SPSS軟件應(yīng)用具體操作及結(jié)果分析剖析

SPSS軟件操作練習(xí)參考書：《生物統(tǒng)計學(xué)》張勤主編（第2版）一、均數(shù)差異顯著性檢驗（一）單個樣本t測驗（二）獨立樣本測驗（兩個樣本重組比較）（三）兩個樣本配對比較二、方差分析（一）單因素方差分析（樣本量相等、樣本量不等）三、相關(guān)回歸分析相關(guān)分析：Analyze→Correlate→Bivariate（簡單相關(guān)）相關(guān)回歸：Analyze→Regression→Linear注意：Dependent：因變量yIndependent：自變量x四、卡方測驗（一）獨立性：DateWeight→Cases→FrequencyVariable（觀察值)→okAnalyze→DescriptiveStatistics→Crosstabs→Row(行）、Columns(列)→Statistics→Chi-Square（二）適合性測驗：DateWeight→Cases→FrequencyVariable（觀察值)→okAnalyze→NonparametricTests→Chi-Squareic（注意比例的填寫）五、兩因素方差分析（一）兩因素?zé)o重復(fù)值方差分析（二）兩因素有重復(fù)值方差分析均數(shù)差異顯著性檢驗（一）單個樣本t測驗P66例5.1由結(jié)果可知：t=-1.035sig=0.316>0.05該批罐頭的平均維生素C與規(guī)定的21mg/g無顯著差異。注：Sig.(2-tailed)雙側(cè)檢驗概率95%confidence差值的95%置信下線和置信上線（二）獨立樣本測驗（兩個樣本重組比較）P70例5.3由結(jié)果可知：兩樣本方差齊質(zhì)性測驗中F=0.812Sig=0.389>0.05方差同質(zhì)，因此選擇t=-0.923Sig=0.378>0.05兩種不同飼料對香豬生長無顯著差異。注：Levene’etextforequalityofVariances兩樣本方差齊質(zhì)性檢驗P73例5.6由結(jié)果可知方差同質(zhì)測驗結(jié)果F=8.208sig=0.010<0.05說明方差不同質(zhì)，因此應(yīng)選擇t=2.071df=12.021sig=0.061>0.05（三）兩個樣本配對比較P75例5.7有結(jié)果可知，t=4.207sig=0.004<0.01用正常日糧飼喂的動物肝臟中的維生素A含量與用維生素E飼喂的動物肝臟中的維生素A的含量差異極顯著。注：Mean差值均數(shù)Std.deviation差值的標(biāo)準(zhǔn)差Std.errormean差值的標(biāo)準(zhǔn)誤二、方差分析（一）單因素方差分析（樣本量相等、樣本量不等）P83例6.1注：Testhomogenityofvariance變異的同質(zhì)性測驗方差同質(zhì)測驗結(jié)果Sig=0.302>0.05方差同質(zhì)F=10.219Sig=0.001<0.05差異顯著需進(jìn)行多重比較注：ANOVA方差分析表Between...within...total...組間、組內(nèi)、總變異Sumofsquares離均差平方和Meansquare均方PostHotTests多重比較：最小顯著差數(shù)法（LSD法）在a=0.05時，飼料1與飼料2、3、4差異顯著；飼料2與飼料3、4差異不顯著；在a=0.01時飼料1與飼料2、3、4差異極顯著；飼料2與飼料3、4差異不顯著新復(fù)極差法（Duncan’s法）HomogeneousSubsets表在a=0.05時飼料2、3、4間差異不顯著，飼料1與飼料2、3、4差異顯著P973Sig=0.031<0.05方差不同質(zhì)（此時需對數(shù)據(jù)進(jìn)行轉(zhuǎn)換后在進(jìn)行方差分析，詳見書P290）F=7.252Sig=0.001<0.01在a=0.05時，品種1與品種3差異顯著，與品種2、4、5差異不顯著；品種2與品種3差異顯著、與品種4、5差異不顯著；品種3與品1、2、4、5差異顯著。在a=0.01時.。。。。