)養(yǎng)研討中，不思索動(dòng)物食例如：在營(yíng)養(yǎng)研討中，不思索動(dòng)物食量的差別，直接用方差分析來(lái)比較不量的差別，直接用方差分析來(lái)比較不同飼料組動(dòng)物的平均增重，來(lái)評(píng)價(jià)不同飼料組動(dòng)物的平均增重，來(lái)評(píng)價(jià)不同飼料的營(yíng)養(yǎng)價(jià)值是不恰當(dāng)?shù)摹＿@是同飼料的營(yíng)養(yǎng)價(jià)值是不恰當(dāng)?shù)?。這是由于動(dòng)物體重的添加，除了與食物的由于動(dòng)物體重的添加，除了與食物的營(yíng)養(yǎng)價(jià)值有關(guān)，還與各組動(dòng)物的食量營(yíng)養(yǎng)價(jià)值有關(guān)，還與各組動(dòng)物的食量有關(guān)，而動(dòng)物的食量多少又未加以控有關(guān)，而動(dòng)物的食量多少又未加以控制。制。假設(shè)用直線回歸的方法找出食量與所增假設(shè)用

2、直線回歸的方法找出食量與所增體重的關(guān)系，求得當(dāng)食量都化為相等時(shí)體重的關(guān)系，求得當(dāng)食量都化為相等時(shí)即扣除食量的影響，各飼料組動(dòng)物即扣除食量的影響，各飼料組動(dòng)物所增體重的修正均數(shù)，然后再用方差分所增體重的修正均數(shù)，然后再用方差分析檢驗(yàn)各修正均數(shù)間有無(wú)差別，這才比析檢驗(yàn)各修正均數(shù)間有無(wú)差別，這才比較合理。較合理。 又如，比較各種職業(yè)人群的血壓時(shí)，又如，比較各種職業(yè)人群的血壓時(shí)，也應(yīng)把年齡化為相等，再作比較等等。也應(yīng)把年齡化為相等，再作比較等等。什么是協(xié)方差分析？什么是協(xié)方差分析？協(xié)方差分析按設(shè)計(jì)不同分為：協(xié)方差分析按設(shè)計(jì)不同分為：運(yùn)用協(xié)方差分析的條件運(yùn)用協(xié)方差分析的條件i留意問(wèn)題：留意問(wèn)題：假設(shè)不滿

3、足以上條件，建議進(jìn)假設(shè)不滿足以上條件，建議進(jìn)展變量變換，符合上述條件后，展變量變換，符合上述條件后，再進(jìn)展協(xié)方差分析。再進(jìn)展協(xié)方差分析。要求：要求： 在進(jìn)展協(xié)方差分析前，應(yīng)在進(jìn)展協(xié)方差分析前，應(yīng)先進(jìn)展方差齊性檢驗(yàn)和回歸系先進(jìn)展方差齊性檢驗(yàn)和回歸系數(shù)的檢驗(yàn)。數(shù)的檢驗(yàn)。協(xié)方差分析的根本步驟協(xié)方差分析的根本步驟一完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的協(xié)方差分析一完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的協(xié)方差分析方法步驟：方法步驟：手工計(jì)算手工計(jì)算電腦運(yùn)算電腦運(yùn)算方法步驟方法步驟數(shù)據(jù)預(yù)備數(shù)據(jù)預(yù)備數(shù)據(jù)分布檢驗(yàn)數(shù)據(jù)分布檢驗(yàn)方差齊性檢驗(yàn)方差齊性檢驗(yàn)電腦運(yùn)算電腦運(yùn)算完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料 協(xié)方差分析協(xié)方差分析例例1、研討鎘作業(yè)工人暴露于煙塵

