SPSS数据分析题目软件操作步骤要点

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1、111 瓶罐头的净重（g）分另I为 450, 450, 500, 500, 500, 550, 550, 550,600, 600, 650,计算平均数，方差，标准差。例4-5海关抽检出口罐头质量，发现有胀听现象，随机抽取了6个样品，同时随机抽取6个正常罐头样品测定其SO2含量，测定Z果见表 4-3。试分析两种罐头的 SO2含量有无差异。表4-3正常罐头与异常罐头SO2含量测定结果Excel:表4正常簟头与异常曜头S口z含量测定结果正常罐头厂 10。 M2 la5 99296,41025薪演&25- 130.2131,3130,5135.2135.2 -133.5SPSS:VARD0001VA

2、ROOOD210D00194 20198.60199.2019B4Q1102501130.202131.302130502135202135.202133.502通台横型Q0相帮。回归但） 对敌援性摸型 神经阚络度 i（S）非卷敢检脸0!）RFM分析F比锻均值（画一般线隹模型（广义自隹模型M均值蒯！.，t单样本T检嘎 当邦立桂本工检疆仃） 4配对样本T检瞠电1 JaANOVA.分类降睢疆班计最U丽 口0口口2N均值标推算均拍的后降误VAROODOI1.002.0D0696.4667132.650 D2JR56U2.29 BQ11.17804.9303轴交样本襟脂才差方程的Levene fete

3、均召才程的1检验4分的岛充旧FSid.tdfSiei.cWftl：i均值差值标速说Ell下限VAR0QD01限设方差相当限电才至不相若,D2S.870-22.737-22.737109.50S.000,000-3419333-34 11 S 3331.503421.5034.2-37.5 331 7-37.55692-30 B335O-30 B0975【例4-6】现有两种茶多糖提取工艺，分别从两种工艺中各取1个随机样本来测定其粗提物中的茶多糖含量，结果见表4-4。问两种工艺的粗提物中茶多糖含量有无差异？表4-4两种工艺粗提物中茶多糖含量测定结果表41两种工艺粗提物中茶多糖含量测定绪果醇沉淀法(

4、xl)27.5227.7828.0328.8828. 7527.94超滤法(x2)29.3228, 1528,0028.5829.00均值M2单样本t检验生） 围独立样本工检舱（T） 国配对样本T检览 包单因素ANOVA.VAR0000127.5227.7828.0328.8828.7527.9429.3228.1528.0028 5829.00VAR0000211122222独立样本T检验分姐变量G）：检览变量Q）：, VAR00001|选项| 旦ootstrap(B)二|VAR00002(1 2) 定义组向二确定篇|重置M取消福助* T检装VARD0002N词曾特准差VAR0QQQ1 1

5、26526 15QD26 SIOiDS4501 .5569B.22250教据第H双击以激活也妨计量方正方程的1_耐白旭校转均值方程的L楂验FSig.tdfSig.供 111)均值是值标准诅差质差分的96%查信过制下限上限WR00001假设方茶相等假设方差不相等.000.993-1.39D-1.37?98.5.201.203-.46000-.40000.33326.33399-1.213381.22139.29389.30139段立样本轮发【例4-8】为研究电渗处理对草莓果实中的钙离子含量的影响，选用 10个草莓品种进行电渗处理与 对照处理对比试验， 结果见表4-5。问电渗处理对草莓钙离子含量是

6、否有影响？ 本例因每个品种实施了一对处理，试验资料为成对资料。表4-5电渗处理对草莓钙离子含量的影响| VAR00001VAR0000222.2318.0423.4220.32F 232519.6421.33163824 4521.37224220 4324.371845F 21.7520.0419.8217 3822.561842SPSS:比较均值(M)一般战性模型但) 广义塌性模型混合模型Q9相关 回归(R)均值叫.*单样本T检验隹J 丽拽立样本I检验07L_i0配对样本T检酷化L 单因素ANOVA.对数线性摸型。)卜祷埠网络分类(E)降雄)度量(用西配对样本T衿验冈成对伴车乐计学肉信PI