鄧肯法P975方差同質(zhì)測驗結(jié)果：Sig=0.602>0.05方差同質(zhì)由方差分析表可知：F=18.070Sig=0.000<0.01差異極顯著需進(jìn)行多重比較多重比較結(jié)果：在a=0.05時地區(qū)2、3間差異不顯著，地區(qū)1與地區(qū)2、3差異顯著在a=0.01時地區(qū)2、3間差異不顯著，地區(qū)1與地區(qū)2、3差異極顯著SAS轉(zhuǎn)換成SPSS單因素試驗（各處理重復(fù)數(shù)相等）DATAE;INPUTTRSy@@;Cards;A115A116A115A117A118A245A242A250A238A239A330A335A329A331A335A431A428A420A425A430A540A535A531A532A530;PROCanova;CLASSTR;Modely=TR;MEANSTR/T;RUN;LSD法：a=0.05時A3與A5差異不顯著其他各組差異顯著a=0.01時A3與A4A5差異不顯著其他各組差異極顯著鄧肯法：有方差同質(zhì)表可知：Sig=0.168>0.05方差同質(zhì)由方差分析表可知：F=34.320Sig=0.000<0.01差異極顯著需進(jìn)行多重比較：LSD法:在a=0.05A3與A5差異不顯著其他各組差異顯著在a=0.01A3與A4A5差異不顯著其他各組差異極顯著鄧肯法:在a=0.05A3與A5差異不顯著其他各組差異顯著在a=0.01A3與A4A5差異不顯著其他各組差異極顯著綜上：A3與A5差異不顯著A3與A4差異顯著其他各組差異極顯著相關(guān)回歸分析相關(guān)分析：Analyze→Correlate→Bivariate（簡單相關(guān)）相關(guān)回歸：Analyze→Regression→Linear注意：Dependent：因變量yIndependent：自變量xP125例9.1有結(jié)果可知，相關(guān)系數(shù)r=0.888sig=0.001<0.01所以存在極顯著相關(guān)R=0.888有方差分析表可知F=29.698sig=0.001<0.01回歸關(guān)系極顯著存在由上表可知：a=-18.316b=2.184y=-18.316+2.184X對回歸截距a進(jìn)行顯著性測驗：t=-1.228sig=0.254>0.05回歸截距存在不顯著/回歸截距存在沒有統(tǒng)計學(xué)意義對回歸系數(shù)b進(jìn)行顯著性測驗：t=5.450sig=0.001<0.01回歸關(guān)系極顯著存在P1359.2Correlations表Regreesion表R=0.818抽樣誤差Sig=0.004<0.01體重和飼料消耗存在極顯著相關(guān)；有方差分析表可知，F(xiàn)=16.232sig=0.004<0.01回歸關(guān)系極顯著存在；a=55.263b=7.690y=55.263+7.690X回歸截距t=5.796sig=0.000<0.01回歸截距極顯著存在回歸系數(shù)t=4.029sig=0.004<0.01回歸系數(shù)極顯著存在P1443R=0.847sig=0.002<0.01胸圍與體重存在極顯著相關(guān)體重Y對胸圍XF=20.393sig=0.002<0.01回歸關(guān)系極顯著存在a=-115.375b=2.547y=-115.375+2.547X對回歸截距：t=-2.839sig=0.022<0.05回歸截距顯著存在對回歸系數(shù)：t=4.516sig=0.002<0.01回歸關(guān)系極顯著存在胸圍Y對體重XF=20.393sig=0.002<0.01回歸關(guān)系極顯著存在a=52.824b=0.282y=52.824+0.282X對回歸截距假設(shè)性測驗：t=12.362sig=0.000<0.01回歸截距極顯著存在對回歸系數(shù)假設(shè)性測驗：t=4.516sig=0.002<0.01回歸關(guān)系極顯著存在P145.4由結(jié)果可知，相關(guān)系數(shù)R=0.939抽樣誤差Sig=0.002<0.0出生平均個體重與20日齡平均個體重相關(guān)關(guān)系存在極顯著相關(guān)；由方差分析表可知，F(xiàn)=37.436sig=0.002<0.01回歸關(guān)系極顯著存在；a=2.189b=2.129y=2.189+2.129X對回歸截距假設(shè)性測驗t=4.592sig=0.006<0.01回歸截距極顯著存在對回歸系數(shù)假設(shè)性測驗t=6.127sig=0.002<0.01回歸關(guān)系極顯著存在SAS轉(zhuǎn)換成SPSSSAS-線性回歸SAS（一元線性回歸與相關(guān)分析）DATAG;INPUTxy@@;CARDS;802350862400982720902500120315010226809526308324001133080105292011029601002860;PROCREGCORRMODELyx;RUN;由結(jié)果可知，相關(guān)系數(shù)