正交試驗設(shè)計的spss分析

1、正交試驗設(shè)計的SPSS分析（總9頁）-本頁僅作為文檔封面，使用時請直接刪除即可-內(nèi)頁可以根據(jù)需求調(diào)整合適字體及大小-上機操作6 :正交試驗設(shè)計的spss分 析習題：有一混合水平的正交試驗，A因素為葡萄品種，A】、A=x A Aj, B因素為 施肥期，有B、Bz, C因素為施肥量，有C、G,重復(fù)三次，采用1Mx2）正 交表， 試驗結(jié)果如下表，試進行分析葡萄品種施肥時期及用量實驗結(jié)果處理組合ABC1IIIII11111716192122192020321226242142212522205312161519632114151474112425238422282826解：1 定義變量，輸入數(shù)據(jù)：在變

2、量視圖中寫入變量名稱“產(chǎn) 量”、“區(qū)組”、“施肥量”、“施肥期”、“品種“處理，寬度均為8,小數(shù)均為0。并在數(shù)據(jù)視圖依次輸入變量。2分析過程：（1）正態(tài)分布檢驗：工具欄“圖形” 一一“PP圖”，在“變量”中放入“產(chǎn)量”，“檢 驗分布”為“正態(tài)，“確定”。（2 ）方差齊性檢驗：a工具欄“分析”u比較均值”“單因素AN OVA”。b在咽變量呻放入“產(chǎn)量”，在“固定因子”中放入“品種”“繼C點擊“選項”，在“統(tǒng)計量呻點擊“方差同質(zhì)性檢驗”，“繼續(xù)”。d“確定”。工具欄，分析”一一“比較均值”一一“單因素ANOVA” 。e.在咽變量呻放入“產(chǎn)量”，在“固定因子呻放入“施肥 期”。f點擊“選項”，在“統(tǒng)

3、計量”中點擊“方差同質(zhì)性檢驗”，“繼續(xù)”。曠確定”。在咽變量呻放入“產(chǎn)量”，在“固定因子呻放入“施 肥量”。h點擊“選項”，在“統(tǒng)計量呻點擊“方差同質(zhì)性檢驗”，“繼 續(xù)”。i“確定”。在咽變量呻放入“產(chǎn)量”，在“固定因子”中放入 “處理，。點擊“選項”，在“統(tǒng)計量”中點擊“描述性”和“方差 同質(zhì)性檢驗”，“繼續(xù)”。j“確定”。(3)顯著性差異檢驗：a工具欄吩析”“常規(guī)線性模型,“單變量”。b在“因變量”中放入“產(chǎn)量”，在“固定因子”中分別放入 “施肥期”、“施肥量翌品種區(qū)組”。c點擊,濮型”，“定制”，將“施肥期”、“施肥量”、“品 種”、“區(qū)組”放入濮型下。在“建立項”中選擇“主效應(yīng)”，“繼

4、 續(xù)”。d點擊“兩兩比較”，將“施肥期”、“施肥量”、“品種放 入“兩兩比較檢驗呻，點擊“假定方差齊性呻的“Duncan”。e. “確定”，在咽變量呻放入“產(chǎn)量”，在“固定因子”中分別放入“處理”、“區(qū)組”。f點擊“模型，“定制”將“處理、“區(qū)組”放入“模型”下。在“建立項呻選擇“主效應(yīng)”，“繼續(xù)”。g點擊“兩兩比較”，將“處理放入“兩兩比較檢驗呻，點擊“假定方差齊性”中的“Duncan”。h “確定”。3 生成圖表，輸出結(jié)果分析:(1)正態(tài)分布檢驗：期望的累積概率期望的累積概率0. 2 0. 00. 20 40. 6O. S觀測的康積概率產(chǎn)量的正態(tài)P-P圖pp圖中數(shù)據(jù)點都分布在一條直線上，所

