SPSS在食品統(tǒng)計(jì)分析中的應(yīng)用

1、SPSS在食品統(tǒng)計(jì)分析中的應(yīng)用博學(xué)之， 審問(wèn)之， 慎思之， 明辨之，篤行之。 禮記 中庸 且思、且學(xué)、且行是一個(gè)信息的時(shí)代，每天都有鋪天蓋地的信息堆向我們，需要處理大量文字或者數(shù)字型的數(shù)據(jù)。SPSS在線且思21世紀(jì)我們的時(shí)代？如何高效處理數(shù)據(jù)？開(kāi)發(fā)出的各種各樣的數(shù)據(jù)處理分析軟件。SPSS軟件（Statistical Product and Service Solutions）“統(tǒng)計(jì)產(chǎn)品與服務(wù)解決方案”軟件SPSS軟件介紹【1】且學(xué)軟件的下載和安裝我們小組使用的是13.0版本各個(gè)部分的功能作用軟件的界面數(shù)據(jù)的輸入數(shù)據(jù)分析直接鍵入文件導(dǎo)入統(tǒng)計(jì)量表檢驗(yàn)表介紹流程數(shù)據(jù)的輸入例子變量age和IQ是數(shù)值形

2、式的，而gender和employment為字符型。要在SPSS中對(duì)變量執(zhí)行分析，必須用數(shù)值形式。因此，在把數(shù)據(jù)輸入SPSS之前，需要把目前為字符型的變量轉(zhuǎn)化為數(shù)值型的。即： 指定男性：1 女性：2 指定有工作的：1 無(wú)工作的：21、數(shù)據(jù)的修正2、數(shù)據(jù)的輸入的步驟（1）變量的生成（2）變量值標(biāo)簽的制定（3）手動(dòng)輸入文件導(dǎo)入EXCEL文件如何導(dǎo)入？（1）打開(kāi)spss軟件（2）菜單欄 打開(kāi)數(shù)據(jù)庫(kù) 新建查詢 以上述為例做一個(gè)基本分析：Case Summeries： 關(guān)于變量的概括報(bào)告 數(shù)據(jù)的分析分析的概要分析的結(jié)果結(jié)果的分析文件的打印數(shù)據(jù)文件擴(kuò)展名為“.sav”,輸出文件擴(kuò)展名為“.spo”文件的保

3、存SPSS軟件在推斷統(tǒng)計(jì)學(xué)中的應(yīng)用【2】且行t 檢驗(yàn)方差分析 一維方差分析二維方差分析組間方差分析組內(nèi)方差分析組間方差分析組內(nèi)方差分析 Description of the contents Description of the contents單樣本t檢驗(yàn) Description of the business Description of the business使用樣本歸納總體的一種統(tǒng)計(jì)方法。講解人：李妍講解人：范方輝推斷統(tǒng)計(jì)學(xué)獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)相依樣本t檢驗(yàn)單樣本t檢驗(yàn)?zāi)康模?確定一個(gè)樣本均值是否顯著不同于某個(gè)已知或估計(jì)的總體樣本均值。資料滿足條件： 樣本所在的總體資料必須服從正態(tài)分布；總

4、體方差未知的小樣本資料。例一食品企業(yè)生產(chǎn)線工作時(shí)間問(wèn)題？對(duì)一家大型食品企業(yè)的若干條不同生產(chǎn)線每周平均工作時(shí)間進(jìn)行調(diào)查，觀察其平均工作時(shí)間是否顯著不同于每周52小時(shí)的國(guó)家平均水平。對(duì)其隨即抽取16條不同的生產(chǎn)線，記錄其在三個(gè)月期間平均每周工作小時(shí)數(shù)，如下表：ParticipantHours worked per weekParticipantHours worked per week1549712481060368115545312635601368645146475715568621660例1調(diào)查企業(yè)各個(gè)生產(chǎn)線每周工作小時(shí)數(shù)是否不同于國(guó)家平均水平52h。 2.數(shù)據(jù)要求 一個(gè)樣本、 因變量 連續(xù)

5、；1.分析該研究中的因變量是每周工作的小時(shí)數(shù)，自變量是 16個(gè)不同的生產(chǎn)線。題目分析：研究目的：spass執(zhí)行t檢驗(yàn)提出假設(shè)：（1）原假設(shè)H0：企業(yè)各生產(chǎn)線每周工 作小時(shí)數(shù)等于全國(guó)平均水平； 1=2=52h （2）對(duì)立假設(shè)H1：企業(yè)各生產(chǎn)線每周 工作小時(shí)數(shù)不等于全國(guó)平均水平； 12=52h 步驟：在EXCEL中先輸入好數(shù)據(jù) 2.數(shù)據(jù)資料： 3.導(dǎo)入數(shù)據(jù)資料 4.數(shù)據(jù)分析（1）單樣本統(tǒng)計(jì)量表：樣本平均值樣本容量標(biāo)準(zhǔn)差均數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤該均值比全國(guó)平均水平的52h多了7h,能否說(shuō)明該企業(yè)生產(chǎn)線工作時(shí)間更長(zhǎng)5.解釋結(jié)果（2）單樣本檢驗(yàn)表：兩尾概率P值均值差置信區(qū)間科恩準(zhǔn)則： 規(guī)定單樣本t檢驗(yàn)的小、中和大的效

