方差分析2試驗報告解析

1、評分實驗報告課程名稱實驗名稱方差分析2專業(yè)班級姓 名學(xué) 號實驗日期實驗地點生物醫(yī)學(xué)統(tǒng)計分析2015 2016學(xué)年度第 2 學(xué)期一、實驗?zāi)康撵柟陶莆涨按螌嶒灧讲罘治鲋械模?.均數(shù)差別的顯著性檢驗 2.分離各有關(guān)因素并估計其對總 變異的作用 3.分析因素間的交互作用 4.方差齊性檢驗。學(xué)習(xí)利用協(xié)方差分析消除混雜因素 對分析指標的影響。二、實驗環(huán)境1、 硬件配置：處理器：In tel（ R） Core（TM） i7-3770 CPU 3.40GHz 3.40GHz 安裝內(nèi)存（RAM）： 4.00GB 系統(tǒng)類型：64位操作系統(tǒng)2、軟件環(huán)境:IBM SPSS Statistics 19.0 軟件三、實驗

2、內(nèi)容（包括本實驗要完成的實驗問題及需要的相關(guān)知識簡單概述）（1）課本第四章的例 4.5-4.9運行一遍，注意理解結(jié)果；（2） 然后將課本第五章的例5.1-5.2運行一遍，注意理解結(jié)果。三、實驗結(jié)果與分析例4.5輸出結(jié)果：表1不同溫度、產(chǎn)蛋期、雞群對蛋雞產(chǎn)蛋量影響的方差分析結(jié)果（主體間效應(yīng)的檢驗）因變量：產(chǎn)蛋量源III型平方和df均方FSig.校正模型 截距 產(chǎn)蛋期 雞群 溫度 誤差 總計校正的總計82.880 a12056.04027.36022.16033.36018.08012157.00100.9601214441225246.90712056.0406.8405.5408.3401.5

3、074.5848001.7964.5403.6775.535.007.000.018.035.009a. R 方=.821 （調(diào)整 R 方=.642 ）分析：1）本實驗主要是為了研究 5種不同溫度對蛋雞產(chǎn)蛋量的影響，但由于不同的雞群和產(chǎn)蛋期 對產(chǎn)蛋量也有較大的影響，因此我們選用拉丁方設(shè)計；2） 本實驗由于我們選中了 “描述性統(tǒng)計”和“Tukey的多重比較方法”，因此輸出結(jié)果中 還有輸出樣本的描述統(tǒng)計量和產(chǎn)蛋期、雞群和溫度的多重比較結(jié)果，但由于本次實驗主要 是分析3種因素對產(chǎn)蛋量的影響，并不研究到影響因素的具體細化部分，因此我們只選取 主體間效應(yīng)的檢驗部分進行分析；3） 根據(jù)表1可知：產(chǎn)蛋期間的

4、 F =4.540, P =0.018 ： 0.05，雞群間的F =3677,P =0.035 ：0.05,因此說明不同產(chǎn)蛋期和不同雞群對產(chǎn)蛋量具有顯著的影響；而溫度間的F =5.535, P =0.009 <0.01,因此說明不同溫度對產(chǎn)蛋期具有極顯著的影響。4） 拉丁方設(shè)計要求每個區(qū)組的組數(shù)和試驗因素的處理數(shù)都必須相等，且應(yīng)假定3個因素之 間不存在交互作用，因此在本次實驗中需選擇主效應(yīng)模型。例4.6輸出結(jié)果：表2兩種飼料對產(chǎn)奶量影響的方差分析表（主體間效應(yīng)的檢驗）因變量：產(chǎn)奶量源III型平方和df均方FSig.校正模型76.050 a116.9147.577.004截距4651.25