5、以產(chǎn)量符合正態(tài)分布。(2 )方差齊性檢驗：方差齊性檢驗產(chǎn)量Levene統(tǒng)計量dfldf2顯著性由表u可知，p,所以不同品種的產(chǎn)量方差之間不存在 顯著性差異， 方差齊性。方差齊性檢驗產(chǎn)量Levene統(tǒng)計量dfldf2顯著性.507122.484表2由表2 2可知，P,所以施肥期不同處理水平的產(chǎn)量方差不存在顯著性差異，方差齊性。方差齊性檢驗由表3可知，P,所以施肥量不同處理水平的產(chǎn)量方差不存在顯著性差異，方差齊性。描述產(chǎn)雖N均值標準差標準誤均值的95%曹們區(qū)間極小值極大值下限上限1317.331.52888213.5421. 1316192319.6757733318.2321. 10192033

6、23.672. 5171.45317.4229.9221264322.332. 5171.45316. 0S28.5820255316.672. 0821.20211.5021.8415196314.33.57733312.9015.7714157321.001.00057721.5226. 4823258327.331. 155.66724.4630.202628總數(shù)2420.674. 430.90418.8022.541428表1 4方差齊性檢驗產(chǎn)量Levene人6計量df 1df 2顯著性1. 542716223由表3可知，處理組合1 一 12的均值和標準誤分別為士、土、士、 士、士、士

7、、士、士，因此處理8 （品種九、施肥期B2、施肥量C2）的 產(chǎn)量最高。由表5可知，P,所以不同處理的產(chǎn)量方差不存在顯著性差異， 方差齊性。（3）顯著性差異檢驗:主體間效應(yīng)的檢驗因變雖：產(chǎn)雖源III型平方和df均方FSig校正模型408 250a758. 32121.659000截距10250. 667110250. 6673S06. 824000區(qū)組3- 08321.542573575品種371.0003123. 66745.926000施肥期1.50011.500557466施肥呈32. 667132. 66712. 132003誤差43. 083162- 693總計10702. 0002

8、1校正的總計451.33323aR方二.905 （調(diào)整R方二863）表由表6可知，區(qū)組的？，所以不同區(qū)組的產(chǎn)量之間不存在顯著 性差異；品種的P,所以不同品種的產(chǎn)量之間存在極顯著性差異；施 肥期的P，所以不同施肥期水平的產(chǎn)量之間不存在顯著性差異；施肥 量的P，所以不同施肥量水平的產(chǎn)量之間 存在顯著性差異。基于類型I 品神.便，II平方和誤差項 用調(diào)和均值樣木大勺均方（誤差）=2- 693。子集:小=6. 000O2343 b Alpiha = 05 615- 501618 502623 004625 - 67Sig1 0001 0001 0001 000顯示同今點子集中組的均值。產(chǎn)量Dun ca

9、na,b子集品種N1233615 . 501618. 502623. 004625. 67Si名.1. 0001. 000012顯示問類子集中組的均值?；陬愋虸II平方和泯差項為均方（俁差）=2. 693 oa便用凋利土勻值樣木大小=6. 000o bAlpha =Olo表8主體間效應(yīng)的檢驗因變雖：產(chǎn)雖源III型平方和df均方FSig校正模型409 750a945. 52815. 328000截距10250. 667110250. 6673451- 126000處理406 667758.09519. 559000區(qū)組3- 08321.542519606誤差41.583142. 970總計10

10、702. 00024校正的總計451 33323aR方=.90S （調(diào)整R方二.849）表M0由表10可知，處理的P，所以不同處理的產(chǎn)量之間存在極顯著性差異。Duncana,b產(chǎn)樂處理N子集12346314- 335316. 6716. 671317- 3317 332319- 6719 674322 333323 - 6723 677324 0024 008327 - 33Sig.061061012026顯示b 0類子集中組的均值?；陬愋虸II平方和誤差項為均方（誤差）=2.9700a便用調(diào)和均值樣木大小=3. 000 o bAlpha =01。表m產(chǎn)量Duncana,b處理N子集12345314.3316.6717.33.06116.6717.3319.67.06119.6722.3307922.3323.6