6、應(yīng)量分別對(duì)應(yīng)著0.20、0.50和0.80。這些值表明可以用標(biāo)準(zhǔn)差表示樣本均值和總體均值的差異有多大。0.20表示兩者之間有1/5的標(biāo)準(zhǔn)差，0.50表示兩者之間有一半的標(biāo)準(zhǔn)差，0.80表示兩者之間有8/10的標(biāo)準(zhǔn)差。（3）效應(yīng)量：衡量差異的程度d值為0.98對(duì)應(yīng)實(shí)踐中一個(gè)大的效應(yīng)，表明該企業(yè)的某食品生產(chǎn)線與國(guó)家規(guī)定的工作時(shí)間的差異基本上是1倍標(biāo)準(zhǔn)差。說(shuō)明該企業(yè)食品生產(chǎn)線的工作時(shí)間顯著高于國(guó)家平均水平。本研究效應(yīng)量APA格式可用于社會(huì)科學(xué)領(lǐng)域的論文寫作，是一個(gè)為廣泛接受的研究論文撰寫格式，規(guī)范學(xué)術(shù)文獻(xiàn)的書(shū)寫。 6.結(jié)論表達(dá)APA格式的結(jié)果表達(dá)該食品企業(yè)的各個(gè)生產(chǎn)線（M=59，SD=7.15）每周

7、工作時(shí)間顯著多于52小時(shí)的全國(guó)平均水平，t(15)=3.92，p0.05，d=0.98。例1結(jié)果表達(dá)獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)?zāi)康模?檢驗(yàn)兩個(gè)組別中關(guān)于因變量均值是否存在顯著差異。資料滿足條件：（1）樣本來(lái)源的資料必須服從正態(tài)分布；（2） 兩個(gè)樣本總體方差相等 1= 2= ，無(wú)論樣本大小，服從df=n1+n2-2的t分布例二花生餅和菜籽餅中粗蛋白含量的問(wèn)題？即成組資料：分別從兩個(gè)處理中各隨機(jī)抽取一個(gè)樣本而構(gòu)成的資料。這兩組數(shù)據(jù)相互獨(dú)立，個(gè)數(shù)可等可不等。在選擇作為醬油原料的蛋白質(zhì)來(lái)源時(shí)，分別從花生餅和菜籽餅中各隨機(jī)抽取15個(gè)楊平來(lái)做對(duì)比，數(shù)據(jù)如下（1代表花生餅，2代表菜籽餅）：例2ParticipantPr

8、oteinResultParticipantProteinResult115716247216117242316718259416319237515120235615521242714522238816223249914124261101362524311155262471215727249131702823714162292411515830248測(cè)定兩種原料的粗蛋白含量，試估計(jì)它們?cè)诖值鞍缀可鲜欠翊嬖陲@著差異。 2.數(shù)據(jù)要求 具有兩個(gè)不同 組別的一個(gè)自 變量一個(gè)連續(xù)因變量。1.分析該研究中的因變量是粗蛋白含量，自變量是兩種不同的醬油蛋白原料。題目分析：研究目的：spass執(zhí)行t檢驗(yàn)提出假

9、設(shè)：（1）原假設(shè)H0：兩種原料中粗蛋白含量的 總體均值相等； 1=2（2）對(duì)立假設(shè)H1：兩種原料中粗蛋白含量 的總體均值不相等； 1不等于2步驟：在EXCEL中先輸入好數(shù)據(jù) 2.數(shù)據(jù)資料： 3.導(dǎo)入數(shù)據(jù)資料 4.數(shù)據(jù)分析（1）分組統(tǒng)計(jì)量表：樣本平均值樣本容量標(biāo)準(zhǔn)差均數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤通過(guò)兩種原料樣本含粗蛋白的均值比較，能否說(shuō)明花生餅含粗蛋白更多？5.解釋結(jié)果（2）獨(dú)立樣本檢驗(yàn)表：兩尾概率P值均值差置信區(qū)間均數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤方差相等的Levene檢驗(yàn)d值1.28對(duì)應(yīng)實(shí)踐中一個(gè)大的效應(yīng)，表明該企業(yè)的某食品生產(chǎn)線與國(guó)家規(guī)定的工作時(shí)間的差異基本上是1.28倍標(biāo)準(zhǔn)差。說(shuō)明花生餅的粗蛋白含量高于菜籽餅的粗蛋白含量。本研究效

10、應(yīng)量該食品企業(yè)的各個(gè)生產(chǎn)線（M=59，SD=7.15）每周工作時(shí)間顯著多于52小時(shí)的全國(guó)平均水平，t(15)=3.92，p0.05，d=0.98。例2 結(jié)果表達(dá)相依樣本t檢驗(yàn)?zāi)康模?檢驗(yàn)兩個(gè)組別中關(guān)于因變量均值是否存在顯著差異。資料滿足條件： 樣本所在的總體資料必須服從正態(tài)分布。例三電滲處理對(duì)草莓中Ca+含量的影響問(wèn)題？成對(duì)資料 將條件、性質(zhì)相同或相近的兩個(gè)供試單元配成一對(duì)，并設(shè)有多個(gè)配對(duì)，然后對(duì)每一配對(duì)的兩個(gè)供試單元分別隨機(jī)給予不同處理后得到的樣本資料（1）自身配對(duì)：即同一單元上處理前后對(duì)比（2）同源配對(duì)：處理?xiàng)l件不相近的兩個(gè)試驗(yàn)單元組 成對(duì)子，再分別對(duì)配對(duì)的兩個(gè)試驗(yàn)單元施以不 同的處理。特

11、點(diǎn)：兩個(gè)處理的數(shù)據(jù)不是相互獨(dú)立的，而是存在某種聯(lián)系為研究電滲處理對(duì)草莓果實(shí)中鈣離子含量的影響，選用10個(gè)草莓品種來(lái)進(jìn)行電滲處理與對(duì)照的對(duì)比試驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)下表。問(wèn)電滲處理對(duì)草莓鈣離子含量是否有影響。例3項(xiàng)目12345678910電滲處理（x1）/mg22.2323.4223.2521.3824.4522.4224.3721.7519.8222.56對(duì)照（x2）/mg18.0420.3219.6416.3821.3720.4318.4520.0417.3818.42差數(shù)d=（x1-x2）4.193.103.615.003.081.995.921.712.444.14測(cè)定出電滲處理和無(wú)處理對(duì)草莓Ca+

