SPSS考试真题宝典

1、正态性检验、描述性统计量、正常值范围、置信区间西安市7岁男童40人的塑高cm）数据如下，作正态性检匾 玻平均值标、求变异指揺、双9999%止常恒范圉、单侧95%正常值范国上限、单侧95%正常值范罔下限总体均值y的95%可信区间.64.463263269771J69.5706868.370.468.363.864.662.570.167.569.668270.863469.764.564-86564364.962464763卫65364366.36626566/36&162.665364.6正态性检验：An alyz enon parametric tests1-sample K-SII

2、 %MeanQtd OeviaticnMinimiunnM3JUmu eT 高40OS 33003.72810C51 IO71 1OOno Saiirnplci Ko|ln-iirH| airov- SrnirpikovT-D-EIIN40N ar mad PHTHmstera taM亡Bit!e&.23O0sta. c&vOOon2 720100ruloiEt EKtraimoiAb EOlUflQ.149IP口sibveINW4JllVU-.110KolmogiarovamlrnovAsymip.苕ip. (2-Laikeid)= Teei dlstrl&ulion

3、血Norrnial. b CaleulJIUd fram日=rtn看这个 Kolmogorov-Smirmov Z 的值 和.(2-tailed)P来确定是否为正态分布和概率。描述性统计量：An alyze descriptive statistics freque ncies或 descriptivesSldCkulkuNMiasina40MdHi69 2300Std Eircirof M dan*3147medianflSSSOONode53.202.12QQQvanamce7 447Rang.=ia Minimum61.10Maxlmunni71 10Sum2649 20置信区间:An

4、alyze compare mea ns on e-sample T testT-TestOne-SflmDle Statistic!：NWeanBtd. ZeiatiDnStd ErrorMeain务m405 6.2230272950.43147ne sampleTest Value =Qtdf3g i：24ailed)Oifference95% Confidence 0filrDifferenceLowerUpper|歹高153,W39OQO&5 2X0065.357367,10279095X 1- 645s XX L 960s X -(+) 1.282s(+) 1. 645sP5

5、卩95P2J P妁.5PQ（PflO叫）99盘土2.刃砧x-(+) 2.326sP0l 5P99.S巧（PQ耳态性检!- S法7.= 0-942,p= 0.338 a0A)5r该懂半斗符合正态分布 并5衣h X工=五变异掏标二 霄立=7.447-. s = 2.7289凶驶HT7岁男JBL坐也tcm,炉fiflP厅IE常億芯国卩限：二l.Ci45s(= ft*.230 1.645 x 2.72弦弹峋ri&Kffi)； 其中 S 值为 Std Divationx值为 Mean 值l-fj 值为值单侧正常值上下限都需要自己计算。数据录入的时候就只用一个变量把所有数据放在这个变量下面2、单样

6、本 T 检验An alyze compare mea nson e-sample T test例 2：已知某品种成年水牛体高的总体均值为131(cm)。现随机抽取 7 头水牛的体高数据为：137, 133，136，129, 133，130，131。检验水牛体高总体均值是否等于131(cm) (HO: 卩=卩 0=131).录入数据时建立一个变量先进行正态性检验An alyzenon parametric tests1-sample K-S然后 Analyze compare meansone-sample T test进入后按照体重给出的标准值设计填入 Test ValueOesc n pti

7、ve Slatlatl cHIM#anMinimumMawimiuim 172 9S-1OS12 0013? QO |Ono Satffiriti-io KolriHitiffriov S rtijirfiov l mstN7Normal Parameiers*-*3-1237 712.9 8408MmBl irtreniE-Absol uteJ 了灯Ditl ern匚吕舌Ro s rti veZewth/e-ISOKOImogo阳Wmirnow:创 3ASyiTfip. Gig (2*-tailecl)0 直总sTdus-tribution i彗Norm-al.t. Calct-JlaHli

8、Eid froi-nKolmocaorov-Simi rnov Z居亠 丄.1X值为.(2-tailed)Onv SdiiiBiIvrj3(。I卿j hHsta. EnwMMH-T c7112 7143iBJca1 12T06iwTnElT靶T 4 lLb z 131Mean5%condence lnt-iv3J or Tie b傭r*ne*tdf42-LailediDi+lc sn上呻f 5201791 7142S1 4 141t= P=差异不显著接受原假设尚不能认为水牛体高总体均值不等于131(cm).3、独立样本 T 检验An alyzecompare mea nsin depe nde