4、的、研討鎘作業(yè)工人暴露于煙塵的年數(shù)與肺活量的關(guān)系，按暴露年數(shù)年數(shù)與肺活量的關(guān)系，按暴露年數(shù)將工人分為兩組，甲組暴露將工人分為兩組，甲組暴露10年年,乙組暴露乙組暴露10年，兩組年齡未經(jīng)控年，兩組年齡未經(jīng)控制，問(wèn)該兩組暴露于鎘作業(yè)的工人制，問(wèn)該兩組暴露于鎘作業(yè)的工人肺活量能否一樣？肺活量能否一樣？協(xié)方差分析手工計(jì)算數(shù)據(jù)格式協(xié)方差分析手工計(jì)算數(shù)據(jù)格式分析步驟分析步驟1、繪制原始資料散點(diǎn)圖、繪制原始資料散點(diǎn)圖2、計(jì)算組間變異、計(jì)算組間變異3、計(jì)算組間均方、計(jì)算組間均方4、計(jì)算、計(jì)算F值值分組的年齡與肺活量散點(diǎn)圖分組的年齡與肺活量散點(diǎn)圖年齡7060504030肺活量6.05.55.04.54.03.5

5、3.02.5分組暴露=10年計(jì)算各相關(guān)數(shù)據(jù)：計(jì)算各相關(guān)數(shù)據(jù)：iiiiiiyxyyxxiiiiiiiilllyxyxyyxx,22計(jì)算甲組計(jì)算甲組(第一組第一組)x,y的均數(shù)及的均數(shù)及x的離均差平方和的離均差平方和25.9121259730613)(95. 31239.4775.491259721212111111111nxxlnyynxxxx計(jì)算甲組計(jì)算甲組(第一組第一組)y以及以及x和和y的離均差平方和積和的離均差平方和積和64.771239.4759701.2280)(74.111239.4789.198)(111112121211111 nyxyxlnyylyxyy計(jì)算乙組計(jì)算乙組(第二

6、組第二組)x和和y的均數(shù)及的均數(shù)及x的離均差平方和的離均差平方和44.5251670931943)(12. 41695.6531.441670922222222222222nxxlnyynxxxx計(jì)算乙組計(jì)算乙組(第二組第二組) y以及以及x和和y的離均差積和的離均差積和87.391695.6570954.2882)(84. 81695.6568.280)(222222222222222 nyxyxlnyylyxyy22112221222212212121yxyxyxyyyxxxyyyxxxnnnTTTTTTT計(jì)算兩組合并的各相關(guān)數(shù)據(jù)：計(jì)算兩組合并的各相關(guān)數(shù)據(jù)：55.516254.288201

7、.228057.47968.28089.19862556319433061334.11395.6539.47130670959728161222112221222212212121yxyxyxyyyxxxyyyxxxnnnTTTTTTT將數(shù)據(jù)代入后，計(jì)算各合計(jì)的相關(guān)項(xiàng)：將數(shù)據(jù)代入后，計(jì)算各合計(jì)的相關(guān)項(xiàng)：TTTTTyxTTTyyTTTxxnyxyxlnyylnxxlTTTTTT.)()(2222計(jì)算合并的計(jì)算合并的x,y的離均差平方和以及的離均差平方和以及x與與y的離均差積和的離均差積和TTTTTTnyynxx05. 42834.11364.46281306TTyx95.1232834.1131

8、30655.5162.79.202834.11357.479)(43.164028130662556)(222222TTTTTyxTTTyyTTTxxnyxyxlnyylnxxlTTTTTT計(jì)算合并的各離均差平方和及離均差積和：計(jì)算合并的各離均差平方和及離均差積和：協(xié)方差分析計(jì)算表協(xié)方差分析計(jì)算表分別對(duì)兩組的分別對(duì)兩組的x與與y的均數(shù)進(jìn)的均數(shù)進(jìn)展統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)，以便對(duì)協(xié)方展統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)，以便對(duì)協(xié)方差分析的結(jié)果作出較完善的差分析的結(jié)果作出較完善的解釋，分析結(jié)果見(jiàn)下表：解釋，分析結(jié)果見(jiàn)下表：檢驗(yàn)檢驗(yàn)xi,間及間及yi間差別的方差分析表間差別的方差分析表檢驗(yàn)結(jié)果兩組年齡均數(shù)差別無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義檢驗(yàn)結(jié)果兩組年齡

