利用SPSS做方差分析教程

1、利用SPSS做方差分析教程在分享了 SPSS安装包后，除了问我SPSS怎么安装的外，还有人问怎么做方差分析的。 其实大家如果林业应用统计理论局部还记得的话，是可以用Excel来做方差分析的，不过稍显繁琐一点。当然，既然局部人已经装好了SPSS,而且SPSS做方差分析有具有很大的方便性，今天我就分享一下如何利用 SPSS做方差分析。方差分析可分为单变量单因素、 单变量多因素和多变量多因素方差分析三种，单变量单因素在林业应用统计书中第 228页有详细介绍，相对简单，在这里不做重复，需要的同学可 自行查阅。不过，操作方法都大同小异，只在输入数据和选项上有所不同。在这里不对方差分析的理论局部进行介绍，

2、一句话来说，方差分析是用来比拟不同处理之间是否存在显著性差异的。 在我看来，大家的试验类型还是以单变量多因素为主的，如果分不清变量与因素，可以再去看书，也不再展开了。下面我以书中第172页例三为例，做单变量多因素的方差分析。为了从三个水平的氮肥和三个水平的磷肥中选择最有利树苗生长的最正确水平组合，设计了两因素试验，每个水平组合重复4次，结果如下表，试进行方差分析。磷肥氮肥B1B2B3A1515933352122353416323621A2576960505348434618322824A3584563696548575440433629表1氮肥和磷肥树苗生长的生物量可以看出大多数我们所进行的试

3、验都可以归类于这种试验类型，特别是组培、嫁接、生根、或者不同处理之间测各种指标的试验，以下就在SPSS中输入数据。试验看作两因素三水平四重复的试验， P和N分别代表每一个生物量所在的处理， 一 对应即可，和Excel中相差不大，但不可以简单复制，注意分清因变量与自变量 固定因子 同时注意P和N在变量视图中应该设置为序号。4(MUO IBM L睫汩":.选择生物量摁箭头符号参加因变量，把剩下的P和N选择入固定因子即自变量，这是两因素的方差分析。单因素只有一个固定因子，当然输入数据也只有一个序号变量金单述观测塩值刊两两比較VLSDdIibTbiiiwsTi miniILJS-N-K(S)

4、 旦onferroni(B)"_1TukeyB SidakTukey s-t)(K)I' Schefle(C)Duncan(D)E R-E-G-W FHoch bergs GT2H)C R-E-G*W*QGabriel(G)Walar-Dunean(W)塑型 埃型II误差比至(0： 100 DunnetlfE)控制类别D：'驗后个f书验®瘢© *控制 © 控制迥未假定方差弃性 Tarnhane s 12(M) Dunnetfs T Games-HowellA) | Dunnetfs CU>继续I WS I帮助再选择两两比拟，把 P和

5、N摁箭头移入两两比拟检验，选择LSD法。(两两比拟检验可不做，假定方差齐性也可选择Duncan法，根据个人需求选择)输岀N捆述纺计9Sianswura-siiBs m»n成效估计cd分布冰平圏Q检殓效能电H ®S1Si+(T)_i缺乏m舍优蔭桧唸丄比照系埶拒!P$o.般佶计函勤G.显琶性水平砂.05H蛊信区i可拘北。继续取消I帮助I估计边何均值显示均值地p因子勻因子乂互|匸0低 RALLPNP*N比拟主做应迎 営信区间调节理LSD 无一：一二一 I _ 匸一二-日如果你两个因素之间在理论上可能有相互作用，那么最好进行交互作用的检验也可不做，当然还有比拟主效应选项，在模型选型

6、中也可以设定，不过一般不需要这个选项，只 有遇到自由度为零时，可能需要这个选项，但是这可能属于试验设计的问题。输出勾选描述统计和方差齐性检验，可设置显著性水平 0.05或0.01，点继续回到原来开始的窗口，点确定，就会在输出窗口中输出分析结果。主体同因子NP1'12212312h11221231213赶性统计蚩医1变里:生物里PN均值标淮偏羞N11+4.500012.58305420.00007 527734326.25009.322914总计32.916712.45333127159.00007.6740143.47.50004.203174325 50005.972164总计44.

7、000015.562191231587500ID.210294256 00907.071 or4337.0000B.055304总计50.593312.4130312总计154 0333117740712243 632313.556B412329.59339.5754212总计42 500D15.1081836主体间因子和描述性统计量是一些根本的统计量，包括变量个数，均值，标准差。可以做一些根本的统计图。娱差方差等同性的Levine检瞪医I变虽:生物虽Fdf1df2Sig1.559827龍黑拿即柱所有组中因锂的渓差N 设 1+ ：+ P * N + P * N主体间效应的松骏因賈重:生物里弭I

8、II型平方和df均方FSig校正複鈕61G4.500s9770.56311.40300065025.000105025 000S62J77000P1913.1672956 58314.156.000363 50021918.75026.005000F*N617.S334154.4582.386036罠差1S24.50D2707 574盘计73014.0003&校正的总计7909.000353.RS = 772 1HER方二了04a的值即可。估算边际均值医1变重:圭物塑1. P尸均值标堆逞差35% S信区间下限上限132.9172.3732&.04837786244.1002.3

9、733913146B69950.5932J73I 4S.71455.4522.N因娈堕生物塑N均值标堆误差55% g信区间TFT上限154.0932J73P 49.21456 952243.8332.37333.96446702329.5S32.37324.71434.4523.P ' M因娈崑;生物厘PN均值标灌渓羞95% S信医间下酿H艮1144 5004.11 036.06752933228.0004.11019.5C73B433325.2504.11017.8173+6832169.DOO4.11050 56767 433247 50D4.11039.06755.933325

10、5004.11017.06733.83331537504.11050.31767.1S3259 0004.1104T56764 133337 0004.11 028.56745433这局部是N、P、N*P效应的比拟，也不是很重要。在此之后“检验P參个比釀(1) P(J)F均憤差值标准误差Sig.$&呦爲信区间下限上限|12-1 1.0833"3.36594.003-17.9692-4.19753-17.a66f3.35594,000-24 5525-107808111 1 0833?3.35594.0034 197517.90923'6.53333.35594.050

11、-13.4692.30253117.6607"3.35594,00010.790924.552526.58333.35594.060-.302513.4092*.均值差值在.05级别上较显普°同类子集N多个吃较(DN(J)N均值差值I J杯淮俣至Siq.脖务盍fl区间1-10.2500"3.355940053364217.1358324.5000"3.35594.00017614231 3B5S21-ia25o(r3.35594.005171353-3.364；3142500'3.：e594.0007364211.135S31-24.5300"3.35594.000-313858-17 61422-1 4.2900"3.3S594.000-21.13587.3642蠶嬲孵陥関=Mg*坤値毒值在代绸别上较显晋。多重比拟的结果自然是在最后，其实直接看主体间效应的检验和多个比拟即可，这也