9、n t-samples T test例 3:分别测定了 10 只大耳白家兔、11 只青紫蓝家兔在停食 18 小时后正常血糖值如下表,为服从正态分布。已知其服从正态分布，问该两个品种家兔的正常血糖值是否有显著差异(单位：kg)大耳H57120101137119in10473S36fi893682503932S7829631S8数据录入就是将血糖录为一个变量兔子的种类录为一个变量检测方差齐性 用 Analyze compare means one-way ANOVA中选择 Options 然后选择L*jBn-5a l#5tfcir EqudllhofVrlHKMHesJIur EquiliR af

10、NedUFSig.1Siq 2-*iileCDflerersLE$td rrxDrtl&reng9Sfi C0hllinc+IrMl cfnLnmrUpperHEJItEqu J n*di-腑37757d2HB19.Qld悟和翻 27 564315B735S9Equal n 加序副幣曲2 59017J312.0153ZWJ00*1219455727114经过独立样本 T 检验，得 t=,p= ，故方差齐性。中 F 和 Sig 就是方差齐性检验数值。tost of Hcmogcnairy of variancss经过方差齐性分析，得F ( Levene Statistics)2如Tj3皿

11、数据录入方式如右表An alyze compare mea ns paired-samples T test佃tensJDIEtreeHear3c二,寸叮UpccrtJ3g罔啊:鄴-.哦.臟-tw-.41178itsaPaied SarplesTest注射前悻注射后体兔号37.803? 901 0038 203&.002.0038.0038.903.0037.6038.404.0037 9037.905.00381039.006.0038.2031507.0037 503B.608.0039 5038.809.0037 9039.0010.00经过配对样本 T 检验，得 t=,p=73

12、 5B ?1 3726 53 49 e3rjDunrE i H厂AainHMi厂bLnKACof varia nee tests检测方差齐性TesE of hkjrrtogEifmrfy ol Vanancest=LMne StasikdM.Q3417967方差齐性中 F=,Sig=方差为齐性。AN (JVASum of SquaresCffMean SquareFSiQ.Between GroupsWithinGQup5Total11674.36755f8 fiCCl1 723.47227205637?O0 24426 30.001W車在增重中F=, Sig=所以不同处理间对增重存在明显差异

13、。PositHOGTeats检测各处理间的差异：经过 LSD 比较：A1 与 A2、A1 与 A3、A2 与 A3 间均有显著差异。Sig 分别为”.Zi切 11叭*Qrf! nenes1 J如F TMa*aC-0nkd4r Dfi iMsm和L4rw*rBaXin氢茹王伍叶 B14 2MQQ-& 42253036T 0221wi - m 慚 w1291 r00-点啦閒OM*歩旳-1(421號叶.w*l 佥禰-14 300011P3C-ST 17711 OiKZI-a? i(w&(r62MDW-60 27794 叶.SffAQFiMUTOOfl-5U2M轉1? T2J144 r

14、m47lacoa-B 42253StM33 2幼160 773USDThe -neonIs田 口“Ifat笊十S lesi6 随机区组设计方差分析SPSS 操作中将区组也看成一个固定因素，因此选择双因素主效应分析An alyzegen eral li near modeluni variate-Fn严.4 CHJ讪5 1O& inW& DO1.MWF DPTMK 00B 31 9 3&1 on11 H?畀9眄币353 ODj a12i1 QU2.MIQ 25 QA讣UWEDP2.44TOWT39 44Bcm3an10 40l naJ帼izm2 oa3 MU 83 053

15、.9VEg*加IM11 iaS DO3.G4u旳h M：1 Mii vT口D33u 梅5lavvz4a例 68 个小麦品种对比试验，试检验 8 个品种产量间有无差异。数据录入如右图二选定固定值（如区组）把小麦品种作为一个变量把区组作为一个变量把产量定义为 Depe ndentVariable把区组和小麦品种设为FixedFactors在 Model 中选择 Custom然后把区组和小麦品种转入ModelBuild Terms 中 Main Effects在 Post Hoc Tests 中选择小麦品种选择 LSD在 3 个地块上进行，记录规定面积产量 （kg）数据如下表,&AT3T;*

16、tl SintfSquadslifUn3qmfCCIT5TMMDC?仪皆9口唧32QUE0143 盟草1US21MM.351姗2U2773.175皿Enr1015U.732Tnta迈4殴21PHO2?结果中区组间 F=,Fwlcra)-QHto匚TeslsIET:陡血11口1rquul - Jilai UUP一T 1S7 LSD厂牛MM厂Waii*-)urcarBcrremni厂TukeyTiPpe l/T jpe II Eiror RitiJ |iwSlddk厂Tukey?-b厂Dunnett厂Sttwlfe厂Urrinla吐Sig=即 3 个区组间产量总体 平均值不都相同。品种间 F=Si