9、均數(shù)差別無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P0.05)，兩，兩組肺活量均數(shù)差別也無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義組肺活量均數(shù)差別也無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P0.05) 。計(jì)算兩組各自的直線回歸方程和公共的回歸方程計(jì)算兩組各自的直線回歸方程和公共的回歸方程0817.069.143751.1170759.044.52587.390851.025.91264.772222111121TTTTxxyxTxxyxxxyxllbllbllb計(jì)算兩組各自的直線回歸方程和公共的回歸方程計(jì)算兩組各自的直線回歸方程和公共的回歸方程xyxyxyxyxyxyxxbyy0817. 08605. 7)64.46(0817. 005. 40759. 04831. 7)31

10、.44(0759. 012. 40851. 01837. 8)75.49(0851. 095. 3)(公共公共乙乙甲甲公式求回歸方程利用計(jì)算估計(jì)誤差平方和計(jì)算估計(jì)誤差平方和4244.1143.164095.12379.20)(9753.1069.143751.11758.20)(8147.544.52587.3984.8)(1322.525.91264.7774.11)()(22222222222222xxxyyyxxxyyyxxxyyyxxxyyyxxxyyylllyylllyylllyylllyylllyy總計(jì)：公共：乙組：甲組：三組：估計(jì)誤差平方和分析表估計(jì)誤差平方和分析表 為進(jìn)一步了解

11、研討各組所屬總體回歸為進(jìn)一步了解研討各組所屬總體回歸線的坡度能否一樣，以及回歸線的高度能線的坡度能否一樣，以及回歸線的高度能否一樣，先檢驗(yàn)各組的方差估計(jì)誤差的否一樣，先檢驗(yàn)各組的方差估計(jì)誤差的均方差別有無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。均方差別有無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。05.0,24.14153.05132.0,64.2)24,10(05.0PFFMSMSF臨界值雙側(cè)檢驗(yàn)查表乙組甲組經(jīng)檢驗(yàn)，差別無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以以經(jīng)檢驗(yàn)，差別無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以以為甲組與乙組的估計(jì)誤差均方?jīng)]有差為甲組與乙組的估計(jì)誤差均方?jīng)]有差別。別。進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)兩回歸線的坡度差別有進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)兩回歸線的坡度差別有無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，即檢驗(yàn)兩回歸線能無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，即檢

12、驗(yàn)兩回歸線能否平行，假設(shè)否平行，假設(shè)F值無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，值無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，那么可以以為兩回歸線是平行的。那么可以以為兩回歸線是平行的。05. 026. 406. 04561. 00284. 024105. 0PFF，組內(nèi)均方回歸均方），（假設(shè)假設(shè)F檢驗(yàn)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，檢驗(yàn)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，提示兩總體回歸線不平行，提示兩總體回歸線不平行，不用進(jìn)展兩回歸線高度的比不用進(jìn)展兩回歸線高度的比較，分析停頓。較，分析停頓。 進(jìn)一步的分析只需在方差一進(jìn)一步的分析只需在方差一致，回歸線平行的條件下，才進(jìn)致，回歸線平行的條件下，才進(jìn)展總體回歸線高度的檢驗(yàn)，回歸展總體回歸線高度的檢驗(yàn)，回歸線高度常用線高度常用y的均數(shù)大小表