12、含量的影響是否顯著。 2.數(shù)據(jù)要求 具有相互聯(lián)系的 兩個(gè)組別的一個(gè) 自變量 一個(gè)連續(xù)因變量。1.分析該研究中的自變量是處理方式（電滲處理、無(wú)處理），因變量是草莓中Ca+含量題目分析：研究目的：spss執(zhí)行t檢驗(yàn)提出假設(shè)：（1）原假設(shè)H0：電滲處理和不處理對(duì)草莓 中Ca+含量的影響不大； 1=2（2）對(duì)立假設(shè)H1：電滲處理和不處理對(duì)草 莓中Ca+含量的影響顯著。 12步驟：在EXCEL中先輸入好數(shù)據(jù) 2.數(shù)據(jù)資料： 3.導(dǎo)入數(shù)據(jù)資料 4.數(shù)據(jù)分析（1）配對(duì)樣本統(tǒng)計(jì)量表：樣本平均值樣本容量標(biāo)準(zhǔn)差均數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤兩種處理的均值差異是否達(dá)到足以具有統(tǒng)計(jì)顯著性？5.解釋結(jié)果（2）配對(duì)樣本相關(guān)性樣本容量相關(guān)性兩

13、尾概率P值（3）配對(duì)樣本檢驗(yàn)：兩尾概率P值均值差置信區(qū)間標(biāo)準(zhǔn)差均數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤（2）獨(dú)立樣本檢驗(yàn)表：兩尾概率P值均值差置信區(qū)間均數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤方差相等的Levene檢驗(yàn)d=2.64值對(duì)應(yīng)實(shí)踐中一個(gè)大的效應(yīng)，表明該企業(yè)的某食品生產(chǎn)線與國(guó)家規(guī)定的工作時(shí)間的差異基本上是2.64倍標(biāo)準(zhǔn)差。說(shuō)明電滲處理能顯著提高草莓果實(shí)鈣離子含量。本研究效應(yīng)量 電滲處理草莓后鈣離子含量（M=22.57，SD=1.40）顯著高于不做處理的樣本（M=19.05，SD=1.56），t(20)=8.36，p0.05，d=2.64。例3 結(jié)果表達(dá)SPSS軟件在方差分析中的應(yīng)用介紹【2】且學(xué)方差分析起源Ronald Fisher（189019

14、62），生于倫敦，卒于 Adleaide（澳洲）。英國(guó)統(tǒng)計(jì)與遺傳學(xué)家，現(xiàn)代統(tǒng)計(jì)科學(xué)的奠基人之一，并對(duì)達(dá)爾文演化論作了基礎(chǔ)澄清的工作。 方差分析(Analysis of Variance，簡(jiǎn)稱ANOVA)，又稱“變異數(shù)分析”或“F檢驗(yàn)”，是發(fā)明的，用于兩個(gè)及兩個(gè)以上樣本均數(shù)差別的顯著性檢驗(yàn)。方差分析簡(jiǎn)介方差分析法是一種在若干能互相比較的資料組中，把產(chǎn)生變異的原因加以區(qū)分開(kāi)來(lái)的方法與技術(shù)。其基本思想是把整個(gè)試驗(yàn)（k個(gè)樣本，每個(gè)樣本接受一種不同的處理）資料作為一個(gè)整體來(lái)考慮，把整個(gè)試驗(yàn)中所產(chǎn)生的總變異按照變異來(lái)源分解成相應(yīng)于各個(gè)因素的變異，并構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量F，實(shí)現(xiàn)對(duì)各個(gè)樣本所屬總體均值是否相等的推斷。方

15、差分析簡(jiǎn)介其最大的功用如下：a.能將引起變異的多種因素的各自作用一一剖析出來(lái)，做出量的估計(jì)，進(jìn)而辨明哪些因素是起主要作用的，哪些因素是起次要作用的；b.能充分利用資料所提供的信息將試驗(yàn)中由于偶然因素造成的隨機(jī)誤差無(wú)偏的估計(jì)出來(lái)，從而大大提高了對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果分析的精確性，為統(tǒng)計(jì)假設(shè)試驗(yàn)的可靠性提供了科學(xué)的理論依據(jù)。方差分析的總前提效應(yīng)的可加性分布的正態(tài)性方差的同質(zhì)性效應(yīng)的可加性方差分析是建立在線性可加模型的基礎(chǔ)上的。以單項(xiàng)分組各處理重復(fù)數(shù)相等的試驗(yàn)資料為例：分布的正態(tài)性指所有實(shí)驗(yàn)誤差都是隨機(jī)的，彼此獨(dú)立的，并且服從正態(tài)分布N（0，2）。因?yàn)榉讲罘治鲋卸鄻颖镜腇檢驗(yàn)是假定k個(gè)樣本是從k個(gè)正態(tài)總體中隨即

16、抽取的，所以從總體上考慮只有所分析的資料滿足正態(tài)性要求才能進(jìn)行正確的F檢驗(yàn)。正態(tài)分布圖方差的同質(zhì)性所有試驗(yàn)處理必須具有共同的誤差方差，即方差的同質(zhì)性。因?yàn)榉讲罘治鲋姓`差方差是將各處理的誤差合并而得到的，故而必須假定資料中各處理有一個(gè)共同的誤差方差存在，這個(gè)誤差也要服從正態(tài)分布。方差的同質(zhì)性如果方差異質(zhì)，則沒(méi)有理由將處理內(nèi)各誤差方差的合并方差作為檢驗(yàn)各處理差異顯著性的公用的誤差方差，這樣做在假設(shè)檢驗(yàn)中必然會(huì)使某些處理的效應(yīng)得不到正確的反映。方差分析的基本公式SPSSSPSS中常用的方差分析類型單項(xiàng)分組資料的方差分析一維組間方差分析兩項(xiàng)分組資料的方差分析二維組間方差分析一維組內(nèi)方差分析組間組內(nèi)方差