17、g=即品种间平均值不都相同品种间多重比较两因素处理无重复设计方差分析SPSS 操作中选择双因素主效应分析An alyzegen eral lin ear model uni variate例 7 来自 7 个不同地区的战士各1 人，分别在 3 种不同的气温下，以相同速度做相等距离的行军后,测定其生理紧张指数，数据如下表。试检验:无差异；2.不同地区战士间生理紧张指数有无差异。数据录入如右图把紧张系数作为一个变量ft 区27,0*爲度29.5ar r11811161407L S72.112.463L982. 504126141比1252.052. 03L&J5LS5Z 522*5371.

18、U2-期j 需不同温度下生理紧张指数有 |2 8327 J3LOO1 S727 0監OP1 9S27 03 002 2&27 04 W2 0527 06 OO1 3527 06-001 333 1627 070029 61 002.11Z9-S2. OU2 302J刍3 002.4129S400203M 55 002 6329 &6 001 9629.67.003 4031 21 DO2 46312m 002 9931-33_O03 12*? RA31 2TriQ4 00事.nn品种1与品种5比较P0 .0 1 1、品种2与品种6比较P0.0 46品种3与品种5比较P0.0 0

19、9品种4与品种7比较P0.0 42其余比较差别均无显著意义。品种2与品种4比较P0 .0 1 0品种2与品种8比较P0.032品种4与品种5比较P0.0 10均有差别；-rapTtOO1 fM7屯画丫Hs rar1103)-MKT昭TffiKT.fST窝HPWBF?JBKi-HIB&7.MKT丽P曲筑T I 59飯 71*13W5-6M-IDO1MD1 w?-2i33r袖砧;iMWTIEHWMI为M处仍匚血耳|FW1IL*r 吕 WJH-Jgper日1&皿3应KD奋伽J5MB鮎声53*9站JUlOMflJ 313.031Bi9wi亠-亦-INK-33ft妣H K&? -

20、1P9K巾I憲审*巴-mi_iW *&厨?4列的肖UrfuariaTeiHOCMUITpie Cemipiai-iois for Ob=ewdTe&tsof 0etfle&fl-SubKt& ElfKts把温度作为固定变量把地区作为一个变量选择An alyzegen eral li near modeluni variate把紧张系数作为Depe ndent Variable把温度和地区作为 Fixed Factors在 Model 中选择 Custom然后把温度和地区转入Model 中Build Terms 中 Main EffectsUrnv-anale-.

21、 -cnE loc Muliple- Eompurirsam 1c： i Qbsv&d Mearts丄IPepsi卜br TwsFrrFquad u!Bnanc衍SUFTE“ LSD|5-N-KIEk|TiJray列 *rTuk(-SchBlfw厂DureanR-ta-W FFHiNffaaglOMR nrbp*Eir1 nnrihDep&noent日!殳 磐卅辛軸也民JJtLETIMIeanOirforerieaii -*吁輛Conl)dirie4pL*W#曰叫nQ5奇eown0VdlTJ IMI1 .OS331 40 7B.口cJ.7 7Bi&1 3Q口 Ta.o.

22、TQ&7a/I 4070QQQ1.01344!.DC333*140700032倉6 804iDlS.DC16t233*1070OOO51&O1/1301比口囱-14JQ iTO.口 口阳0 =1.13&?7OC1 34DO*140 78DODQfiJSMean DllTufanaoo-Std F irorSlQ95W confidence mifiivni1 nwer RoiintlUpper Ffcaund27029.5-373*00216002-.575117353 1.2-8357*09216(JOO-1.0365-634929 527 0.3T-43-921SU

23、D21735.57511九定-.4614*.09216d00-66Z2-2606立2/.DA3D7*.D921C.(100.63491.03t5529.5JM14I*.09216.dooaeoe-0&22日言邑上廿on observed meansThw rrwdnEiunlficiant ut Uiti .05 Iti/cjl.工7度与工5”予度比较炉=0”。0立、27度与孚度比= 0.00 0戒因亲妙理无磁复方并分卄尸凉fft = 1-262,尸=0,000 0,05即=44M、 列 煜JSJiruJ生球塞紀 獅數层体平 均值*却绅百同.出度号九山度叱较P = Q.QQQ,均有差別