13、示，的均數(shù)大小表示，所以在協(xié)方差分析中，以檢驗(yàn)所以在協(xié)方差分析中，以檢驗(yàn)y的修正均數(shù)間的差別來(lái)替代檢驗(yàn)的修正均數(shù)間的差別來(lái)替代檢驗(yàn)回歸線高度間的差別?；貧w線高度間的差別。 修正均數(shù)平方和：從總計(jì)平方和減公共修正均數(shù)平方和：從總計(jì)平方和減公共平方和，即把與平方和，即把與y值呈直線關(guān)系的值呈直線關(guān)系的x化為相等化為相等后的后的y均數(shù)間的平方和，相當(dāng)于回歸線高度均數(shù)間的平方和，相當(dāng)于回歸線高度方面的抽樣誤差，修正均數(shù)能否有統(tǒng)計(jì)學(xué)意方面的抽樣誤差，修正均數(shù)能否有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可用修正均方除以公共均方，即為義，可用修正均方除以公共均方，即為F值，值，根據(jù)根據(jù)F值判別有無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。值判別有無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。差

14、異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。，公共均方修正均方），（05.024.402.14390.04491.025105.0PFF綜上，兩條回歸線斜率差別無(wú)統(tǒng)綜上，兩條回歸線斜率差別無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，回歸線高度也無(wú)統(tǒng)計(jì)計(jì)學(xué)意義，回歸線高度也無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，因此，可以以為在對(duì)年學(xué)意義，因此，可以以為在對(duì)年齡進(jìn)展了校正后，兩種工人的平齡進(jìn)展了校正后，兩種工人的平均肺活量沒(méi)有差別。均肺活量沒(méi)有差別。完全隨機(jī)設(shè)計(jì)協(xié)方差分析完全隨機(jī)設(shè)計(jì)協(xié)方差分析SPSS統(tǒng)計(jì)軟件包數(shù)據(jù)庫(kù)字段格式統(tǒng)計(jì)軟件包數(shù)據(jù)庫(kù)字段格式年齡年齡肺活量肺活量分組分組年齡年齡肺活量肺活量分組分組394.621384.582405.291425.122415.521433

15、.892413.711434.622454.021374.302495.091502.702522.701503.502474.311453.062612.701484.062653.031514.512582.731464.662593.671582.882434.612383.642394.732385.092協(xié)方差分析協(xié)方差分析SPSS統(tǒng)計(jì)軟件包操作一統(tǒng)計(jì)軟件包操作一協(xié)方差分析協(xié)方差分析SPSS統(tǒng)計(jì)軟件包操作二統(tǒng)計(jì)軟件包操作二結(jié)果變量分組變量協(xié)變量協(xié)方差分析協(xié)方差分析SPSS統(tǒng)計(jì)軟件包操作三統(tǒng)計(jì)軟件包操作三結(jié)果變量分組變量協(xié)變量協(xié)方差分析協(xié)方差分析SPSS統(tǒng)計(jì)軟件包操作四統(tǒng)計(jì)軟件包操作四

16、模型選擇常用模型系統(tǒng)默許選擇項(xiàng)協(xié)方差分析協(xié)方差分析SPSS統(tǒng)計(jì)軟件包操作五統(tǒng)計(jì)軟件包操作五系統(tǒng)默許協(xié)方差分析協(xié)方差分析SPSS統(tǒng)計(jì)軟件包操作六統(tǒng)計(jì)軟件包操作六描畫性分析方差齊性檢驗(yàn)結(jié)果一描畫性統(tǒng)計(jì)量結(jié)果一描畫性統(tǒng)計(jì)量Descriptive StatisticsDescriptive StatisticsDependent Variable: 肺活量(升)3.94921.03306124.1219.76767164.0479.8773628分組甲組-暴露=10年乙組-暴露=10年乙組-暴露10年MeanStd. ErrorLower BoundUpper Bound95% Confidence

17、IntervalEvaluated at covariates appeared in the model: 年 齡 (歲 ) = 46.64.a. 結(jié)果五修正年齡后兩組肺活量的估計(jì)值結(jié)果五修正年齡后兩組肺活量的估計(jì)值P Pa ai ir rw wi is se e C Co om mp pa ar ri is so on ns sDependent Variable: 肺活量(升).272.270.324-.285.828-.272.270.324-.828.285(J) 分組乙組-暴露=10年(I) 分組甲組-暴露=10年乙組-暴露10年MeanDifference(I-J)Std. Er

