方差分析實驗報告

1、非參數(shù)檢驗實驗報告方差分析學院:參賽隊員：參賽隊員：參賽隊員：指導老師:目錄一、實驗目的11. 了解方差分析的基本內(nèi)容；12. 了解單因素方差分析；13. 了解多因素方差分析；14. 學會運用spss軟件求解問題；15. 加深理論與實踐相結(jié)合的能力。1二、實驗環(huán)境1三、實驗方法11. 單因素方差分析；12. 多因素方差分析。1四、實驗過程1問題一：11.1 實驗過程11.1.1輸入數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)處理；11.1.2 單因素方差分析11.2 輸出結(jié)果31.3結(jié)果分析31.3.1 描述31.3.2方差性檢驗41.3.3 單因素方差分析4問題二：42.1 實驗步驟52.1.1命名變量52.1.2導入數(shù)據(jù)5

2、2.1.3 單因素方差分析52.1.4輸出結(jié)果72.2 結(jié)果分析72.2.1 描述72.2.2方差性檢驗8方差分析2.2.3單因素方差分析問題三：83.1 提出假設83.2 實驗步驟83.2.1 數(shù)據(jù)分組編號83.2.2 多因素方差分析93.2.3 輸出結(jié)果133.3 結(jié)果分析14五、實驗總結(jié)14方差分析一、實驗目的1.了解方差分析的基本內(nèi)容；2.了解單因素方差分析；3. 了解多因素方差分析；4. 學會運用spss軟件求解問題；5. 加深理論與實踐相結(jié)合的能力二、實驗環(huán)境Spss、office三、實驗方法1.單因素方差分析；2.多因素方差分析。四、實驗過程問題一：用二氧化硒50mg對大鼠染塵后

3、不同時期全肺濕重的變化見下表，試比較染塵后1個月,3個月，6個月，三個時期的全肺濕重有無差別。1個月3個月6個月3.43.43.63.64.44.44.33.45.14.14.254.24.75.53.34.24.71.1實驗過程1.1.1輸入數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)處理1.1.2單因素方差分析選擇：分析T比較均值T單因素AVONA；1方差分析3將變量大鼠全肺濕重放置因變量列表欄中，月份放置因子欄中；*!1i*iIIMlITTIIIiIIiiIIIliirti兩兩比較中，勾選最小顯著差異法；*!''"'Bi'選項中，勾選描述性，方差同質(zhì)性檢驗，welch;方差分析#

4、1.2輸出結(jié)果單向丈:RI仝舷去N旬值標.:匪曲血951%EtfEJil駛小值下服3.163J3174351?783.360<2743.343764.050.6367.2107裁Q94.S12144.76&A.T17DD1Q.arm4如5.4113.05J5IB山1弱.6503.15333.3T14.5133.35.5朮GL全磁重Log筑計dfl“，r舊415.S25立區(qū)全Jtt匸堪MJOVA平卻岀'-J/JF呈吾性姐間劇且皆）統(tǒng)性頂劉比.Q.Hi.fi'lBH於4陽4J72718921115171.3092.554JJ03J054.295e.ssi.20S.os

5、a.011均催曲熾的穩(wěn)3HH*盟朮BI主JT逶重40-均便囹月也:>Hla'hillMfFinJL*tETHJJTi-Zi33.31PF.aTS-.91344.BISBXllf11Err.013-1.37B-2Z1)1.31BT.怖.913G31n'HI3G1.HMD11m*.anJ2I1.37B311FT0I?1砂r恂UBBD±Vtf肌平刃0JMm-址"dntn呈苦性welch3.6352g.72J3G61.3結(jié)果分析1.3.1描述由描述可知，一月份的均值為3.817，標準差為0.4355，三月份的均值為4.050，標準差為0.5357，六月份的均值