5、014651.2505097.260.000飼料A30.258130.25833.159.000時期C.1621.162.178.685個體B45.63095.0705.556.012誤差7.3008.912總計4734.60020校正的總計83.35019a. R 方=.912 （調(diào)整 R 方=.792 ）分析：1）本實驗主要是為了研究新配方飼料對產(chǎn)奶量的影響，故設(shè)立了對照組與其進行對比， 但由于試驗的奶牛個體之間以及試驗期間的差異都對試驗結(jié)果有影響，為了盡可能地 消除這種影響，因此我們選擇2 2交叉設(shè)計法；2）本實驗由于我們選中了“描述性統(tǒng)計”，因此輸出的結(jié)果中還有描述統(tǒng)計量，由于數(shù) 據(jù)量

6、過大，因此我們沒有把運行結(jié)果粘貼過來，但我們可以從描述性統(tǒng)計量表得出不 同飼料在不同時期和不同個體間的均值和標準差；3）根據(jù)表2可知，飼料間的 F =33159, P =0.000 ： 0.01,說明新配方飼料與對照飼料對平 均產(chǎn)奶量的影響差異極顯著，這里表現(xiàn)為新配方飼料的平均產(chǎn)奶量極顯著高于對照飼 料的平均產(chǎn)奶量。且我們可以看出按照 2 2交叉設(shè)計方法進行試驗的結(jié)果中已經(jīng)較大 的消除預(yù)飼期對試驗結(jié)果的影響，但不同奶牛之間對產(chǎn)奶量的影響還是極為顯著，因 此消除效果并不好；4）在2 2交叉設(shè)計資料中，因子間的交互作用包括在誤差項，分析時應(yīng)注意不要引入交互作用，應(yīng)選擇主效應(yīng)模型。且本實驗只分為兩組

7、，故不需要作均數(shù)間的多重比較。例4.7輸出結(jié)果：表3補飼配方、用量、食鹽對增重影響的方差分析表（主體間效應(yīng)的檢驗）因變量：增重源III型平方和df均方FSig.校正模型 截距 配方A用量B食鹽C 誤差 總計校正的總計86.787 a41629.6015 .429 15.109 14.249 14.462 41730.850 101.2496122229814.46441629.60128.7147.5547.1247.2312.0005757.0133.9711.045.985.370.000.201.489.504a. R 方=.857 （調(diào)整 R 方=.429 ）分析：1）因為要全面對補飼

8、配方、用量、食鹽3個因素進行實驗，規(guī)模會很大，因此我們選用Lg（34）正交表進行正交設(shè)計，以減小試驗規(guī)模，并且不使信息損失得太多；2）本實驗由于我們選中了“描述性統(tǒng)計”，因此輸出的結(jié)果中還有描述統(tǒng)計量，由于數(shù) 據(jù)量過大，因此我們沒有把運行結(jié)果粘貼過來，但我們可以從描述性統(tǒng)計量表得出不 同配方在不同用量和不同食鹽內(nèi)的均值和標準差；3）據(jù)表 3 可知，配方間的 F =3971, P=0.201 0.05,用量間的 F =1.045，P=0.489 0.05,食鹽間的F =0.985, P =0.504 . 0.05,說明不同配方、不同用量、不同食鹽對增重皆沒有 影響；4） 本實驗還對補飼配方、用量

9、、食鹽采用S-N-K法進行多重比較，但由于數(shù)據(jù)量過大，因 此我們沒有粘貼過來，但我們從輸出結(jié)果可以看出不同配方、不同用量、不同食鹽間 位于同一列，因此它們的均數(shù)之間不存在差異；5）因為本實驗是無重復(fù)觀察值無交互作用，因此選擇主效應(yīng)模型。例4.8輸出結(jié)果:表4溫度、菌系、培養(yǎng)時間對根瘤菌生長影響的方差分析表主體間效應(yīng)的檢驗因變量：根瘤菌數(shù)源III 型平方和df均方FSig.校正模型306045.833a934005.09335.052.000截距1.563E711.563E716114.567.000A86877.778243438.88944.776.000B209211.1112104605

10、.556107.825.000空列86.111243.056.044.957C5669.44422834.7222.922.112重復(fù)組4201.38914201.3894.331.071誤差7761.1118970.139總計1.595E718校正的總計313806.94417a. R 方=.975 （調(diào)整 R 方=.947 ）表5各溫度間根瘤菌數(shù)均數(shù)的兩兩比較a bStudent-Newman-Keuls ,AN子集1236834.1726972.5016989.17Sig.1.000.381已顯示同類子集中的組均值。 基于觀測到的均值。誤差項為均值方（錯誤）=970.139a. 使用調(diào)和