18、rorSig.aLower Bound Upper Bound95% Confidence Intervalfor DifferenceaBased on estimated marginal meansAdjustment for multiple comparisons: Least Significant Difference (equivalent to no adjustments).a. 結(jié)果六修正年齡后兩組肺活量的比較方差分析表結(jié)果六修正年齡后兩組肺活量的比較方差分析表U Un ni iv va ar ri ia at te e T Te es st ts sDependent

19、Variable: 肺活量(升).4441.4441.011.32410.97425.439ContrastErrorSum ofSquaresdfMean SquareFSig.The F tests the effect of 分 組 . This test is based on the linearly independent pairwisecomparisons among the estimated marginal means.研討各條回歸線坡度差別有無(wú)研討各條回歸線坡度差別有無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，即回歸線能否平統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，即回歸線能否平行：可從散點(diǎn)圖上的回歸線作行：可從散點(diǎn)圖上的回歸

20、線作初步察看。初步察看。繪制散點(diǎn)圖繪制散點(diǎn)圖 操作一操作一散點(diǎn)圖繪制散點(diǎn)圖操作二繪制散點(diǎn)圖操作二簡(jiǎn)單繪制散點(diǎn)圖操作三繪制散點(diǎn)圖操作三繪制散點(diǎn)圖繪制散點(diǎn)圖年齡( 歲)7060504030肺活量(升)6.05.55.04.54.03.53.02.5分組乙組- 暴露 = 1 0 年繪制回歸直線繪制回歸直線 操作一操作一繪制回歸直線繪制回歸直線 操作二操作二繪制回歸直線繪制回歸直線 操作三操作三繪制回歸直線繪制回歸直線 操作四操作四繪制回歸直線結(jié)果繪制回歸直線結(jié)果簡(jiǎn)化分析方法簡(jiǎn)化分析方法簡(jiǎn)化的組間變異簡(jiǎn)化的組間變異x,y各均數(shù)間的離均差平方各均數(shù)間的離均差平方和和TTiiTiiTTiiTiinynyy

21、ynnxnxxxn222222)()()()()()(x,y的離均差積和的離均差積和TTTiiiTiTiinyxnyxyyxxn)()()(將數(shù)據(jù)代入運(yùn)算式將數(shù)據(jù)代入運(yùn)算式2046. 028)95.6539.47(1695.651239.47)(74.20228)709597(1670912597)(22222222TiiTiiyynxxn44. 62834.113130616)95.65)(709(12)39.47)(597()(TiTiiyyxxn計(jì)算誤差平方和計(jì)算誤差平方和4244.1143.164095.12379.20) (222）（誤差xxxyyylllyylxxlxxlxxl2)

22、 (yy計(jì)算計(jì)算F值值結(jié)果同前。差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。組內(nèi)均方誤差均方05.0,02.14390.04491.0)26,1(05.0pFFF配伍組設(shè)計(jì)的協(xié)方差配伍組設(shè)計(jì)的協(xié)方差配伍組設(shè)計(jì)的協(xié)方差配伍組設(shè)計(jì)的協(xié)方差 配伍組設(shè)計(jì)是配對(duì)設(shè)計(jì)的擴(kuò)展，配伍組設(shè)計(jì)是配對(duì)設(shè)計(jì)的擴(kuò)展，在研討中是將受試者按隨機(jī)區(qū)組設(shè)在研討中是將受試者按隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)分成多個(gè)區(qū)組，再將每個(gè)區(qū)組的計(jì)分成多個(gè)區(qū)組，再將每個(gè)區(qū)組的受試者隨機(jī)分配到各組即研討要受試者隨機(jī)分配到各組即研討要素，對(duì)那些在研討中未加限制的素，對(duì)那些在研討中未加限制的要素或基線作為協(xié)變量。要素或基線作為協(xié)變量。根據(jù)方差分析的原理，即總的離均差平方和根據(jù)方差分析的原理，

