《統(tǒng)計分析和SPSS的應用(第五版)》課后練習答案解析(第5章)(總6頁)

1、統(tǒng)計分析與SPSS的應用（第五版）（薛薇）課后練習答案第5章SPSS的參數(shù)檢驗1、某公司經(jīng)理宣稱他的雇員英語水平很高，如果按照英語六級考試的話，一般平均得分為75分。現(xiàn)從雇員中隨機選出11人參加考試，得分如下： 80, 81, 72, 60, 78, 65, 56, 79, 77,87, 76 請問該經(jīng)理的宣稱是否可信。原假設：樣本均值等于總體均值 即u=u0=75步驟：生成spss數(shù)據(jù)分析比較均值單樣本t檢驗相關設置輸出結果（Analyze-compare means-one-samples T test；）采用單樣本T檢驗（原假設H0:u=u0=75,總體均值與檢驗值之間不存在顯著差異）；

2、單個樣本統(tǒng)計量N均值標準差均值的標準誤成績1173.739.5512.880單個樣本檢驗檢驗值 = 75 tdfSig.(雙側)均值差值差分的 95% 置信區(qū)間下限上限成績-.44210.668-1.273-7.695.14分析：指定檢驗值:在test后的框中輸入檢驗值（填75），最后ok!分析：N=11人的平均值（mean）為73.7，標準差（std.deviation）為9.55,均值標準誤差(std error mean)為2.87.t統(tǒng)計量觀測值為-4.22，t統(tǒng)計量觀測值的雙尾概率p-值（sig.(2-tailed)）為0.668，六七列是總體均值與原假設值差的95%的置信區(qū)間,為(

3、-7.68,5.14),由此采用雙尾檢驗比較a和p。T統(tǒng)計量觀測值的雙尾概率p-值（sig.(2-tailed)）為0.668a=0.05所以不能拒絕原假設；且總體均值的95%的置信區(qū)間為(67.31,80.14),所以均值在67.3180.14內(nèi),75包括在置信區(qū)間內(nèi),所以經(jīng)理的話是可信的。2、在某年級隨機抽取35名大學生，調(diào)查他們每周的上網(wǎng)時間情況，得到的數(shù)據(jù)如下（單位：小時）：（1） 請利用SPSS對上表數(shù)據(jù)進行描述統(tǒng)計，并繪制相關的圖形。（2） 基于上表數(shù)據(jù)，請利用SPSS給出大學生每周上網(wǎng)時間平均值的的置信區(qū)間。（1）分析描述統(tǒng)計描述、頻率（2）分析比較均值單樣本T檢驗每周上網(wǎng)時間的

4、樣本平均值為27.5，標準差為10.7，總體均值95%的置信區(qū)間為23.8-31.2.3、經(jīng)濟學家認為決策者是對事實做出反應，不是對提出事實的方式做出反應。然而心理學家則傾向于認為提出事實的方式是有關系的。為驗證哪種觀點更站得住腳，調(diào)查者分別以下面兩種不同的方式隨機訪問了足球球迷。原假設：決策與提問方式無關，即u-u0=0步驟：生成spss數(shù)據(jù)分析比較均值兩獨立樣本t檢驗相關設置輸出結果表5-3組統(tǒng)計量提問方式N均值標準差均值的標準誤決策丟票再買200.46.500.035丟錢再買183.88.326.024表5-4獨立樣本檢驗方差方程的 Levene 檢驗均值方程的 t 檢驗FSig.tdf

5、Sig.(雙側)均值差值標準誤差值差分的 95% 置信區(qū)間下限上限決策假設方差相等257.985.000-9.640381.000-.420.044-.505-.334假設方差不相等-9.815345.536.000-.420.043-.504-.336分析：由表5-3可以看出，提問方式不同所做的相同決策的平均比例是46%和88%，認為決策者的決策與提問方式有關。由表5-4看出，獨立樣本在0.05的檢驗值為0，小于0.05，故拒絕原假設，認為決策者對事實所作出的反應與提問方式有關，心理學家的觀點更站得住腳。分析：從上表可以看出票丟仍買的人數(shù)比例為46%,錢丟仍買的人數(shù)比例為88%,兩種方式的樣