17、分析單項(xiàng)分組資料的方差分析單項(xiàng)分組資料是指利用完全隨機(jī)設(shè)計(jì)，觀測(cè)值僅按一個(gè)方向的單因素試驗(yàn)資料。按照所研究試驗(yàn)因素的多少，可以分為單因素、兩因素和多因素試驗(yàn)資料的方差分析。根據(jù)處理內(nèi)重復(fù)數(shù)相等與否又分為各處理重復(fù)數(shù)相等與重復(fù)數(shù)不相等兩種情況。兩項(xiàng)分組資料的方差分析由于單因素試驗(yàn)只能解決一個(gè)因素個(gè)水平間的比較問(wèn)題，但是影響某項(xiàng)試驗(yàn)指標(biāo)的因素往往是多方面的。設(shè)某實(shí)驗(yàn)需考察A、B兩個(gè)因素，A因素分成a個(gè)水平，B因素分成b個(gè)水平。若A因素的每個(gè)水平與B因素的每個(gè)水平均衡交叉搭配則形成了ab個(gè)水平組合即處理，那么實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)也將按兩因素交叉分組。這種實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)資料稱為兩項(xiàng)分組資料，也叫做交叉分組資料。一維組間

18、方差分析在一維組間方差分析中，自變量是組間因素，每個(gè)觀測(cè)值都僅得到因素的一個(gè)水平。例一：用四種不同方法對(duì)某食品樣品中的汞進(jìn)行測(cè)定，每種方法測(cè)定五次，結(jié)果如表所示。試問(wèn)這四種方法測(cè)定結(jié)果有無(wú)顯著性差異。一維組間方差分析的假定觀測(cè)是獨(dú)立的該假定是指你的試驗(yàn)中的觀測(cè)值不會(huì)以任何方式相互影響。如果違反了獨(dú)立性假定，那么就不應(yīng)再用組間方差分析，因?yàn)檫`反這一假定將嚴(yán)重影響方差分析檢驗(yàn)的準(zhǔn)確度。一維組間方差分析的假定每組因變量的總體服從正態(tài)分布該假定意味著試驗(yàn)中的每一組應(yīng)當(dāng)服從正態(tài)分布。但是對(duì)于中等到較大的樣本容量對(duì)方差分析的精確性影響影響不大。一維組間方差分析的假定每組的總體方差相等違反這一假定將會(huì)影響到

19、方差分析的準(zhǔn)確度，特別是當(dāng)各組的樣本量不相等時(shí)。SPSS中的Levene檢驗(yàn)用來(lái)檢驗(yàn)總體方差是否相等，如果方差不相等，將會(huì)選擇另一種檢驗(yàn)方法來(lái)檢驗(yàn)。方差齊性檢驗(yàn)方差齊性檢驗(yàn)用以檢驗(yàn)各組的方差是否相等，它是組間方差分析的一個(gè)假設(shè)。SPSS使用Levene建立的程序來(lái)檢驗(yàn)方差齊性的假設(shè)。Levene結(jié)果決策結(jié)論P(yáng)0.05不拒絕H0總體方差相等P 0.05拒絕H0總體方差不相等原假設(shè)和對(duì)立假設(shè)例一的原假設(shè)為：H0：A=B=C=DH1:其中至少有一個(gè)均值與其它均值不同。一維組間方差分析對(duì)各組的總體平均值相等的原假設(shè)進(jìn)行了檢驗(yàn)。如果檢驗(yàn)產(chǎn)生的結(jié)果在原假設(shè)正確時(shí)看起來(lái)不可能（指發(fā)生的可能性小于5%），那么

20、拒絕原假設(shè)。如果檢驗(yàn)產(chǎn)生的結(jié)果在原假設(shè)正確時(shí)看起來(lái)正確（發(fā)生的可能性大于5%），那么不拒絕原假設(shè)。研究問(wèn)題例一中研究的最基本問(wèn)題是：“四種方法對(duì)水中汞的測(cè)定是否有顯著性差異”在SPSS中輸入數(shù)據(jù)及分析在SPSS中輸入數(shù)據(jù)及分析在SPSS中輸入數(shù)據(jù)及分析Levene檢驗(yàn)，用于檢驗(yàn)各組總體方差是否相等。在SPSS中輸入數(shù)據(jù)及分析總體平均值是否相等檢驗(yàn)中的p-值。由于p小于0.05，表示四種方法均值相等的原假設(shè)被拒絕。在SPSS中輸入數(shù)據(jù)及分析兩兩比較的顯著性檢驗(yàn)，小于0.05即顯著。在SPSS中輸入數(shù)據(jù)及分析因?yàn)榉椒?、3與2、4不在同一列，所以1、3顯著不同于2、4。效應(yīng)量ANOVA中的效應(yīng)量通

21、常使用2度量，其中：科恩約定小中大的效應(yīng)量的2值分別對(duì)應(yīng)著0.01,0.06和0.14。效應(yīng)量可以用因變量的方差被自變量解釋的百分比的方式來(lái)表示。APA格式的結(jié)果表達(dá)APA： American Psychological Association。是一被廣泛接受的研究論文撰寫格式，特別針對(duì)社社會(huì)科學(xué)域的研究，規(guī)范學(xué)術(shù)文獻(xiàn)的引用和參考文獻(xiàn)的撰寫方法，以及表格、圖表、注腳和附錄的編排方式在寫結(jié)果時(shí)，除了報(bào)告三個(gè)策略組的均值和標(biāo)準(zhǔn)差（如果需要均值和標(biāo)準(zhǔn)差可以單獨(dú)成一張表），還要報(bào)告一維組間方差分析的假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)論、自由度（df）、F值、P-值和效應(yīng)量。在SPSS中執(zhí)行一維組間方差分析的步驟數(shù)據(jù)的輸入和