r=0.977抽樣誤差Sig=0.000<0.05X和Y相關(guān)關(guān)系存在極顯著相關(guān)；由方差分析表可知，F(xiàn)=213.808sig=0.000<0.01回歸關(guān)系極顯著存在；a=582.185b=21.712y=582.185+21.712X對回歸截距假設(shè)性測驗t=3.952sig=0.003<0.01回歸截距極顯著存在對回歸系數(shù)假設(shè)性測驗t=14.622sig=0.000<0.01回歸關(guān)系極顯著存在四、卡方測驗（一）獨立性：DateWeight→Cases→FrequencyVariable（觀察值)→okAnalyze→DescriptiveStatistics→Crosstabs→Row(行）、Columns(列)→Statistics→Chi-SquareP19313.4兩行兩列由結(jié)果可知X2=1.497df=1Sig=0.221>0.05吸煙與死亡不產(chǎn)生顯著關(guān)聯(lián)注：Continuitycorrection連續(xù)性矯正的X2Asymp.Sig（2。。）表示雙側(cè)近似概率P20313.12兩行四列由結(jié)果可知X2=7.500df=3Sig=0.058>0.05甲乙兩地水牛體型無顯著關(guān)聯(lián)P2086兩行兩列由結(jié)果可知，X2=0.731df=1Sig=0.392>0.05因此新疫苗的免疫效果與常規(guī)疫苗免疫效果無顯著差異。疫苗類型與發(fā)病與否無顯著差異。P20910X2=153.631sig=0.000<0.01羔皮品質(zhì)和每胎糕數(shù)間存在極顯著關(guān)系（二）適合性測驗：DateWeight→Cases→FrequencyVariable（觀察值)→okAnalyze→NonparametricTests→Chi-Squareic（注意比例的填寫）P196例13.7X2=11.263Sig=0.01差異極顯著偏離9:3:3:1的理論值P2075有本表可知X2=1.307df=1Sig=0.253>0.05所以實際雞羽毛顯隱性關(guān)系與理論顯隱關(guān)系無顯著差異，即雞羽毛顯隱關(guān)系受顯隱性基因控制。333有方差同質(zhì)表可知：Sig=0.168>0.05方差同質(zhì)由方差分析表可知：F=34.320Sig=0.000<0.01差異極顯著需進(jìn)行多重比較鄧肯法：在a=0.05A3與A5差異不顯著其他各組差異顯著在a=0.01A3與A4A5差異不顯著其他各組差異極顯著綜上：A3與A5差異不顯著A3與A4差異顯著其他各組差異極顯著有方差同質(zhì)表可知：Sig=0.740>0.05方差同質(zhì)有方差分析表可知：F=5.986Sig=0.002<0.01差異極顯著，需進(jìn)行多重比較鄧肯法當(dāng)a=0.05B2與B3B5差異不顯著B1與B3B4差異不顯著B2B3B5與B1B3B4差異顯著當(dāng)a=0.01B2與B3B5差異不顯著B2與B3B4差異不顯著B1與B3B4差異不顯著其他各組差異極顯著綜上：B2與B3B5差異不顯著B1與B3B4差異不顯著B2與B4差異顯著其他各組差異極顯著P135例9.2R=0.818Sig=0.004<0.01體重與飼料消耗存在極顯著相關(guān)有方差分析表可知：F=16.232Sig=0.004<0.01相關(guān)關(guān)系極顯著存在a=55.263b=7.690y=55.263+7.690X回歸截距t=5.796sig=0.000<0.01回歸截距極顯著存在回歸系數(shù)t=4.029sig=0.004<0.01回歸系數(shù)極顯著存在兩因素方差分析(一)無重復(fù)值A(chǔ)nalyze→GeneralLinealModel→Univariate→（觀察值）DependentList→fixedfactor固定因素→Randomfactor隨機因子→Model對話框（選擇custom將Factors中的移到Model中，并將Includeinterceptinmodel前的√刪去）→PostHoc..選擇鄧肯法多重比較→OptionsP1102由結(jié)果可知：對受試者F=28.740Sig=0.000<0.01差異極顯著，需進(jìn)行多重比較對放置時間F=78.487Sig=0.000<0.01差異極顯著，需進(jìn)行多重比較對受試者進(jìn)行多重就比較：a=0.05時子集8、2、1和子集4、5和子集5、7和子集7、3間差異顯著a=0.01時子集8、2、1和子集4、5、7和子集5、7、3間差異