7、精隹差肉佰的标淮智时 1 VAR0DO0122.56501014cM 29.44408VAR0QQQ219 0470101 5607249354成对杵曲相关泰融N相关系独StU-对 1 VAR0DO01 feWR0000210.601.066成对样疥柚照成时差分1可Sig 视D向侑标准差均俏的标淮识差分的gE%置信区间THE上限时1VARODaDI - VAR0DO023.51 mo1.3310542091工死5834.47017*358.000【例5-1】以淀粉为原料生产葡萄糖过程中，残留的许多糖蜜可用于酱色生产。生产酱色之前应尽可能彻底除杂，以保证酱色质量。今选用5中除杂方法，每种方法做

8、4次试验，试验结果见表5-2,试分析不同除杂方法的除杂效果有无差异？表不同除杂方法的除杂量g/k。除杂方法（禹）除杂董 5Q合计 5） 平均届 方差#Aj25.624.425.02a9100.925.2Q442加2L827,027.02a0109.827.5a 277Aj27.027.727.52R9108.127.0也29.027.327.5俎9113.728.4LM3Ay20.62L22Z02L285l02L3Q 330X.=517.5除杂量处理水平I25.60124.40125.00125.90127.80227.00227.00228.00227.00327.70327.50325.9

9、0329.00427.30427.50429.90420.60521.20522.00521.205*分析 图形（ 生用程序（U） 附加内容（Q） Sn（W） 帮助极告表酸价组别VAROOOOe比竣均值DM均值她.一般线性模型（广义线性模型RFM分析VAR0CI005，1 cc单样本T检验（国 独立样本检睑IT）.配对样本T检脸检述统计回归 对数线性模型（。）11.201神经网络*1.401分类任）1.702降续1.90度2.002非参数枚验但）2.502预测2.702生存函数（1.802多更喃应（U）0.903围杀失值分析（1.1.003多更归因（D1.303复条翻样（口1.103质挖割（1

10、.903口 ROC曲我国（Y）1.6031.503 1.804 2.0041.704 2.104电红11单因素ANQVA混合模型Q9相美1 1031.10-暇定方差齐住 回叵3 Banferromi(B)回工ukey SjdakTukey 百 4XK回Qmca(D) r-EGKF Hochberg GT2(H) r，E-G-WQ( Gabriel(G)-未膈定方差齐性 Thanes T2(M) 口 DirnettS 瑶3) t显著性水平: 0051.901.90选择两两比较，后按确定。平方和df均方F显著性蛆间128,47543211649,553.000犯内9.72315,648总数130,

11、19719除杂量0.00代表极显著。除杂量处理水平Nalpha = 0.05 的子集1234Tukey HSDa5421.25001425.22503427.02502427.45004428.4250显著性1.0001.000.153Duncana5421.25001425.22503427.02502427.450027.45004428.4250显著性1.0001.000.467.107将显示同类子集中的组均值。a.将使用调和均值样本大小=4.000同列表示互相不显著区别，不同列表示互相显著区别,1-a, 2-b【例5-3】在食品质量检查中，对4种不同品牌腊肉的酸价进行了随机抽样检测，结

12、果见表 5-16,试分析4种不同品牌腊肉的酸价指标有无差异。*5-16 4种品牌腊肉酸价检黄结果品牌(鼠)酸价(Xij)X春 tliAl1.61.52.01. 9L31.0L 2L4IL 91.498A21.7L9ZO2. 5Z7L812 62. 106A30.9L0L3L 1L 9L6L 59.3L 337A41.82,0L 72. 11,52.52. 213. 81.97747. 628分析 图形（ 生用程序（U） 附加内容（Q） Sn（W） 帮助极告表酸价组别VAROOOOe比竣均值DM均值她.一般线性模型（广义线性模型RFM分析VAR0CI005，1 cc单样本T检验（国 独立样本检睑

