实验报告 单因素方差分析

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1、5.1 、实验步骤：1建立数据文件。定义2个变量：PWK和DCGJSL,分别表示排污口和大肠杆菌数量。2.选择菜单“分析一比较均值一单因素”，弹出“单因素方差分析”对话框。在对话 框左侧的变量列表中,选择变量“ DCGJSL ”进入“因变量”列表框,选择变量 “ PWK”进入“因子”列表框。3单击“确定”按钮，得到输出结果。ANOVA大肠杆菌数量平方和df均方F显著性组间300.1003102.729S.097.003组内152.2501212.680总数460.43315结果解读：由以上结果可以看到，观测变量大肠杆菌数量的总离差平方和为460.438；如果仅考虑 “排污口”单个因素的影响，则

2、大肠杆菌数量总变差中，排污口可解释的变差为308.188， 抽样误差引起的变差为152.250，它们的方差（平均变差）分别为102.729和 12.688，相除 所得的F统计量的观测值为8.097，对应的概率P值为0.003。在显著性水平a为0.05的情 况下。由于概率P值小于显著性水平a,则应拒绝零假设，认为不同的排污口对大肠杆菌数 量产生了显著影响，它对大肠杆菌数量的影响效应不全为0。因此，可判断各个排污口的大肠杆菌数量是有差别的。5 .2 、实验步骤：1建立数据文件。定义2个变量：Branch和Turnover，分别表示分店和日营业额。将Branch的值定义为 1=第一分店， 2=第二分

3、店， 3=第三分店， 4=第四分店， 5=第五分店。2.选择菜单“分析一比较均值一单因素”，弹出“单因素方差分析”对话框。在对话框左侧的变量列表中，选择变量“ Turnover ”进入“因变量”列表框，选择变量“ Branch ”进入“因子”列表框。3单击“确定”按钮，得到输出结果。ANOVA日营业额平方和df均方F显著性组间366120.900491 530.2256.123.000组内821547.8335514937.233总數1 1 07660.73359结果解读：由以上结果可以看到，观测变量日营业额的总离差平方和为 1187668.733；如果仅考虑 “分店”单个因素的影响，则日营业

4、额总变差中，分店可解释的变差为366120.900，抽样误 差引起的变差为821547.833，它们的方差（平均变差）分别为91530.225和 14937.233，相 除所得的F统计量的观测值为6.128,对应的概率P值近似为0。在显著性水平a为0.05的 情况下，由于概率P值小于显著性水平a,则应拒绝零假设，认为不同的分店对日营业额产 生了显著影响,它对日营业额的影响效应不全为0。因此，在a= 0.05的显著性水平下，“这五个分店的日营业额相同”这一假设不成立。5.3、实验步骤：1 建立数据文件。定义3个变量：weight和met hod,分别表示幼苗干重（mg）和处理方式。将met ho

5、d 的值定义为1=HCI, 2=丙酸，3=丁酸，4=对照。2.选择菜单“分析一比较均值一单因素”，弹出“单因素方差分析”对话框。在对话 框左侧的变量列表中，选择变量“， method ”进入“因变量”列表框，选择变量“ weight ”进入“因子”列表框。在“两两比较”选项中选择 LSD 、Bonferroni和 Scheffe 方法。3单击“确定”按钮，得到输出结果ANOVA幼苗干重(mg)平方和df均方F显著性组间56.534310.0452461755.000组内.12216.008总數56.65719描述幼苗干重(mg)N均值标准差标准误均值的炳置信區间极小值下限上限HCI5.0000

6、.00000.00000.0000.0000.00.00丙鵲53.7280.06419.023713.64833.S0773.653.82丁矚53.6400.06442.023813.56003.72003.543.71对照54.1900.14950.066864.00444.37563.994.33总数202.8095172603.386132.08133.6977.004.30多重比较因变量：幼苗干重(mg)(I)处理方式(J)处理方式均值差(I-J)标准误显著性95%置信区间下限上限ScheffeHCl丙酸-3.72800*.05534.000-3.9005-3 5555丁酸-3.640

7、00*.05534.000-3.8125-3.4675对照-4.19000*.05534.000-4.3625-4.0175丙酸HCl3.72800*.05534.0003.55553.9005丁酸对照.08800-.46200*.05534.05534.490.000-.0845-.6345.2605-.2895丁酸HCl3.64000*.05534.0003.46753.8125丙酸-.08800.05534.490-.2605.0845对照-.55000*.05534.000-.7225-.3775对照HCl4.19000*.05534.0004.01754.3625丙酸.46200*.

8、05534.000.2895.6345丁酸.55000*.05534.000.3775.7225LSDHCl丙酸-3.72800*.05534.000-3.8453-3.6107丁酸-3.64000*.05534.000-3.7573-3.5227对照-4.19000*.05534.000-4.3073-4.0727丙酸HCl3.72800*.05534.0003.61073.8453丁酸.08800.05534.131-.0293.2053对照-.46200*.05534.000-.5793-.3447丁酸HCl3.64000*.05534.0003.52273.7573丙酸-.08800.

9、05534.131-.2053.0293对照-.55000*.05534.000-.6673-.4327对照HCl4.19000*.05534.0004.07274.3073丙酸.46200*.05534.000.3447.5793丁酸.55000*.05534.000.4327.6673BonferroniHCl丙酸-3.72800*.05534.000-3.8945-3.5615丁酸-3.64000*.05534.000-3.8065-3.4735对照-4.19000*.05534.000-4.3565-4.0235丙酸HCl3.72800*.05534.0003.56153.8945丁酸

10、.08800.05534.788-.0785.2545对照-.46200*.05534.000-.6285-.2955丁酸HCl3.64000*.05534.0003.47353.8065丙酸-.08800.05534.788-.2545.0785对照-.55000*.05534.000-.7165-.3835对照HCl4.19000*.05534.0004.02354.3565丙酸.46200*.05534.000.2955.6285丁酸.55000*.05534.000.3835.7165*均值差的显著性水平为0.05。结果解读：（1）由以上结果可以看到，观测变量幼苗干重的总离差平方和为5

11、6.657；如果仅考虑 “酸类”单个因素的影响，则幼苗干重总变差中，酸类可解释的变差为56.534，抽样误差引 起的变差为0.122,它们的方差（平均变差）分别为18.845和0.008,相除所得的F统计量 的观测值为2461.755,对应的概率P值近似为0。在显著性水平a为0.05的情况下，由于 概率P值小于显著性水平a,则应拒绝零假设，认为酸液处理对幼苗干重产生了显著影响， 它对幼苗干重的影响效应不全为0。并且由于是经酸液处理过的牧草幼苗的干重低于对照组的值，因此，认为酸液处理阻碍 了牧草幼苗的生长。（2）在显著性水平a为0.05的情况下，在Scheffe、LSD和Bonferroni方法中，丙酸 和丁酸的作用没有显著差异（概率 P 值分别为 0.490、 0.131 和 0.788）。因此，认为两种有 机酸的作用没有显著差异。（3）在显著性水平a为0.05的情况下，在Scheffe、LSD和Bonferroni方法中，有机 酸和无机酸的作用有显著差异（概率 P 值分别为 0.000）。因此，认为有机酸的作用不同于 无机酸（HC1）。