6、本比例有較大差距。1.兩總體方差是否相等F檢驗：F的統(tǒng)計量的觀察值為257.98,對應的P值為0.00,；如果顯著性水平為0.05,由于概率P值小于0.05,兩種方式的方差有顯著差異?？醇僭O方差不相等行的結果。2.兩總體均值（比例）差的檢驗：.T統(tǒng)計量的觀測值為-9.815,對應的雙尾概率為0.00,T統(tǒng)計量對應的概率P值0.05 不應該拒絕原假設。采用獨立樣本t檢驗法所得結果如表5-10，5-11所示，可以看出均值差為0.892在置信區(qū)間內(nèi) sig值為0.405，大于0.05 ，故不能拒絕原假設。所以，兩種飼料使用后的鈣存量無顯著差異。6、如果將第2章第9題的數(shù)據(jù)看作是來自總體的樣本，試分析

7、男生和女生的課程平均分是否存在顯著差異？原假設：男女生課程平均分無顯著差異步驟：分析比較均值單因素分析因變量選擇課程，因子選擇性別進行輸出結果：表5-12描述poliN均值標準差標準誤均值的 95% 置信區(qū)間極小值極大值下限上限female3078.866710.417931.9020574.976582.756856.0094.00male3076.766718.739013.4212669.769483.7639.0096.00總數(shù)6077.816715.068761.9453773.924081.7093.0096.00表5-13ANOVApoli平方和df均方F顯著性組間66.1501

8、66.150.288.594組內(nèi)13330.83358229.842總數(shù)13396.98359分析：由表5-12和5-13可以看，出男生和女生成績平均差為1.4021在置信區(qū)間內(nèi) sig值為0.307，大于0.05，故不能拒絕原假設，即認為男生和女生的平均成績沒有顯著差異7、如果將第2章第9題的數(shù)據(jù)看作是來自總體的樣本，試分析哪些課程的平均分差異不顯著。 步驟：計算出各科的平均分：轉換計算變量相關的設置表5-14組統(tǒng)計量sexN均值標準差均值的標準誤averagefemale3067.52089.083851.65848male3068.92299.851791.79868重新建立SPSS數(shù)據(jù)

9、分析比較均值單因素進行方差齊性檢驗選擇Tukey方法進行檢驗。利用配對樣本T檢驗，逐對檢驗8、以下是對促銷人員進行培訓前后的促銷數(shù)據(jù)： 試分析該培訓是否產(chǎn)生了顯著效果。培訓前440500580460490480600590430510320470培訓后620520550500440540500640580620590620原假設：培訓前后效果無顯著差異步驟：生成spss數(shù)據(jù)分析比較均值配對樣本t檢驗相關設置輸出結果表5-15成對樣本統(tǒng)計量均值N標準差均值的標準誤對 1培訓前489.171278.09822.545培訓后560.001261.93817.880表5-16成對樣本相關系數(shù)N相關系數(shù)

10、Sig.對 1培訓前 & 培訓后12-.135.675表5-17成對樣本檢驗成對差分tdfSig.(雙側)均值標準差均值的標準誤差分的 95% 置信區(qū)間下限上限對 1培訓前 - 培訓后-70.833106.04130.611-138.209-3.458-2.31411.041成對樣本檢驗成對差分tdfSig.(雙側)均值標準差均值的標準誤差分的 95% 置信區(qū)間下限上限對 1培訓前 - 培訓后-70.833106.04130.611-138.209-3.458-2.314110.41分析：由表5-15，5-16,5-17可以看出，培訓前與培訓后的均值差為70.83 ，由sig值為0.041，小于0.05，故拒絕原假設，認為培訓前后有顯著差異 即培訓產(chǎn)生了顯著效果工程部維修工的崗位職責1、 嚴格遵守公司員工守則和各項規(guī)章制度，服從領班安排，除完成日常維修任務外，有計劃地承擔其它工作任務; 2、 努力學習技術，熟練掌握現(xiàn)有電氣設備的原理及實際操作與維修; 3、 積極協(xié)調(diào)配電工的工作，出