13、IT）.配对样本T检脸检述统计回归 对数线性模型（。）11.201神经网络*1.401分类任）1.702降续1.90度2.002非参数枚验但）2.502预测2.702生存函数（1.802多更喃应（U）0.903围杀失值分析（1.1.003多更归因（D1.303复条翻样（口1.103质挖割（1.903口 ROC曲我国（Y）1.6031.503 1.804 2.0041.704 2.104电红11单因素ANQVA混合模型Q9相美.同上ANOVA平方和df均方F显著性组间2 E033.9347.286.001组内3.C772412S总数5.G8027差异极显著腊肉酸价品牌Nalpha = 0.05

14、的子集123_ abTukey HSD371.3286181.48751.4875471.97141.9714262.1000显著性.842.083.908Duncan371.3286181.4875471.9714262.1000显著性.417.510将显示同类子集中的组均值。a.将使用调和均值样本大小 =6.928 ob.组大小不相等。将使用组大小的调和均值。将不保证I类错误级别同列表示互相不显著区别，不同列表示互相显著区别,1-a, 2-b【例5-4】某厂现有化验员 3人，担任该厂牛奶酸度( T)的检验。每天从牛奶中抽样一 次进行检验，连续10天的检验分析结果见表5-22。试分析3名化验

15、员的化验技术有无差异,以及每天的原料牛奶酸度有无差异(新鲜牛奶的酸度不超过20。T )表5-22牛奶酸度定结果；：=：:进三密：至产 出承：=：=：=：=：=；=：=-；=：=:密宓.iiiii巡二: ：=：；=：=； 文法 ：忠化装 另Bi由BsBtHBeBtBsBgBidx.AiIE T110.8112.3912. 5610.641X26I3LM12.6711.2712.6812L3312. 13As11.78L0L712.512.35U).3212,931X8112.4811.612.6512L 121Z 11As11.10.7512.412.4110.7211 1LX 5812.8S1

16、1.46蛔12L8612. 19X36.1032.2637.293T.3231F68391 2940L733%口？3c 3338.27364.34jIhTO10.7612.434410.561X1013.5812,6811.中112.76随震志还送M费拈也纪生显出!M挈妾雌捺至妾SSB8888gs888fl密源阴奔墟牛奶酸价A化验员日天数11.711111.782111 613110811210.702210.753212391312502312.403312.561412.352412 413410641510322510.723513.261612932613 W3613341713812

17、713.583712.671812 462812883811.271911.602911.463912.6811012.6521012.94310MD分析(A) 图形(实用程序(U) 附加内虫8(悔告VAR00006腊肉酸价1.1.幅述统计一般线性模型(GLMGEN单曳也)广义线tt模型GLMMUIT多变国).混合模型09GIM REP更复度簸(9相关方笈成分(V)回归1.1.1.表RFM分析 比较均值(M)18定穆叁金因子3)1.50313.583平方和类fijj b天数Ma化抬员力单变量：模型B天数A化段员构建项主效应 I国I口在横至中包含解重0)摧批 取询 求助主体间效应的检验因变量:牛

18、期嬖价III型平方和df_FSia.校正模型267671VM2.43594,550,000截距4423 31614423316171778 927000B天数26,75992973115,452000人化物员,0282,014,548597误差4G418,026总计4451.06730校正的总计27,25129国门方二,983（调整R方.973）显著的因素进行多重比较牛奶酸价B天数N子集123456a,bTukey HSD5310.56002310.75339311.44331311.70003312.43004312.44008312.676712.676710312.756712.7567

19、6313.09677313.5767Sig.885.634.333.1031.000Duncan5310.56002310.75339311.44331311.70003312.43004312.44008312.676712.676710312.756713.096773Sig.157.06613.5767.090.5491.0001.000已显示同类子集中的组均值。基于观测到的均值。误差项为均值方（错误）=.026 oa.使用调和均值样本大小 =3.000 ob. Alpha = 0.05。同列表示互相不显著区别，不同列表示互相显著区别，1-a, 2-b。【例5-5】现有3种食品添加剂对3