11、均值樣本大小=6.000b. Alpha = .05。表6各菌系間根瘤菌數(shù)均數(shù)的兩兩比較a bStudent-Newman-Keuls 'BN子集12326835.8316877.50361082.50Sig.1.0001.0001.000已顯示同類子集中的組均值。基于觀測到的均值。誤差項為均值方（錯誤）=970.139。a. 使用調(diào)和均值樣本大小 =6.000。b. Alpha = .05。表7各培養(yǎng)時間內(nèi)根瘤菌數(shù)的兩兩比較a bStudent-Newman-Keuls 'CN子集126915.8336923.3316956.67Sig.118已顯示同類子集中的組均值。基于觀

12、測到的均值。誤差項為均值方（錯誤）=970.139。a. 使用調(diào)和均值樣本大小 =6.000。b. Alpha = .05。分析：1）因為本實驗?zāi)康脑谟诳疾鞙囟?、菌系、培養(yǎng)時間的主效應(yīng)并篩選最佳組合，因此我們 選用Lg（34）正交表進行分析；2）本實驗由于我們選中了“描述性統(tǒng)計”，因此輸出的結(jié)果中還有描述統(tǒng)計量，由于數(shù) 據(jù)量過大，因此我們沒有把運行結(jié)果粘貼過來，但我們可以從描述性統(tǒng)計量表得出不 同溫度在不同菌系和不同培養(yǎng)時間內(nèi)的均值和標準差；3）根據(jù)表4可知，溫度間的F =44.776, P =0.000 ：: 0.01,說明不同溫度對根瘤菌的生長有極顯著影響；菌系間的F =107.825,

13、P 0.000： 0.01，說明不同菌系對根瘤菌的生長也具有 極顯著的影響；而時間間的F =2.922, P =0.112 . 0.05,說明不同培養(yǎng)時間對根瘤菌的生長不具有顯著影響。正交表中的第三列（空列）為各因子互相效應(yīng)一部分數(shù)量的混雜， 題中預(yù)先估計因子間無互作，這一列便可作誤差看待，可與表中的誤差項合并，以增加 自由度。合并后的誤差自由 df =2 10, SS 86.111 - 7761.111 =7847.222,MSe =784.722,溫度間的F =55.36,菌系間的F =13330,時間間的F =3.61。4）由于不同培養(yǎng)時間對根瘤菌的生長作用不明顯，因此我們應(yīng)考察不同溫度

14、、菌系根瘤菌均數(shù)的多重比較結(jié)果，選出最優(yōu)組合，根據(jù)表5、表6、和表7我們不僅可以得出不同時間的根瘤菌均數(shù)差異不大、低溫度和高中溫度的根瘤菌均數(shù)差異大和三個菌系間的 根瘤菌數(shù)均數(shù)差異大，還可以看出選擇高溫度和丙菌類為最優(yōu)組合。例4.9輸出結(jié)果：表8主體間效應(yīng)的檢驗因變量：試驗結(jié)果源III 型平方和df均方FSig.校正模型6627.625 a51325.52523.003.042截距55278.125155278.125959.273.001A1431.12511431.12524.835.038B21.125121.125.367.606AB4950.12514950.12585.902.01

15、1C210.1251210.1253.646.196BC15.125115.125.262.659誤差115.250257.625總計62021.0008校正的總計6742.8757a. R 方=.983 （調(diào)整 R 方=.940 ）分析：1）因為本實驗不僅研究 A、B、C三種成分對發(fā)酵培養(yǎng)基的影響，且A與B、B與C中存在交互作用，因此試驗采用L8（27）正交表進行設(shè)計；2）本實驗由于我們選中了“描述性統(tǒng)計”，因此輸出的結(jié)果中還有描述統(tǒng)計量，由于數(shù) 據(jù)量過大，因此我們沒有把運行結(jié)果粘貼過來，但我們可以從描述性統(tǒng)計量表得出每 一種成分或成分組合在其他成分內(nèi)的均值和標準差；3） 表8為F檢驗的結(jié)果