23、即總的離均差平方和可以分成處置組間研討要素間、區(qū)組間可以分成處置組間研討要素間、區(qū)組間受試者間和誤差組內(nèi)三部分。研討受試者間和誤差組內(nèi)三部分。研討的結(jié)果變量的結(jié)果變量Y能夠受處置要素實(shí)驗(yàn)要素的能夠受處置要素實(shí)驗(yàn)要素的影響，能夠還受協(xié)變量和區(qū)組的影響，因此，影響，能夠還受協(xié)變量和區(qū)組的影響，因此，須將協(xié)變量和區(qū)組這兩方面的影響扣除，才須將協(xié)變量和區(qū)組這兩方面的影響扣除，才干分析各處置各要素對(duì)結(jié)果的作用。對(duì)干分析各處置各要素對(duì)結(jié)果的作用。對(duì)協(xié)變量的影響依然用線性回歸分析方法來(lái)扣協(xié)變量的影響依然用線性回歸分析方法來(lái)扣除，對(duì)區(qū)組的影響扣除，可將處置項(xiàng)與誤差除，對(duì)區(qū)組的影響扣除，可將處置項(xiàng)與誤差項(xiàng)相加得

24、四處置加誤差項(xiàng)估計(jì)誤差，估項(xiàng)相加得四處置加誤差項(xiàng)估計(jì)誤差，估計(jì)誤差項(xiàng)減誤差得到修正均數(shù)項(xiàng)的估計(jì)誤差，計(jì)誤差項(xiàng)減誤差得到修正均數(shù)項(xiàng)的估計(jì)誤差，這樣即同時(shí)扣除了協(xié)變量和區(qū)組的影響。這樣即同時(shí)扣除了協(xié)變量和區(qū)組的影響。例：采用動(dòng)物實(shí)驗(yàn)研討核黃素缺例：采用動(dòng)物實(shí)驗(yàn)研討核黃素缺乏對(duì)蛋白質(zhì)利用的影響，將體重乏對(duì)蛋白質(zhì)利用的影響，將體重相近，出生相近，出生3周的大白鼠周的大白鼠36只，按只，按窩別，性別等條件分成窩別，性別等條件分成12窩，每窩，每窩窩3只，隨機(jī)分配到只，隨機(jī)分配到3個(gè)不同飼料個(gè)不同飼料組進(jìn)展喂養(yǎng)，問(wèn)不同飼料對(duì)大白組進(jìn)展喂養(yǎng)，問(wèn)不同飼料對(duì)大白鼠所增體重有無(wú)影響？鼠所增體重有無(wú)影響？數(shù)據(jù)格式數(shù)

25、據(jù)格式核黃素缺乏組核黃素缺乏組限食量組限食量組不限食量組不限食量組x1y1gcx2y2gcx3y3gc256.927.011260.332.021544.7160.331271.641.712271.147.722481.296.132210.225.013214.736.723418.9114.633300.152.014300.165.024556.6134.834262.214.515269.739.025394.576.335304.448.816307.537.926426.672.836272.448.017278.951.527416.199.437248.29.518256.2

26、26.728549.9133.738242.837.019240.841.029580.5147.039342.956.5110340.761.3210608.3165.8310356.976.0111356.3102.1211559.6169.8311198.29.2112199.28.1212371.954.3312配伍組設(shè)計(jì)協(xié)方差分析配伍組設(shè)計(jì)協(xié)方差分析SPSS統(tǒng)計(jì)軟件包操作一統(tǒng)計(jì)軟件包操作一配伍組設(shè)計(jì)協(xié)方差分析配伍組設(shè)計(jì)協(xié)方差分析SPSS統(tǒng)計(jì)軟件包操作二統(tǒng)計(jì)軟件包操作二配伍組配伍組設(shè)計(jì)協(xié)方差分析配伍組設(shè)計(jì)協(xié)方差分析SPSS統(tǒng)計(jì)軟件包操作三統(tǒng)計(jì)軟件包操作三配伍組設(shè)計(jì)協(xié)方差分析配伍組設(shè)計(jì)協(xié)