6、為4.717，標準差為0.66161.3.2方差性檢驗由方差齊性檢驗可知，Sig值=0.826>0.05，說明各組的方差在a=0.05水平上沒有顯著性差異，即方差具有齊次性1.3.3單因素方差分析根據(jù)輸出的p值為0.034可以看出，小于0.05，大于0.01，因此拒絕原假設，染塵后1個月，3個月，6個月，三個時期的全肺濕重有無差別有顯著性意義，結(jié)論是染塵后1個月，3個月，6個月，三個時期的全肺濕重有差別，一個月大鼠的全肺濕重最小，三個月其次，六個月大鼠的全肺濕重最大。問題二：為試驗三種鎮(zhèn)咳藥，先以NH.OH0.2ml對小白鼠噴霧，測定其方式咳嗽的時間，然后分別用藥灌胃，在同樣條件下再測定

7、發(fā)生咳嗽的時間，并以“用藥前的時間用藥后的時間”之差為指標，計算延遲咳嗽時間（秒）。試比較三種藥物的鎮(zhèn)咳作用可待因復方2號復方1號60504030201010045358555252020205515154580353010157510551057530102560704565604592.1 實驗步驟2.1.1命名變量可待因命名為“1”，復方2號命名為“2”，復方1號命名為“3”2.1.2導入數(shù)據(jù)選擇：文件文T打開T數(shù)據(jù)2.1.3單因素方差分析選擇：分析-比較均值-單因素AVONA方差分析選擇：兩兩比較；勾選LSD；選擇：選項；S3站羊因盍左差分析1門匚勾選描述性、方差同質(zhì)性檢驗、Welch

8、、均值圖、按分析順序排除個案;”1ANOVA;.!3-績計呈31描述雀固疋和隧機蝕果(£)HJ行差同質(zhì)性槍驗CH旦rown-ForsythefB)函WelchW)S1均值團型-旳次值©按分析II頂序排除燒家込按列表排降個案竝嗾取:肖幫助對kb(N).耳再比軼(HJ-透項Q：.Bootstrap(B).幫助描述咳哦時間差N均值標準差標準俱均值時95%置信區(qū)間極小值極大值下限上限11060.5030.0429.50039.0131.992010521745.0020.6636.95330.2659.74-1010531730.8819.4644.72120.8740.B9-57

9、0總數(shù)4443.0727.6364.17434.6551.49-10105咳瞰時間差方差齊惟植驗Levene絨計1df1df2顯著性1.485241.235ANOVA咳嗽時間差平古和卅均方F顯密性組間(組合)5626.53122813.2654.220.022線性項未加權(quán)的5523.14315533.1438.284.006加權(quán)的5621.68215621.6828.432.0064.S4914.849.007.932組內(nèi)27334.26541666.6893296079543參重比較啜瞰時間差LSD(J)藥物均值差(I-J)標準諄顯薯性95%置信區(qū)間下限上眼1215.50010.290.14

10、0-5.2836.28329.618"10.290.0068.8450.4021-15.50010.290.140-26.285.20314.1188.856.119-3.7732.0031-29.618710.290.006-50.40-8.842-U.1188.856.119-32.003.77*均值差的顯著性水平対0.05*2.2結(jié)果分析2.2.1描述由描述圖知，可待因的均值為60.50，標準差為30.042；復方2號的均值為45.00，標準差為28.668；復方1號的均值為30.88，標準差為19.464。112.2.2方差性檢驗由方差性檢驗圖知，Sig值=0.238>

11、0.05，說明各組的方差在a=0.0水平上沒有顯著性差異，即方差具有齊次性。2.2.3單因素方差分析由單因素方差分析圖知，Sig值=0.022<0.05,拒絕原假設三個因素都具有顯著性，即三種藥物對鎮(zhèn)咳都有顯著性影響。問題三：以上數(shù)據(jù)集是某調(diào)查機構(gòu)通過對志愿者一年的調(diào)查得到的一個數(shù)據(jù)，通過研究表明語言表達能力可能受社會因素影響有兩個因素，其一，社會階層對受調(diào)查的志愿者的影響情況還有一個就是年齡對語言表達能力的影響情況。這里考慮到成年人的表達能力會受后天的很多因素影響我們選擇幼兒進行測驗獲得了以上數(shù)據(jù)試分析本次調(diào)查中社會階層和年齡兩個變量對變量語言表達能力的影響3.1 提出假設H:無影響V