22、分析1.在SPSS中生成兩個(gè)變量（自變量、因變量）2.輸入數(shù)據(jù)3.為自變量建立變量標(biāo)簽4.選擇AnalyzeComputer MeansOne-way ANOVA5.將因變量移動(dòng)到Dependent List框中，將自變量移動(dòng)到Factor框中。6.點(diǎn)擊Option，選擇Descriptive和Homogeneous Of Variance Test，點(diǎn)擊Continue7.點(diǎn)擊Post Hoc，選擇Turkey，點(diǎn)擊Continue8.點(diǎn)擊OK在SPSS中執(zhí)行一維組間方差分析的步驟結(jié)果解釋1.檢驗(yàn)方差齊性的Levene檢驗(yàn)a.如果Levene檢驗(yàn)中P0.05，總體方差相等。繼續(xù)ANOVA F

23、檢驗(yàn)。如果顯著，解釋Turkey事后程序的結(jié)果。如果不顯著，則立即停止。寫出組間無(wú)顯著性差異的結(jié)果b.如果Levene檢驗(yàn)中P0.05，總體方差不等。選擇Brown-Forsythe或者Welch程序來(lái)重新分析，并通過(guò)點(diǎn)擊“Post Hoc”選擇其中一個(gè)不假設(shè)組間方差相等的事后檢驗(yàn)，這些檢驗(yàn)不需要方差齊性假設(shè)。在SPSS中執(zhí)行一維組間方差分析的步驟如果全部檢驗(yàn)顯著，解釋最后程序給出的結(jié)果。如果全部檢驗(yàn)不顯著，停止。寫出組間無(wú)顯著差異。二維組間方差分析應(yīng)用于兩個(gè)變量估計(jì)一個(gè)連續(xù)因變量的情況。在二維組間方差分析中，兩個(gè)變量都是包含兩個(gè)或更多水平的組間因素，這里每個(gè)變量只能接受每個(gè)因素的一個(gè)水平。例

24、二：在紅棗帶肉果汁穩(wěn)定性研究中，研究原輔料配比及時(shí)間對(duì)帶肉果汁穩(wěn)定性的影響，測(cè)定指標(biāo)為自然分層率（%）。實(shí)驗(yàn)結(jié)果按兩項(xiàng)分組整理，見(jiàn)下表。試分析配比及時(shí)間對(duì)果汁穩(wěn)定性的影響。二維組間方差分析的假定觀測(cè)是獨(dú)立的違反獨(dú)立性假定會(huì)嚴(yán)重影響方差分析結(jié)果的準(zhǔn)確性。該假定是指你的試驗(yàn)中的觀測(cè)值不會(huì)以任何方式相互影響。如果我們有理由相信已經(jīng)違反了獨(dú)立性假定，那么就不應(yīng)再用組間方差分析。 二維組間方差分析的假定每個(gè)單元的因變量總體服從正態(tài)分布該假定意味著試驗(yàn)中的每一組應(yīng)當(dāng)服從正態(tài)分布。但是對(duì)于中等到較大的樣本容量對(duì)方差分析的精確性影響影響不大。二維組間方差分析的假定每個(gè)單元的總體方差相等這個(gè)假定意味著每個(gè)單元的

25、總體方差應(yīng)該相等。違反方差齊性假定會(huì)影響方差分析結(jié)果的準(zhǔn)確性，特別是當(dāng)每組的樣本量不相等時(shí)。對(duì)SPSS中的Levene檢驗(yàn)結(jié)果的解釋滿足了這個(gè)假定。二維組間方差分析的目標(biāo)和數(shù)據(jù)要求目標(biāo)數(shù)據(jù)要求例二1.檢驗(yàn)主效應(yīng)時(shí)間對(duì)果汁穩(wěn)定性的影響；配比對(duì)果汁穩(wěn)定性的影響。自變量?jī)蓚€(gè)及以上水平的組間因素自變量時(shí)間;配比2.檢驗(yàn)交互效應(yīng)時(shí)間對(duì)果汁穩(wěn)定性的影響依賴于配比嗎？因變量連續(xù)因變量果汁的穩(wěn)定性原假設(shè)和對(duì)立假設(shè)在二維組間方差分析中將檢驗(yàn)三個(gè)不同的原假設(shè)。一個(gè)原假設(shè)用被用來(lái)檢驗(yàn)每個(gè)自變量（主效應(yīng)檢驗(yàn)），一個(gè)原假設(shè)用來(lái)檢驗(yàn)兩個(gè)自變量的混合效應(yīng)（交互效應(yīng)檢驗(yàn)）。例二的假設(shè)描述如下：假設(shè)一：不同時(shí)間對(duì)果汁穩(wěn)定性的影

26、響在總體上一樣：H0:1=2備擇假設(shè)為：HA:12假設(shè)二：不同配比對(duì)果汁的穩(wěn)定性的影響在總體上一樣：H0：1=2備擇假設(shè)為： HA:12假設(shè)三：配比和時(shí)間交互效應(yīng)的檢驗(yàn)原假設(shè)：H0沒(méi)有配比時(shí)間的交互效應(yīng)備擇假設(shè)：HA：有配比時(shí)間的交互效應(yīng)原本假設(shè)的評(píng)價(jià)二維組間方差分析對(duì)上面的上那個(gè)原假設(shè)正確時(shí)看起來(lái) 不可能（結(jié)果發(fā)生的可能性5%），那么拒絕原假設(shè)。如果檢驗(yàn)產(chǎn)生的結(jié)果在原假設(shè)正確時(shí)看起來(lái)正確（結(jié)果發(fā)生的可能性5%），那么不拒絕原假設(shè)。研究問(wèn)題在二維方差分析研究中基本的問(wèn)題已也可以用研究問(wèn)的方式表示。對(duì)于時(shí)間 “不同的時(shí)間下對(duì)果汁的穩(wěn)定性是否相同”對(duì)于配比 “不同的配比下對(duì)果汁的穩(wěn)定性是否相同”對(duì)