27、方差分析SPSS統(tǒng)計(jì)軟件包操作四統(tǒng)計(jì)軟件包操作四配伍組設(shè)計(jì)協(xié)方差分析結(jié)果一配伍組設(shè)計(jì)協(xié)方差分析結(jié)果一B B e e t t w w e e e e n n - - S S u u b b j j e e c c t t s s F F a a c c t t o o r r s s1-核 黃 素 缺乏 組122-限 食 量 組123-不 限 食 量組12333333333333123分組123456789101112窩別Value LabelN配伍組設(shè)計(jì)協(xié)方差分析結(jié)果二配伍組設(shè)計(jì)協(xié)方差分析結(jié)果二T Te es st ts s o of f B Be et tw we ee en n- -S S

28、u ub bj je ec ct ts s E Ef ff fe ec ct ts sDependent Variable: 所增體重1691.05411691.05415.589.0012409.85422.216108.474a469.1572234.5782.206.1352233.13921106.340b3761.31911341.9383.216.0102233.13921106.340b6175.03116175.03158.069.0002233.13921106.340bSourceHypothesisErrorInterceptHypothesisErrorGHypothe

29、sisErrorCHypothesisErrorXType IIISum ofSquaresdfMean SquareFSig.9.058E-03 MS(C) + .991 MS(Error)a. MS(Error)b. 配伍組設(shè)計(jì)協(xié)方差分析結(jié)果三配伍組設(shè)計(jì)協(xié)方差分析結(jié)果三E Es st ti im ma at te es sDependent Variable: 所增體重67.430a4.97057.09477.76675.102a4.86864.97985.22659.059a8.37941.63576.484分組1-核黃素缺乏組2-限食量組3-不限食量組MeanStd. ErrorLow

30、er BoundUpper Bound95% Confidence IntervalEvaluated at covariates appeared in the model: 進(jìn) 食 量 = 346.419.a. 配伍組設(shè)計(jì)協(xié)方差分析結(jié)果四配伍組設(shè)計(jì)協(xié)方差分析結(jié)果四P Pa ai ir rw wi is se e C Co om mp pa ar ri is so on ns sDependent Variable: 所增體重-7.6724.212.248-18.6293.2848.37112.5401.000-24.25040.9927.6724.212.248-3.28418.62916

31、.04312.419.631-16.26448.350-8.37112.5401.000-40.99224.250-16.04312.419.631-48.35016.264(J) 分組2-限食量組3-不限食量組1-核黃素缺乏組3-不限食量組1-核黃素缺乏組2-限食量組(I) 分組1-核黃素缺乏組2-限食量組3-不限食量組MeanDifference(I-J)Std. ErrorSig.aLower Bound Upper Bound95% Confidence Intervalfor DifferenceaBased on estimated marginal meansAdjustment

32、 for multiple comparisons: Bonferroni.a. 配伍組設(shè)計(jì)協(xié)方差分析結(jié)果五配伍組設(shè)計(jì)協(xié)方差分析結(jié)果五U Un ni iv va ar ri ia at te e T Te es st ts sDependent Variable: 所增體重469.1572234.5782.206.1352233.13921106.340ContrastErrorSum ofSquaresdfMean SquareFSig.The F tests the effect of 分 組 . This test is based on the linearly independent