12、SH：有影響013.2 實驗步驟3.2.1 數(shù)據(jù)分組編號將年齡按10,30）、30,50）、50,70）分為三個階段，分別編號為1,2,3，在SPSS頁面輸入數(shù)據(jù)；222332333.02-1.930123.2.2 多因素方差分析選擇：分析T描述統(tǒng)計T探索;方差分析因變量列表選擇語言能力測試得分，因子列表選擇階層、年齡；Bool£lrap(B.'.標注牛宰型粘貼走去®|疋廠|鈿:'匹藝郵回聽i12©fcl刃子列喪(f):統(tǒng)計品固.螳和Uj.iS項©,17描述性回一0宜t圖回?!宜方圖凹選擇繪制T勾選直方圖、帶驗證的正態(tài)圖T繼續(xù);朗垂壬莊三

13、五冋農(nóng)不夯址!也帚1建的E帝圖回Lerene槍弦砂搖岸-.1P)©已轉(zhuǎn)找T：此恥凈U串址胞消邸肋正態(tài)性檢驗階層Kolmogorov-SmirnovaShapiro-Wilk統(tǒng)計量dfSig.統(tǒng)計量dfSig.1.18210.200*.90210.229語言能力測試得分2.22910.147.85110.0603.20810.200*.89810.210*.這是真實顯著水平的下限。a.Lilliefors顯著水平修正正態(tài)性檢驗年齡Kolmogorov-SmirnovaShapiro-Wilk統(tǒng)計量dfSig.統(tǒng)計量dfSig.1.17115.200*.93815.363語言能力測試得分

14、2.15010.200*.94710.6373.2385.200*.8905.358*.這是真實顯著水平的下限。a.Lilliefors顯著水平修正選擇：分析T一般線性模型T單變量;分祈（肘直托i：塑）ElfttQ）實用理序世j窗世）卸報告*HL忑：T）圧運性棣割色）*廣寶聲性機趙溫皆猴型QJ*1l.-'.(C)1|*神繪覘婚*zfl-CF)*降堆*.咗址r即非ffSSf±S£(N)卜預測CD*生存西歳回is3ii'i：i£(y)*盥時羔值汙祈也.晝垃歸EKD*復須樣*圧口腫4.1（2*E3ROC111101.FH-4心早世)冏JL旦£z

15、±(Hh.nin20-因變量選擇語言能力測試得分，固定因子選擇階層、年齡；竝*s-sWLZfW)：曲疋+*申IQ：；iHi：b：；町:泊¥4選擇：模型T設定T主效應;O圭目子兇VT(C)丄丄勺|£早|二擺型豐h府岸階展ZJ鈿枸建項型40：|8|半RDI型性型11三Vn怦2沁砲|取消Igm選擇：模型T設定T交互T繼續(xù);選擇：繪制T水平軸選擇階層，單圖選擇階層T添加T繼續(xù);單辰:蟄駆反子丘；歲平湘凹階層*jIV!單圖砂I垂團pj：1碎!舸：旳丘半蛉兩兩比較T兩兩比較檢驗選擇階層、年齡T繼續(xù);3.2.3輸出結(jié)果主體間效應的檢驗因變量：語言能力測試得分源III型平方和df

16、均方FSig.校正模型929.945a8116.2432.965.022截距18092.247118092.247461.541.000階層51.120225.560.652.531年齡538.7662269.3836.872.005階層*年齡179.796444.9491.147.362誤差823.1932139.200總計26855.70030校正的總計1753.13929a.R方=.530（調(diào)整R方=.352）19語言能力測試得分的估算邊際均值45.0-40.0-估芻際均值35.0-30.fl-25.0-20.0-3.3 結(jié)果分析觀察3.3.4中的兩個正態(tài)檢驗表格三個階層的p值均大于0.05三個年齡的p值均大于0.05，接受原假設因變量與正態(tài)分布無明顯差異，因此數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布觀察3.3.11中的表格：在方差齊次檢驗中，階層作用的統(tǒng)計量的值F=0.652,P值為0.531；年齡作用的統(tǒng)計量的值F=6.872，P值為0.005；階層和年齡交互作用的統(tǒng)計量的值F=6.872，P值為0.005；說明了：1、該數(shù)據(jù)中的方差齊性檢驗結(jié)果是具有方差齊性的；2、階層sig=0.531>0.05，社會