16、，其中A因素的F =24.835, P =0.038 ： 0.05，說明A因素對抗生素 有顯著的影響；交互作用 A B的F =85.902, P =0.011 ： 0.05，說明A B的交互作用 對抗生素有顯著的影響；而B、C因素以及B C交互作用的F值分別為0.367, 3.646，0.262，P值分別為0.606，0.196，0.659，均大于0.05，說明B、C因素以及B C交互作 用對抗生素沒有顯著的影響，故應(yīng)對 A與B的水平組合進行多重比較，一選出 A與B因 子的最優(yōu)水平組合；4） 由于本例各因子只有兩個水平，組數(shù)少于3，故無法進行均數(shù)間的兩兩比較。例5.1輸出結(jié)果：表9描述性統(tǒng)計量

17、 因變量：末重y處理組均值標準偏差N111.8167.9466012210.84171.3235312n312.06671.6669712411.15001.5192712總計11.46871.4348548表10誤差方差等同性的Levene檢驗a因變量：末重yFdf1df2Sig.663344.579檢驗零假設(shè)，即在所有組中因變量的誤差方差均相等。a.設(shè)計：截距+初生重x +處理組表11協(xié)方差分析結(jié)果表因變量：末重y源III 型平方和df均方FSig.校正模型59.295 a414.82417.013.000截距2.09212.0922.401.129初生重x47.615147.61554.

18、645.000處理組20.43536.8127.817.000誤差37.46843.871總計6410.31048校正的總計96.76347a. R 方=.613 （調(diào)整 R 方=.577 ）表12參數(shù)估計因變量：末重y參數(shù)B標準誤差tSig.95%置信區(qū)間下限上限截距2.8401.1562.457.018.5095.171初生重x7.200.9747.392.0005.2369.164處理組=1-1.973.522-3.778.000-3.027-.920處理組=2-1.238.401-3.086.004-2.048-.429處理組=3-.163.408-.400.691-.986.660處

19、理組=40aa.此參數(shù)為冗余參數(shù)，將被設(shè)為零表13各處理組的校正50日齡平均重因變量:末重y處理組均值標準誤差95%置信區(qū)間下限上限110.339 a.3359.66311.016211.074 a.27110.52711.621312.149 a.27011.60512.693412.312 a.31211.68312.942a.模型中出現(xiàn)的協(xié)變量在下列值處進行評估：初生重x = 1.3156.表14各處理組的校正50日齡平均重多重比較因變量：末重y(1) 處理組(J)處理組均值差值(I-J)標準誤差Sig. a差分的95%置信區(qū)間a下限上限一 1 一 2-.735.446.107-1.63

20、4.16434-1.810 *-1.973 *.436.522.000.000-2.688-3.027-.931-.9202 134.735-1.075 *-1.238 *.446.382.401.107.007.004-.164-1.845-2.0481.634-.305-.42931一 241.810*1.075*-.163.436.382.408.000.007.691.931.305-.9862.6881.845.66041一 231.973*1.238*.163.522.401.408.000.004.691.920.429-.6603.0272.048.986基于估算邊際均值a.對

21、多個比較的調(diào)整：最不顯著差別（相當于未作調(diào)整）。*.均值差值在.05級別上較顯著。分析：1）因為本實驗的初生重對分析試驗結(jié)果會造成影響，且是成組設(shè)計，因此我們選擇單向 分組資料的協(xié)方差分析；2） 由表9可知，4個處理組未校正50日齡平均重分別為11.8167, 10.841,12.066,7，和11.1500； 標準差分別為 0.94660，1.32353，1.66697和 1.51927 ；3） 表10位方差齊性檢驗結(jié)果，其中P=0.579 0.05,因此說明在0.05的顯著水平上，可以 認為各組方差無顯著差異；4） 表11為協(xié)方差分析結(jié)果，其中初生重的 F =54.645, P =0.00