33、 pairwisecomparisons among the estimated marginal means.多元協(xié)方差分析多元協(xié)方差分析多元協(xié)方差分析多元協(xié)方差分析 假設(shè)實(shí)驗(yàn)中影響結(jié)果變量的要假設(shè)實(shí)驗(yàn)中影響結(jié)果變量的要素不止一個(gè)而是多個(gè)兩個(gè)或兩素不止一個(gè)而是多個(gè)兩個(gè)或兩個(gè)以上協(xié)變量，這就需求將多個(gè)以上協(xié)變量，這就需求將多個(gè)要素協(xié)變量都化為相等，個(gè)要素協(xié)變量都化為相等，然后再比較分析修正均數(shù)結(jié)果然后再比較分析修正均數(shù)結(jié)果變量間的差別，這些要素與修變量間的差別，這些要素與修正變量呈線性相關(guān)，因此可以用正變量呈線性相關(guān)，因此可以用多元協(xié)方差分析。多元協(xié)方差分析。例例.假設(shè)將各組動(dòng)物的食量與原始體

34、重假設(shè)將各組動(dòng)物的食量與原始體重都化為相等，然后比較各組所增體重的都化為相等，然后比較各組所增體重的修正均數(shù)間的差別，那么先用多元線性修正均數(shù)間的差別，那么先用多元線性回歸的方法，將食量、原始體重與所增回歸的方法，將食量、原始體重與所增體重的關(guān)系找出來(lái)，求出當(dāng)食量、原始體重的關(guān)系找出來(lái)，求出當(dāng)食量、原始體重與所增體重的關(guān)系找出來(lái)，求出食體重與所增體重的關(guān)系找出來(lái)，求出食量、原始體重化為相等時(shí)，各飼料組所量、原始體重化為相等時(shí)，各飼料組所增體重的修正均數(shù)，然后用方差分析檢增體重的修正均數(shù)，然后用方差分析檢驗(yàn)各修正均數(shù)間有無(wú)差別。驗(yàn)各修正均數(shù)間有無(wú)差別。多元協(xié)方差分析多元協(xié)方差分析SPSS統(tǒng)計(jì)軟件

35、包操作一統(tǒng)計(jì)軟件包操作一SPSS統(tǒng)計(jì)軟件包操作二統(tǒng)計(jì)軟件包操作二SPSS統(tǒng)計(jì)軟件包操作三統(tǒng)計(jì)軟件包操作三SPSS統(tǒng)計(jì)軟件包操作四統(tǒng)計(jì)軟件包操作四SPSS軟件包多變量協(xié)方差分析結(jié)果軟件包多變量協(xié)方差分析結(jié)果(描畫性分析描畫性分析)D De es sc cr ri ip pt ti iv ve e S St ta at ti is st ti ic cs sDependent Variable: 所增體重37.506.612844.7510.740877.757.226853.3319.60824分組水解蛋白質(zhì)1水解蛋白質(zhì)2水解蛋白質(zhì)3TotalMeanStd. DeviationNSPSS軟件包

36、多變量協(xié)方差分析結(jié)果軟件包多變量協(xié)方差分析結(jié)果(方差齊性檢驗(yàn)方差齊性檢驗(yàn))L Le e v ve e n ne e s s T T e e s st t o o f f E Eq q u ua a l li it ty y o o f f E Er rr ro o r r V Va a r ri ia a n nc ce e s sa aDependent Variable: 所增體重2.883221.078Fdf1df2Sig.Tests the null hypothesis that the error variance ofthe dependent variable is equal across groups.Design: Intercept+GROUP+X2+X1a. 方差齊性檢驗(yàn)結(jié)果提示方差齊性方差齊性檢驗(yàn)結(jié)果提示方差齊性.SPSS統(tǒng)計(jì)軟件包多元協(xié)方差分析統(tǒng)計(jì)軟件包多元協(xié)方差分析(主要結(jié)果主要結(jié)果)Tests of Between-Subjects EffectsTests of Between-Subjects EffectsDependent Variable: 所增體重8703.218a42175.