24、“讯疗亍不同地区丄理域弓点 扌甘敵府体平均宣不那州冋。地区同比较虫勺ZJ4MCL匕较代与二比较， 右/ =0,0 （） 4 1勻4比较 台比较, 均右戸=0.003；2-3= O 020；2与4比较.戸=0.002淖与7比较，卢=D.O1工泸与7戈较#p =0.013;其余比校董別旳无显若唐义*8、拉丁方设计方差分析SPSS 操作中选择三因素主效应分析An alyzegen eral lin ear modeluni variate例 8 用 5 头不同品种奶牛，在 5 个不同的阶段，分别饲喂 5 种不同饲料，记录产乳量（kg）案積比校土fj= U.CKHJ u ILO5如卜表。试检验：1.不

25、冋品种、2.不冋阶段、3.不冋饲料间产乳量有无差异。品种I1H阶殷inIVV1E 300A 320B 390C 390D3802n 420C 390E 2 80B 370A 2703B 3SUEl 3OU 400A 26UC 4CO4A 2 80D400C 390E 280B3705C 400B3S0A 350D 430E 32(1注zA-R- g Dr数据录入如右图把品种阶段产乳量和饲料种类设为变量An alyzegen eral li near model uni variate把产乳量作为 Depe nde nt Varia nee 品种阶段和饲料设为 Fixed Factors广RJ愉

26、加 T玄Cuabn丽 6 山财册爭垃：眇tJd Ternsl岸艸Irm；rm*=T|11 OD1 DO300 0F21.002.00320 00A31 CD2 DO390 HE41 004 OD3WOOc161 CDeDO390. N0E2 0D1 DD420 WD72. CD2.D0390. NCB2 0D3 DU260 00r92. CD4 DOro :sB102QQSD9ZTOOOft113 CD1 DO3：0 03日1?3 032 09340 00E133.003.00ICO 00D143帕J 09oon岛U3.00s.oICO w164.CD1 D92(0 ODA1?4 0D2 0D

27、JCOOT181.CD3.00390 ODCV4 0DJ DD360 aoE204.0DE.DO370. ODB215 001 DO4C0BTq225.CDLOO3EOOOB23SOD3加360 QO245.CDJ.DO130 00D2&5 005DH320 00EModel 中选择 Custom 将品种阶段和饲料种类移到Model 中 选择 Main Effects在 Post Hoc Tests 中品种 阶段和饲料种类选择 LSDTests(/ Betw1-SbieaFrid FrrafC3G*M CJonh d nee IntArvali1 awer BoundUp口曰口und1

28、.OQ2.001.口 15. OS-4C-1.S3S一却口曰工=4- i oes3.00S.C&tlO*iB. S&441-00-9S.10&6se.4 001X口 Q0 0IS. O&4&1J- IIa-z 1口吕聶4& noai5-00-3!O CIDCIIDIS. G5-4S-1Z3_ -S4 7口吕？51国I 1 OSSS.tfb1.00-1口.口DC1D-15. 6&4-B-1_sas一斗4 /I口曰弓2-4r 口曰s3 OO-O CQCiOIS G540 1.Slfl*-Jta 10B.3aa 10034 00N 口0(10-

29、T&. GBdtB-1QOO!-3?1PBS1 08B.OO-30 GOOD15. 55斗吕107&-64 1 CBS沖1O6S1 roPCJOODis.900-3B. 1 Q &32. lOoS拉丁方诛 计方莹分析匕尸=氏M臥p =MM 0,05即不错说明珂不冋品种闻 产乳虽总体平均值石莖別_p=0.507 O-OS叩不能说明 S 不冋阶段何 产乳屋总体平均值肯垄别-阶段1详傩冃斗醪Cxhnnc#iMSlidEITCTagILiDwer QcundSph Pcuid4.Ei-TIJOM9.doo-iifl.rtK-4USltl5C呦DOW*000皿Wfi0-11V9W

30、DW.144.VBEJW1DE-17CQM伽側H熾0塹BATbOODO.OOP11D.T305C-22 DDCClUMMl106121Ml1伽削M HJ8tt45EuoroccCA财ODM1ISfWIDOOEJ 5fl15US T 3B5B2ZDDC 0.05即不能说明不同缝合部位、不同缝合时间间总体乎均 轴寒通过率右鏈别。JF时圖8.067,p= 0.012 v 0.05即不同缝合时间间煎体平均轴突通过率有養别.缝合 后2个月高于缝合后1个刀o后卄桂=0.067,p= 0,800 0.05即不能说明不同缝合部位与不同缝合时间间存在交互作用。10、正交设计方差分析SPSS 操作中选择 5 固定