20、种不同配方蛋糕质量的影响试验结果，试作方差分析走5-29 3种食品添加剂对3种不同配方蛋强质量的影响配方（A）食品添加剂（B）B1B2B3876A1875866978A29978667810A3779689蛋糕质量配方 添加剂9.0033q nna10.0033 /主体间效应的检验因变量:蛋糕质量源III型平方和df均方FSia.校正模型30 000383.7506.326001截距U96.33311496.3332525.063,000配方6.22223.1115.250016添加剂1.55E27781 313.294配方土添加剂22,22245.5569.375.000误差10.6S718

21、,593总讨1537 00027校正的总计4D.65726a R 方=732（调整 R 方=621 ）蛋糕质量子集配方N12a,bTukey HSD196.78297.677.67397.89Sig.061.815Duncan196.78297.67397.89Sig.1.000.548已显示同类子集中的组均值。基于观测到的均值。误差项为均值方（错误）=.593 oa.使用调和均值样本大小 =9.000 。b. Alpha = 0.05。同列表示互相不显著区别，不同列表示互相显著区别，1-a, 2-b第八早署#S番也VC也黠G - 口酉 n T -I 占 *，.dX T 口MNi2 TH -二

22、MD ，rr hgf： Tfl A aIH 口通 H 国口壬戛据#Ft媪 BAIAlC.g隼时 注广时 rtmu；*crED&dJ,回8中8CH刊UH Wli晶片Cxn*4Cl0C3C48C4ACD|I111券?123jLT1I333LM42123L53小4 *315,Xi231J金融713A川4百ft12jJ田口设计两水平设计C2J3京平设计4水平设计5水平设计此果含水平设计制）至31个因子 至13个因子） 至S伸子） 至6个园子） 至28个因子）显示可用役i+cni甜因子g选顶的-Miniub-:q a乾9可习气物an直JXfjT T ：AUliL； 1*0警口的注不也 六遇畤凶DOE曲，

23、时皿aaiA(a可靠田生存w*17 WJHjWOhb3EETlN)EEW),SCCDrtlS) a1- H车市ffij 阕妇财 百事分V通分析出口登什的而if卫口划皿一必 Mk + JUhFt.lbfrl极差分析表水平ABCD113.6674.33315.33329.667229.00027.33323.66715.333320.33331.33324.00018.000Delta15.33327.0008.66714.333排秩2143处理号ABC至列试验结果yi11 (50)1 (6.5)1 (2.0)16.25212 (7.0)2 (2.4)24.97313 (7.5 )3 (2.834

24、.5442 (55)1237.53522315.54623125.573 (58)13211.48321310.9933218.95文件()靖景 StS(A)计算g 统计)B3形工具 D(W)幅劭(H)力助NM nitab - 1K.MPJ2囱|不A统壮()回归(B)方差分析列L9(A*4)陈列结果：工作表3一般线性模型：蛋白质含量(，水平数值DOE 控制图g质量工皿可靠住/生存(D多变*M)时间序列裘格CD非我EDA()功效和样本致()，因子Q域, 因子(未g存放)&).卸双因子0院均值分析迥平茹方夔分析(fi)6LMg完全嵌套方箜分析(D曷平行多元方差分析品T8多元方裳分析O o LJbJ

25、球白脂含置(%)的方差分析，在检蛔E丽HE来源自由度 A2S，q SSAdj SSAdj MSFF45.402145.402122.701054 780.0186.48736 48733.24367 830 1130.31220.31220.15610 380.7260.828953. 03040 82890 4144R-Sq =98 44%R-Sq（侬）=93 75%S = 0 643765为等方差检蛉 hi1区间图田 主效应B3(M：.0交互作用图工作表3*，ClC2C3C4C5C6C7C8C9CIOABCD蛋白防含型(%1 J 11116.252 J12224.973 113334.54