22、0 ： 0.01,說明仔豬初生重 與50日齡重間存在極顯著的線性回歸關(guān)系，說明初生重對50日齡重有極顯著的影響，因而有必要進行協(xié)方差分析，即利用線性回歸關(guān)系來校正50日齡重，并對校正后的50日齡重作方差分析。且其中經(jīng)校正后的處理組的F =7.817, P =0.000 ： 0.01，說明不同處理組間的50日齡重有極顯著的差異，故須進一步檢驗不同處理組間的差異顯著 性，即進行多重比較；5） 表12為參數(shù)估計的結(jié)果，其中因變量（50日齡重）對協(xié)變量（初始體重）的回歸系數(shù)B=7.200，兩者成正相關(guān)關(guān)系，即初始體重越大，則50 日齡重會隨之越大；6） 表13為4個處理組校正50日齡的平均重、標準誤差

23、及相應(yīng)的置信區(qū)間。4個處理組校正50 日齡平均重分別為 10.339,11.074,12.149和 12.312;標準誤分別為 0.335,0.271,0.270, 和0.312。表下方的提示表明該校正 50日齡平均重是按初生重均為1.3156kg的情形計算的；7） 表14為4個處理組校正50 日齡的平均重多重比較結(jié)果。結(jié)果表明：飼糧2、飼糧3與對 照飼糧、飼糧1比較，其校正50日齡的平均重間存在極顯著差異；飼糧 2與飼糧1,對 照飼糧3與飼糧4之間無顯著差異，因此可知4種飼糧以飼糧2、飼糧3的增重效果為好。例5.2輸出結(jié)果：表15主體間效應(yīng)的檢驗因變量：產(chǎn)量y源III 型平方和df均方FSi

24、g.校正模型2003.155 a8250.39457.810.000截距17.271117.2713.987.071品種1561.4474390.36290.125.000區(qū)組4.96631.655.382.768株數(shù)x220.3551220.35550.874.000誤差47.645114.331總計19574.00020校正的總計2050.80019a. R 方=.977 （調(diào)整 R 方=.960 ）表16各品種組的校正平均產(chǎn)量因變量：產(chǎn)量y品種均值標準誤差95%置信區(qū)間下限上限Aa23.6911.49920.39326.990B34.923 a1.07532.55737.289C31.1

25、54 a1.17228.57533.734D16.232 a1.31813.33119.132Ea42.0001.04139.71044.290a.模型中出現(xiàn)的協(xié)變量在下列值處進行評估：株數(shù)x = 12.00.表17各品種組的校正平均產(chǎn)量多重比較表因變量：產(chǎn)量y(1)品種(J)品種均值差值(I-J)標準誤差Sig. a差分的95%置信區(qū)間a下限上限AB-11.232 *1.679.000-14.927-7.536C-7.463 *2.187.006-12.276-2.650D7.460 *2.393.0102.19312.727E-18.309 *1.824.000-22.324-14.293

26、BA11.232 *1.679.0007.53614.927C3.768 *1.679.046.0737.464D18.691 *1.824.00014.67622.707E-7.077 *1.496.001-10.370-3.784CA7.463 *2.187.0062.65012.276B-3.768 *1.679.046-7.464-.073D14.923 *1.496.00011.63018.216E-10.846 *1.567.000-14.295-7.396DA-7.460 *2.393.010-12.727-2.193一B-18.691 *1.824.000-22.707-14.

27、676C-14.923 *1.496.000-18.216-11.630E-25.768 *1.679.000-29.464-22.073EA18.309 *1.824.00014.29322.324一B7.077 *1.496.0013.78410.370C10.846 *1.567.0007.39614.295D25.768 *1.679.00022.07329.464基于估算邊際均值*.均值差值在.05級別上較顯著。a.對多個比較的調(diào)整：最不顯著差別（相當于未作調(diào)整）。分析：1）由于本實驗是隨機分組，因此選用雙向資料協(xié)方差分析；2）表15為方差分析結(jié)果。結(jié)果表明，協(xié)變量株數(shù)的F =50.874,P =0.000 ： 0.0