31、因素主效应分析An alyzegen eral li near model uni variate例 10 为研究 5 种维生素即 5 个因素（不妨设为 A、B、C、D、E）对肉鸡增重的影响，每 个维生素采用喂（1）和不喂（2）两个水平，且专业上认为各因素间无交互作用，现做正交GonrcueCancel设计并分析不同维生素喂与不喂有无显著差异。试验吕A.RUD5E1122212122112212116217219017H 21 1*2 182数据录入如右图将每个处理（维生素种类）都作为一个变量把增重作为一个变量选择An alyzegen eral li near modeluni variat

32、e把增重作为 Dependent Variable其余五个处理作为Fixed Factor在 Model 中0*Ju7I匚瓷绘 L& udm-f ,IU：: Tm沖：War dTt3iiA J把 a b c d e 选上 Model 选择 Main Effects在 Options 中把 a b c d e者 E 选上选择 Compare Main Effects归扫 耐LS /sgn：OK PaB Rwel Canral H(LLfanivariaCa! CptiorrtiEffmsld Ma jn Mean* Fiaer：!；!andfasr iE芒宦tMi Daplar Mean

33、afarab匚日3Jdrfi邮any inwlSgrrAicinGvIrMiF. fibHxF21.001.W1.M1MIMIQQ1001.JC1.01LOOIMICC10(制Q171 ；1.M少2.0d1.M1J(M测2.ddIM. Ji10C皿2H20Q1WJWm川2.0：q汕l训2也W2W173血2.(102042训1JNUM训21J:200皿INlOd2H血IM16JM2.0C2.QQIM儒)Dppendswt JerJsbX1I r JiT*g印曰J Fctoa:Fidarr Fadtarfc:然后就得出结果Teels R Betwee祇删臨 5飢辰在各个处理（维生素）里进行比较F匙

34、莉=243*1p=0J39 (lO5即弱不讎生就酗网廳轄艇其它4种牲熬与不翹辭地重韵理總乩SourceTnNlll8umflfSqusnsdMean SquareFSikrecsfiUfl(w崩袖泞:4115251D51.091nlvcwl12552H.125&281213a2E2.1251sitsfi231.130h肃2511.J23cJ觀価113J7.0560血悟991.1324.372.0391D5125J105.1S2.SIB2地Eirar0125024J.6KW2574290008217M157aR$QU陌救曲dRSquaie旅 珮11、系统分组设计方差分析SPSS 操作：先

35、进行单因素（A）分析，再选择两固定因素主效应分析，然后根据方差分析表进行计算，查表判断。An alyzegen eral li near model uni variate例 113 头公猪与 8 头母猪配种，各产下若干仔猪。仔猪的断奶体重（kg）数据如下表。试检验：1.不同公猪间、2.不同母猪间仔猪总体平均断奶重是否有差异。公猎号电毋豬号弹仔豬数c仔猪断奶体車g 头31921, 0 16. 517. S1?, 520. O 19, o17, ?1& ?14. 57J4H15*. 515, &18.0O垮*018. ?4A3PTY24.O22* S24. ft2aO 22. 0

36、23 22. 02X S714719. A19. 520. CZ3 519* O Zl. Oldu 537-5pW V16- UIS. s230W DOIl.QO1.M1r31 0016 5CJtool.M14J0Fi onnnc1.QQ.W1&-50121 QD16 S&工10Dlo.dH讪2J1 QD1-：飞心16 502 00J.M24 DD2 00J 22 St7 OUX24 DD2 003 0020 002 0D3：cn22 DO22SOD3 -3023 002J2*00蓟22 DO?4JO3 od2? 5D若7 00勻 oa19 fQ?6经帕4 -3015 5 ft

37、打2 m2IC DO2 DOJtn23 SOAJirWASumoFSquaresdfMBan SquareFGroupsIMtti GroupsTalal44.732血加WJO 9B426062223M9 2712.412.096然后进行母猪内仔猪体重分析AHOVASum olSquares古Mean SquareFCrrups Artiir GroursT曲I372674 223. MO6 DC R8A7556252.23 &4,151公猪内对母猪分析sum orSqUdi3Mfjn 9oUdHFSiQ.Betweein Groupswithin GroupsTrdiJ29B75?3

38、J56512W昭14 3TTf后进行再选择两固定因素主效应分析，然后根据方差分析表进行计算，查表判断。An alyzegen eral li near model uni variate把体重作为 Dependent Variable把公猪号和母猪号作为Fixed Factor在 Model 中选择 Main EffectsOptions 中选择公猪号和母猪号进行Compare Main Effects将公猪号和母猪号移到 Model 框中进行分析之后得至 U Test of Between-Subjects EffectsSS总=即为取双因素固定分析中的 Corre

39、cted Total公猪间 SS=P 为ANOVA 中的SUFM9cuansoru*an qutft貓碟 fl QmipsU732222.WS= 即为 Mean Square公猪内母猪间为固定双因素方差分析中的Tyoe Ml SymCwrededi Model372 7-4&Interim20L&4144公摇埜碎S2TflSS= S2=母猪内仔间为|EtrySS= S2=最后进行分析得到如右图的数据具体数据都在双因素固定方差SourceType II SunofSquarn(fMean ScusreFSig.Corrected Model372074753.239112825.