26、1421237.535 |223I5.546 123125. 507 1313211.408 1321310. 90933218. 95T线性噢型C1C2C3C4C5A响应（E）： I蛋白质含里（引）Cr型：Il白质含里 Be随机因子（F）：选择确定9） I 取消 |协变里| 选项。）| 比较| 期纯）| 结果00| 存储| 因子图。）.|群助国会话结果;工作表3一般线性模型;蛋白质含量（）与A, B, C因子誉型水平数值A固是31,2,3B固痘31.2,3C固型31,2,3蛋白质含里（%）的方差分析，在检蛉中使用调整的SS来源自由度Seq SSAdj SSAdj MSFPA245.40214

27、5.402122.701054.780.018B26.48736. 48733.24367.830.113C20.31220.31220.15610.380.726嚣2 80.828953.03040.82890.4144S = 0. 643765 R-Sq = 98.44% R-Sq （调整）=93. 75% Minitab -元坛餐女件旧 端箸回 数据计算虞。昌忖电晶cII日酉|Tu京中ABCD1KM K2*3*DelU*排秣2.5 2 5E. 52.5”由 唱厨崎方圜、的口目困磅& - - fir -h T口。国子旧卜响应附近葛料0k包旗壬口设g.飞目定乂团口设计an0濡熔效曲rwi.，

28、显示好+回国分析出口设土斯.，国崛!王口结聚u三X工均值响应表DOE回统计图形回 tkg 回归 方我折场控制当,质量工具aIr可畦/生存卜冬管用Mb时闫亨列回S1SCD,非却闿,E 口胆,9 5 6 42 9 9 3A 7 0由 32 3.90.5 1 A N 1B 3 33 Q 蓑g 4- 7 L 72 3 2C 3 7 O 7 4 33S00S s 34.CD平 M秣水123s排*ClcFC3C4C6C6CTCB-CIOCllC12C13C14CIEABCDre11I1I02122217333324421231252231476231228T3L35183213ISg332142ID- 1

29、,LI12131415IdIT16I桁怙十油士ffllJfllJ阳望型拇合到田匚假计现那二J期 回回回国国第七章例7.1 一些夏季害虫盛发期的早迟和春季温度高低有关。江苏武进连续9年测定3月下旬至4月中旬旬平均温度累积值 （x,旬.度）和水稻一代三化螟盛发期（y,以5月10日为0）的关 系，得结果于下表。试计算其直线回归方程。X累积温35.534.131.740.336.840.231.7y盛发期1216927313Excel粘贴转置粘贴口累积温35.534,131,740.336.S40.231.7*y 嵇发期121692731m 9 无加统&(z吐cr 部式值式 全公数格斫有使用源主题的单

30、元3)广边框E斜卜(X)C列宽富r公式和数字格式)r值和数字格式也C菰)除r跳过空单元)拈贴镣接工)P转置更)确定 I 取消 IX累积温J盛发期35.51234J1631.7g40.3236.8r /40.2331.713SPSS数据期线性回归后”数据集0 - SPSS St对ktiu数据编辑罂文件（日 柜揖（目 视图（第 教施（9 就襁D 弁析C5 图形（G） 实用程序（由 附加内容（33岳皤炳修 磊屈翻M 唱曲总噩露郑玲/则一S:Xy变量变量变量变量135512234 116331.79440.325368764023131.713线性回归Anova植理平方和df均方FSia1回归我差 总计10293759,920162,957r 156102.93711 984E.59C.033-h因变里系新一非任标准系数tsia.B标准误差试用版1潦里）50.U714,1493.544,016-1.155394-795-2.931,0331因变里软件at算P=0.0330.05,根据小概率不可能性原理，回归显著，x和y之间有显著的线性关系。y=50.15-1.16x