27、于時(shí)間和配比的交互作用 “時(shí)間對(duì)果汁的穩(wěn)定性的影響是否依賴于配比”在SPSS中輸入數(shù)據(jù)及分析在SPSS中輸入數(shù)據(jù)及分析在SPSS中輸入數(shù)據(jù)及分析在SPSS中輸入數(shù)據(jù)及分析在SPSS中輸入數(shù)據(jù)及分析方差齊性檢驗(yàn)的p-值，方差分析中的一個(gè)假設(shè)，由于大于0.05，認(rèn)為四個(gè)單元組的方差一致。我們需要的三個(gè)檢驗(yàn)，由于小于0.05，所以說(shuō)這三個(gè)檢驗(yàn)是顯著的。在SPSS中輸入數(shù)據(jù)及分析在SPSS中輸入數(shù)據(jù)及分析在4:6時(shí)配比和時(shí)間之間有2.50分得差異在3:7時(shí)配比和時(shí)間之間有16.67分得差異在SPSS中輸入數(shù)據(jù)及分析當(dāng)交互作用顯著時(shí)分析主效應(yīng)當(dāng)交互效應(yīng)是顯著時(shí)，顯著的主效應(yīng)可能被誤解（取決于結(jié)果的性質(zhì)）

28、，因此應(yīng)當(dāng)小心理解結(jié)果。簡(jiǎn)單效應(yīng) 當(dāng)出現(xiàn)顯著的交互效應(yīng)時(shí)，接下來(lái)可能使用簡(jiǎn)單效應(yīng)分析進(jìn)行進(jìn)一步的效應(yīng)檢驗(yàn)。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析是在其他因素處于某個(gè)單一水平時(shí)比較一個(gè)因素的效應(yīng)。簡(jiǎn)單效應(yīng)可以在SPSS中使用LMATRIX命令來(lái)執(zhí)行，或者對(duì)感興趣的檢驗(yàn)進(jìn)行對(duì)立樣本的T檢驗(yàn)。效應(yīng)量二維組間方差分析的效應(yīng)量通常使用偏2度量。為計(jì)算偏2，使用Tests of Between-Subjects Effects表中的平方和（SS）（在輸出結(jié)果中以Type Sum of Squares形式表示）。偏2的計(jì)算公式如下：偏2的取值范圍為01，偏2的值越大，表示因變量的方差被效應(yīng)解釋的越多。APA格式的結(jié)果表達(dá)在寫結(jié)果時(shí)，

29、除了報(bào)告三個(gè)策略組的均值和標(biāo)準(zhǔn)差（如果需要均值和標(biāo)準(zhǔn)差可以單獨(dú)成一張表），還要報(bào)告一維組間方差分析的假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)論、自由度（df）、F值、P-值和效應(yīng)量。如果交互效應(yīng)顯著，通常還需要提供一個(gè)條形圖或者輪廓圖。在SPSS中執(zhí)行二維組間方差分析的步驟摘要數(shù)據(jù)的輸入和分析1.在SPSS中生成兩個(gè)變量（自變量、因變量）2.輸入數(shù)據(jù)3.為自變量建立變量標(biāo)簽4.選擇AnalyzeGeneral Linear ModelUnivariate.5.將因變量移動(dòng)到Dependent List框中，將自變量移動(dòng)到Fix Factor框中。6.點(diǎn)擊Option，把因素和交互效應(yīng)移到Display Means for

30、框中。選擇Descriptive，Estimates of Effect size,Homogeneous Of Variance Test，點(diǎn)擊Continue7.點(diǎn)擊Plots,把有最大水平數(shù)的因素移到Horizontal Axis框中，其它因素移到Separate Lines框中。點(diǎn)擊Add,點(diǎn)擊Continue(可以生成一個(gè)條形圖)8.如果那個(gè)因素有三個(gè)或者三個(gè)以上的水平，點(diǎn)擊Post Hoc，把這個(gè)變量移到Post Hoc for框中。選擇Turkey，點(diǎn)擊Continue8.點(diǎn)擊OK在SPSS中執(zhí)行二維組間方差分析的步驟摘要結(jié)果解釋：1.檢驗(yàn)誤差方差相等的Levene檢驗(yàn)結(jié)果a.如

31、果Levene檢驗(yàn)中P0.05，總體方差相等。解釋ANOVA 結(jié)果解釋每個(gè)因素的結(jié)果，指出有兩個(gè)水平的顯著效應(yīng)的差異的本質(zhì)。對(duì)于有三個(gè)及三個(gè)以上水平的顯著主效應(yīng)，解釋Turkey事后程序的結(jié)果。如果交互效應(yīng)顯著，描述這兩個(gè)變量關(guān)系的本質(zhì)。b.如果Levene檢驗(yàn)中P0.05，方差相等假設(shè)被拒絕。SPSS沒(méi)有一個(gè)容許方差不相等的二位方差分析，但如果樣本量相等或者近似相等，可以考慮運(yùn)行普通的二維方差分析。如果樣本量的差異是中等到較大，則可以考慮兩個(gè)獨(dú)立的一維方差分析或者是t檢驗(yàn)。對(duì)于三個(gè)或更多水平以及方差相等的因素，在運(yùn)行普通的一維方差分析后進(jìn)行Tukey檢驗(yàn)。在SPSS中執(zhí)行二維組間方差分析的步