40、oocintercept20&41.464120641 4645000.719.000公猪号0000母鵜327.942各65.58&1&SO0.000Em22S.31C554.151Total22125.75063Corre de d Total廻964&2Tests of Betwee n 5 U bjctsEflecrsa R Squared 620 Acjuslec RSqJared = .572方差分折黠果如下我:变异棕因SS葫MSFP途的SSg-fifMJ.轉462去務间ASS=44. 7121 %F词t烟、=5加郃曇内嗣=2 L366=2L36fi5

41、8FI 0. 3414J. fl会猪内母藉側岛钠厕SVtfdEl卜銅餌内比*血|阳内B间）=327.941=6氐585f 也車8VL IM=15.8OQUQfll母赭内仔猶闻（H内 间）=22缶310=1. 151统计分折结果的报告榕式为匕不同删的仔豬断奶重总体均数 不同P0. 05.FPF询s；*吕论内碍M22.566 / 65. 588 0, 3410. U5=05. SM/4.151 = 15 8Ww (L 001分析中找到如下三日1 N=口曰十亠g 一事 31 b 4J.其中 公猪内母猪间和 母猪内仔猪间都在相应数据的下一行查找系统分组方杀分析土即不同公猪阿仔豬断奶塑总体平均價蛙别无显

42、着倉义.厂超公内 2=1jurno,p =0.000 工y工y2L.3*5O,2ZT2ft2720Zf工 MJ.HOHQU.45722U.SM王3CJV工O.Sf；2S0.77丄3O.3i?HOO.cfSgO.ciTiOo.ssis0*5-4JO0.7320O.Q工主0.JO2.00-5*；U.71O,5S工斗a*斗HUV,BVITO.5PIS1O,&8200.717U.彌17012%2236%5.588 = -3413EH220J22277GT将始重作为协变量(Covariate )饲料组作为Fixed Factors 日增重作为 DependentVariable.73T62=66

43、60Analyze general linear model univariate| Dfi数据录入如右图将四种饲料作为一个变量下的四个分组将始重作为一个变量增重作为一个变量Model 中选择 Main effects选择变量和协变量。Tesis M Between-SubiclEEllectsr P-rmvvPe*rLacked*厂Crir-adL uodikin1 mot鼻厂Gft idyaJj?l厂FJ fwwM匚gQ 二=gUnk曷*iE匕Opin-iE=xinidedtai MeanF.Krtib *dgns jpSnof* Induce irts ueyc n Kjis-4 呷lI

44、SH1 JH厂1矗舅丹审勇国峡厂 茄twil v厂取囲rori&匸ijr*aar于車 E 利j列| LSD OrumT可UnivariateQeperdgrt却.口世更叱两QXldlE.Rd=ieto!(*PtrlS.BRandetr-FacMa?dpaora.WLSDciranmE相F：Ktitz -7iSourceT)阳II Sun ofSquare：dMean SquareFSigGoreced址览1.卿4,7718.132.DOBkitefte(i，抵1.32&77.419M皿师.2543.99519.990y.0471.W711.072.002Errcf-4S35.0

45、04rotai1504DCoweded Total,4a&翦Ziepen MValalB： Baikal在 Options 中选择将 Group 进行Compare Main Effects 。c cwwpjnrlWCPTI-恥业 a5 询 JiMe-anO vr Fk专律d-J)Std. E Fro rSba.dSL C Kirifftedlv-ine jintm-rwsl for口iff a总! UQ.Lozier BouimdiLJIEWIBo LindX?A3*,*060*.-I S7* iiQ2.02 0OJ5 .ao .OOGQ0 .097 .IQiJI.21S.200A1

46、oap-3Pi -!nJU.oee*.020oos.gQ.H.4.13BSoa.wo!1111A.3 Svi-1wDZBoo-.Zi B-.pszAJ2日曰.GK3&-.14?-.023QDO20.Midf ia赳4赳1-2OT*.go.oo2-.1 IB.g 口.DOGRO凹-QJFQA3-r-.口P-Qi 口NPlip 90-9Baa-ecS on estln-isteidl m-arginialEHHIS：* Ttie-帛令 4“亍P勺厲色包* 禹寺.&G icve-i. AcfljMHlm*n l Cor mulliifl cornpnrinQFiO,|i = 0-00

47、0 V 0-05创利*饲科校兀口壤氓甌体平Hjfft不都相冋“ 峯虫比较与金氏比较* 翼丄与血申比较、A 2均有p = CROO与AZ比较.=0-025, AZ A 3fct p = C.OOS,均仃疋别主A 3与A卒比较j = 0.0 94.罢另口尢品著盍必亠在双因素方差分析中找F 协变量 F 校正日增重 然后在 Pairwise Comparition 中查找多重比较。13、适合性 2 检验SPSS 操作：先进行例数的加权，再进行适合性2 检验加权：Data Weight Cases2 检验:An alyze Non parametric tests chi-square校111前右的平均

48、Id增至为段正前&圧启代107755O.740.6740.6 SOC,S80,592O. 450.543例 13在研究牛的毛色和角的有无两对相对性状分离现象时，用黑色无角牛和红色有角14、两个率比较（四格表资料）的2 检验牛杂交，子二代出现黑色无角牛192 头，黑色有角牛 78 头，红色无角牛 72 头，红色有角牛 18 头，共 360 头。试问这两对性状是否符合孟德尔遗传规律中将角色作为一个变量把数量作为一个变量将数量加权将角色（因素）转入Test Variable List 中并在 Expected Value 中选择 Value并按照输入数据的先后顺序输入比例值适合性检骚（自由度

49、或手算理论次数）X2=3.378,= 0.337 0.054种类型的分离比持合9兰3： 3=彳的理VAR00001 VAR00002192.001.0078.02.0072.03.0018.C04.00VAR00002Chi-3quarea3378由3.Asymp Sig.3379 : 3 : 3: 1 的遗传比例加权：Data Weight Cases加权数量Test Statistics14、两个率比较（四格表资料）的2 检验Chi-Square 为卡方值 为 P 值 然后进行判定SPSS 操作：先进行例数的加权，再进行2 检验加权：Data Weight Cases2 检验:Analyz

50、e descriptive statistics crosstabs例 14 对海锦止血粉中的甲、乙两处方，分别用66、54 只实验犬，做快速止血效果对比试处舟成功失败合计威功宰输入数据如右图年4047?S526h18.156660147c39,157d14.H554砒 AM%*TJIF3312072.5ft%验，结果如下表。试检验甲、乙两处方间总体止血成功率有无差异。将数量进行加权VAR00001他方lit魏昊I40.0。1.0G1.0055001.N2.0014皿20D1007.002002.Data Weight Cases2 检验：Analyzedescriptive statisti

51、cs crosstabs选择 Crosstabs按照题目中图表选择Row 和Colu mn在 Statistic 中选择Chi-SquareSPSS 操作：先进行例数的加权，再进行2 检验在得出的结果中得到的mi wuarc iPGts在实肛做芒检豔时常有如下要求，1.寺自由度冊=1 时原 JM 匕需戰琲续性橈正 r 即来用挽止的左统 计鱼I1e-E（ I gl 4斛 5也有做如下要束的，n 40,诸为 A 常用不栓正芒釀计豔芒揪 至少H 个捡満崖严幺 用校正的 I境计凤.2当自由度 dC -I, 11 口 40 或有理论频鳌已严“爲 应书您纓用Fiahtr科啣低率检螫.玉当自由度町 M2,理

52、邃频岂的个数趙过理论频数息个斂的 1 老时.可她還当井组，或补充试鲨以増加例蠡便理 个数车超过 1，念 也可采 JlJ risher 箱囁槪率检萤.15、配对计数资料（四格表）的2 检验SPSS 操作：先进行例数的加权，再进行 2 检验加权：Data Weight Cases2 检验：Analyze descriptive statistics crosstabs如表。试检验两种方法的检测结果是否相互独立（是否有关联）11=12谓韓先人为乾的翳斛列的箭tr*肛報骗将+作为一个处理项一作为一个处理项Con ti nu ity CorrectionValue 值为 2cP 为.(2-sided)对