32、驟摘要對(duì)于有兩個(gè)水平的顯著因素，在Group Statistics 表中檢查均值來(lái)描述組間差異的本質(zhì)。對(duì)于三個(gè)或更多水平的因素，對(duì)感興趣的因素解釋事后程序的結(jié)果。對(duì)于不顯著的因素，不要描述任何組間均值差異。直接寫出對(duì)感興趣的因素組間沒(méi)有明顯不同的結(jié)果。一維組內(nèi)方差分析一維組內(nèi)方差分析應(yīng)用于一個(gè)自變量估計(jì)一個(gè)連續(xù)因變量的情況。在一維組內(nèi)方差分析中，自變量是一個(gè)包含兩個(gè)或者更多水平的組內(nèi)因素，而且每個(gè)參與者接受自變量的所有水平。例三：采用氣調(diào)技術(shù)對(duì)牛肉進(jìn)行保藏，研究氣調(diào)是否會(huì)對(duì)牛肉中含水量的含量產(chǎn)生影響。對(duì)16塊牛肉進(jìn)行保藏（4周）試驗(yàn)，在樣品入庫(kù)時(shí)，保藏至第2周時(shí)和第4周出庫(kù)時(shí)的含水量進(jìn)行測(cè)定，

33、記過(guò)如下表所示。分析氣調(diào)是否會(huì)對(duì)肉的含水量產(chǎn)生影響。一維組內(nèi)方差分析的假定觀測(cè)是獨(dú)立的違反該假定會(huì)嚴(yán)重影響組內(nèi)方差分析結(jié)果的準(zhǔn)確性。如果我們有理由相信已經(jīng)違反了獨(dú)立性假定，那么不能使用組內(nèi)方差分析。一維組內(nèi)方差分析的假定在自變量每個(gè)水平上的因變量總體服從正態(tài)分布這個(gè)假定意味著社交能力對(duì)于每個(gè)研究的單元在總體上要服從正態(tài)分布。但是，對(duì)于中等和較大的樣本量，絕大部分的非正態(tài)分布對(duì)于方差分析檢驗(yàn)的結(jié)果的精確性沒(méi)有多少影響。一維組內(nèi)方差分析的假定球形假定球形假定要求組內(nèi)因素的所有配對(duì)水平上的差值得分的總體方差都是相等的。違反這個(gè)假定將影響方差分析的精確性，導(dǎo)致原假設(shè)較多的被拒絕。使用一個(gè)替代方法適用于

34、球形存在的情況，這強(qiáng)調(diào)了對(duì)這個(gè)假定的違反。由于多元方差分析不需要球形假定，這是一個(gè)可行的選擇。一維組內(nèi)方差分析的目標(biāo)和數(shù)據(jù)要求目標(biāo)數(shù)據(jù)要求例子檢驗(yàn)兩個(gè)及更多相關(guān)組的均值關(guān)于同一個(gè)因變量是否差異顯著自變量：有兩個(gè)及更多水平組內(nèi)因素因變量：連續(xù)變量自變量：時(shí)間（開(kāi)始，2周，結(jié)束）因變量：含水量的變化原假設(shè)和對(duì)立假設(shè)原假設(shè)指出在各個(gè)時(shí)刻的下牛肉含水量在總體上是一樣的：H0：之前=2周=之后為了說(shuō)明原假設(shè)是錯(cuò)誤的，沒(méi)必要指出這三個(gè)均值之間是互不相同的，只要說(shuō)明原假設(shè)在某一點(diǎn)是錯(cuò)誤的。因此，與產(chǎn)生原假設(shè)錯(cuò)誤的所有可能的方式，不如找一個(gè)不同即可。HA：至少有一個(gè)均值與其他兩個(gè)均值不同 一維組內(nèi)方差分析對(duì)三

35、次總體均值是一致的原假設(shè)進(jìn)行了檢驗(yàn)。如果檢驗(yàn)產(chǎn)生的結(jié)果在原假設(shè)正確時(shí)看起來(lái)不可能（結(jié)果發(fā)生的可能性小于5%），那么拒絕原假設(shè)。如果檢驗(yàn)產(chǎn)生的結(jié)果在原假設(shè)正確時(shí)看起來(lái)正確(結(jié)果發(fā)生的可能性大于5%)，那么不拒絕原假設(shè)。研究問(wèn)題在研究基本的問(wèn)題也可以用研究問(wèn)題的方式表示： “在4周的貯藏試驗(yàn)中，前中后三個(gè)階段對(duì)牛肉的水分含量變化的影響有差異嗎？”在SPSS中輸入數(shù)據(jù)及分析在SPSS中輸入數(shù)據(jù)及分析在SPSS中輸入數(shù)據(jù)及分析在SPSS中輸入數(shù)據(jù)及分析在SPSS中輸入數(shù)據(jù)及分析四種不同的多變量檢驗(yàn)在SPSS中輸入數(shù)據(jù)及分析球形檢驗(yàn)使用球形檢驗(yàn)和別的三種方法檢驗(yàn)的得到的值一致。在SPSS中輸入數(shù)據(jù)及分析

36、組間因素在SPSS中輸入數(shù)據(jù)及分析估計(jì)邊界均值在SPSS中輸入數(shù)據(jù)及分析由上表得出的結(jié)論可知這三個(gè)效應(yīng)是顯著的。然而由于獨(dú)立假設(shè)不明確，僅僅說(shuō)明均值在某些程度上不一致，需要進(jìn)一步檢驗(yàn)來(lái)確定哪一個(gè)時(shí)刻顯著不同于其他時(shí)刻。對(duì)于組內(nèi)方差分析，所有的配對(duì)比較將使用相依樣本的T檢驗(yàn)。效應(yīng)量二維組間方差分析的效應(yīng)量通常使用偏2度量。為計(jì)算偏2，使用Tests of Between-Subjects Effects表中的平方和（SS）（在輸出結(jié)果中以Type Sum of Squares形式表示）。偏2的計(jì)算公式如下：偏2的值越大，表示因變量的方差被效應(yīng)解釋的越多。APA格式的結(jié)果表達(dá)在寫結(jié)果時(shí)，除了報(bào)告三