53、应的值Valuedr.ismp Sig. (23idedLxdCtSi.(2sided)LcdSig11 sideajreara-jri Cri CfluaruCcntinuil/Ctirivdijri*bKdihRsti4 F|ihlJSEVdd TSILimear-bH-kitar .-Vzsoci alienN rvi dcase%)曲912311 DMVt.JSQi11i001.003001Fuoi-002.001d ccmp Jtea onlyTOTa 2x2 taslsD. ISO那隸才齟氐数据录入如右将数量作为一个变量将 A 处理作为把 B 处理作为一个变量个变量魏量AD L17

54、2 001.001.00a.oo1 CD20D12 002.001.00GO.OO2.002.0018476it 2 60对数量进行加权：Data Weight Cases2 检验： Analyze descriptivestatistics crosstabs选择 Statistic选择 Chi-Squarell-$qiw*Tesis血性*检验 = 16a86p=OjCOOfljOS例数占多魏砂酬旅删躺 I.aJueAsjmp.3g12-5 :etfE怕c： Si;(2-3 ifedlE?act&sJ0GiscnCFii-SquCofiibn vlfCorrection3Uk&

55、;llhDCId!iR3t2Fishers Eiact TesriUnar-9/-LmB3rN刑毗Gases172驚16? 3S5173J07D1111.IDO.OOD.000:C: nputeo or I；for ab.Ocelh 0% hue fiveded court leu tian S. Ihe nlnimiiF 凯曲阳 counts 212 的值为 Continuity Correction（连续性校正）的值=P=16、两个配对样本符号秩和检验An alyze Non parametric tests2 related samples例 16 某试验用大白鼠研究饲料维生素E 缺乏与

56、肝脏中维生素A含量的关系，先将大白鼠按性别、月龄、体重等配为10 对，再把每对中的两只大白鼠随机分配到正常饲料组和维生素E缺乏饲料组，试验结束后测定大白鼠肝中维生素A的含量如表 11-4。试检验两组大白鼠肝中维生素A的含量是否有显著差异。选择 Column 和 Row 的选项畝对別1234s67K910正常饲 料组35502OOO31003B(H)36204503S(J爼245024005WOisno32003250数据录入将鼠对别，正常饲料数据维生素 E 缺乏组数据分别作为变量配对设计Wile利符号秩和检验：Z -2383.p =0.017 60358559S620

57、617n2=fi秩次128.5111413157产73/低腿最48945751257512585591531467秩次314758,510625SO虬生索EE乏翱爵LQC2即MCZ002DDO.OO24DO.OO3曲31M310加4.0030000018DO.OO003950.003MOLOO6003BDOOC3250.007 00JS20.0C36201008.C3750 0027D0.0C9.001450.0027300010003D50 0G175QCCZ-2.38 S1Asymp. Sig. 2-tailed;0172 in depe ndent samplesAn alyze Non

58、 parametric tests2 related samples将不同的处理组配对输入 Test Pair List Test Type选择 WilcoxonTest Statisticsa Based on positive rants b-WilGQKon Sigritd Ranks Test在 Test Type 中选择 Mann-Whitney UTest Stall sticsby.AROCOO 1Uann-Whirtn ey UWilcoxon wZAsymp SiQ. (2-tall ed)Exacts (2*Hailed Sig.1.500 46.5DU-3.au.003,

59、001a討Not corrected forties.b GrcLicina kariaBle.ARD0002数据录入把增重量作为一个变量把能量的高低作为一个变量1 作为高能量组2 作为低能量组VAR00001VAR000021S03 001.002G8S DO1.003598 001.00斗620001.005617 001 006660.001.007409 002 00Q457002 009512 002.0010567 0 02OG11612 ao20012SH5 no2 Ofl13E91 002 0014531 002.0015467 00700An alyze Non parame

60、tric tests2 in depe ndent samples在 Test Variable 中选择增重这个变量在 Grouping Variable 中选择能量高低分组 这一个变量因为在能量的高低分组中由1 2 两个组在 Define Groups 中分为 1 2 两组Two r deper d er I Samp-M： Defn_Gicup 1:Gitup2:得到的Z 3.011, p 0.0030.01在 Test Statistic概率看.(2-tailed)P=非配对设计Wilcoxon秩和检验:Z =-3.0U,p = 0,003 0,01即两种不同能量水平的饲料对肉鸡增重的影响有极 显著差界， 其中高能量增重要高于低能量“18、完全随机设计资料的秩和检验(Kruskal-Wallis)An alyze Non parametric tests K in depe ndent samples例 184 组大白鼠分别注射不同剂量的某种激素后，测得耻骨间隙宽度增加量（分为 1 2 3 4 四个不同 的处理An alyze Non parametrictests K in depe ndentsamples在 Test Variable中选择增加量编