37、個(gè)策略組的均值和標(biāo)準(zhǔn)差（如果需要均值和標(biāo)準(zhǔn)差可以單獨(dú)成一張表），還要報(bào)告一維組間方差分析的假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)論、自由度（df）、F值、P-值和效應(yīng)量。在SPSS中執(zhí)行一維組內(nèi)方差分析的步驟摘要數(shù)據(jù)的輸入和分析1.在SPSS中生成兩個(gè)變量（自變量、因變量）2.輸入數(shù)據(jù)3.為自變量建立變量標(biāo)簽4.選擇AnalyzeGeneral Linear ModelRepeated Measure.5.在Within-Subject Factor Name中輸入組內(nèi)因素的名稱，然后在Number of Levels框中輸入水平數(shù)。點(diǎn)擊Define。6.將變量（組內(nèi)因素的說(shuō)有水平）移動(dòng)到Within-Subject

38、Factor Name框中。7.點(diǎn)擊Option，把因素和交互效應(yīng)移到Display Means for框中。選擇Descriptive，Estimates of Effect 點(diǎn)擊Continue8.點(diǎn)擊OK在SPSS中執(zhí)行一維組內(nèi)方差分析的步驟摘要結(jié)果解釋通過(guò)對(duì)Greenhouse-Geisser下或者在Sphericity Assumed行中的p-值進(jìn)行檢查來(lái)解釋整個(gè)方差分析結(jié)果（如果與手算結(jié)果進(jìn)行比較，可以使用球形假設(shè)值）。a.如果方差分析是顯著的（p0.05），對(duì)所有的配對(duì)比較執(zhí)行獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)。在值等于0.05除以配對(duì)比較檢驗(yàn)的數(shù)量下每一個(gè)進(jìn)一步的T檢驗(yàn)進(jìn)行評(píng)價(jià)。在你寫出的結(jié)果中包

39、括總體方差分析和獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)的結(jié)果。b.如果方差分析是不顯著的（ p0.05 ），則立即停止（不要進(jìn)行T檢驗(yàn)）。寫出結(jié)果表明這些組之間沒(méi)有顯著差異。組間組內(nèi)方差分析組間組內(nèi)方差分析應(yīng)用于兩個(gè)自變量估計(jì)一個(gè)感興趣的因變量的情況。在組間組內(nèi)方差分析中，其中一個(gè)自變量是組間因素，另一個(gè)自變量是組內(nèi)因素。組間因素包含兩個(gè)或者更多的水平，每個(gè)參與者只接受處理一個(gè)水平。組內(nèi)因素也包含兩個(gè)或者更多水平，每個(gè)參與者接受處理的所有水平。例四：采用氣調(diào)技術(shù)對(duì)牛肉進(jìn)行保藏，研究氣調(diào)是否會(huì)對(duì)牛肉中含水量的含量產(chǎn)生影響。運(yùn)用兩種不同的氣體比例（A和B）對(duì)16塊牛肉進(jìn)行保藏（4周）試驗(yàn)，在樣品入庫(kù)時(shí)，保藏2周時(shí)和第4周

40、出庫(kù)時(shí)的含水量進(jìn)行測(cè)定，記過(guò)如下表所示。試兩種不同的氣體比例是否會(huì)對(duì)水分含量產(chǎn)生影響。組間組內(nèi)方差分析的假定組內(nèi)的觀測(cè)是獨(dú)立的違反了該假定會(huì)嚴(yán)重影響組間組內(nèi)方差分析結(jié)果的準(zhǔn)確性。如果我們有理由相信已經(jīng)違反了獨(dú)立性假定，那么不能使用組間組內(nèi)方差分析。組間組內(nèi)方差分析的假定正態(tài)這個(gè)假定意味著：A.對(duì)于每組內(nèi)因素的各個(gè)水平，因變量總體服從正態(tài)分布B.對(duì)于組間因素的每個(gè)水平，組建的平均得分應(yīng)該服從正態(tài)分布。組間組內(nèi)方差分析的假定方差的齊性這個(gè)假定意味著組間因素的每個(gè)水平上的總體方差相等。 組間組內(nèi)方差分析的假定球形假定球形假定要求組內(nèi)因素的所有配對(duì)水平上的差值得分的總體方差是相等的。違反了這個(gè)假定將影響方差分析檢驗(yàn)的精確性。組間組內(nèi)方差分析的目標(biāo)和數(shù)據(jù)要求目標(biāo)數(shù)據(jù)要求例子檢驗(yàn)主效應(yīng)兩種不同的氣體比例下貯藏對(duì)牛肉中水分含量的影響有差異嗎？在開(kāi)始，2周，結(jié)束后的牛肉中水分含量有差異嗎？自變量一個(gè)組間因素（有兩個(gè)或者更多水平）一個(gè)組內(nèi)因素（有兩個(gè)或更多水平）自變量?jī)煞N氣體比例時(shí)間檢驗(yàn)交互效應(yīng)氣體比例（A和B）的影響依賴于時(shí)間（開(kāi)始，2周，結(jié)束后）嗎？因變量連續(xù)因變量含水量變化原假設(shè)和對(duì)立假設(shè)一維組間組內(nèi)方差分析中使用了三個(gè)不同的原假設(shè)。一個(gè)原假設(shè)用來(lái)檢驗(yàn)每個(gè)自變量（主效應(yīng)檢驗(yàn)），一個(gè)原假設(shè)用來(lái)檢驗(yàn)兩個(gè)自變量的混合效應(yīng)（交互效應(yīng)檢驗(yàn)