SPSS數(shù)據(jù)分析題目軟件操作步驟

【1】11瓶罐頭的凈重〔g〕分別為450，450，500，500，500，550，550，550，600，600，650，計算平均數(shù)，方差，標準差?！?】例4-5海關抽檢出口罐頭質量，覺察有脹聽現(xiàn)象，隨機抽取了6個樣品，同時隨機抽取6個正常罐頭樣品測定其SO2含量，測定結果見表4-3。試分析兩種罐頭的SO2含量有無差異。表4-3正常罐頭與特別罐頭SO2含量測定結果Excel:SPSS:【例4-6】 現(xiàn)有兩種茶多糖提取工藝，分別從兩種工藝中各取1個隨機樣原來測定其粗提物中的茶多糖含量，結果見表4-4。問兩種工藝的粗提物中茶多糖含量有無差異？表4-4兩種工藝粗提物中茶多糖含量測定結果I表(T)?I表(T)?VAROOOOIVAROOO022比較均値(M)?27.52277828.03111111222220EIW)...一般線性模出G)? IS單樣本T^(S)...廣義線性模型?09?28.8828.7527.9429.3228.15凰獨立樣本I檢驗(T)???58配對樣本T(E)…何單9)?因耒ANOVA...回歸遲)?對數(shù)線性模型(Q)?神疑網(wǎng)塔?28.0028.5829.00分類(E)?降維fi?(S)奔參數(shù)栓驗迥)???【例4-8】為爭論電滲處理對草莓果實中的鈣離子含量的影響，選用10個草莓品種進展電滲處理與比照處理比照試驗，結果見表4-5。問電滲處理對草莓鈣離子含量是否有影響？本例因每個品種實施了一對處理，試驗資料為成對資料。表4-5電滲處理對草莓鈣離子含量的影響SPSS：例5-1】以淀粉為原料生產(chǎn)葡萄糖過程中，殘留的很多糖蜜可用于醬色生產(chǎn)。生產(chǎn)醬色之前應盡可能徹底除雜，以保證醬色質量。今選用5中除雜方法，每種方法做4次試驗，試驗結果見表5-2，試分析不同除雜方法的除雜效果有無差異？除雜童除雜童25.60處理水平121.20?5?24.40125.00125.90127.80227.00227.00228.00227.0032770327.50325.90329.00427.30427.50429.90420.60521.20522.005(0序(LD(Q)槍告?2?F做T)RFM分折????VAROOO05reΓι酸價4r∩1M均做妙???1一股線It模型(??廣義線性橫型?眠合復型Gg9)0<3(R)???t單/水T檜峻(5…Λ越立推本I檢敝T)…α?紀對屆本T檢扯(曰…ξ單≡^;ANOVA...Vr‰√111J.11艸綸網(wǎng)絡?分類(巳?晦堆∕S*(S)非移數(shù)檜臉(吵???-.■H1.201.4011.701.90■2|2.0022■■.2.502推想(!)生存講數(shù)G)?SL^JS(U)???2.7021.8020.903蚩缺夾誼分折CO????.-1.003爹重歸因(D欣量投劇(⑨???1301.1033.1.9030RoC曲盤圖GO…??1.6031.5031.804????■2.0041.7042.104選擇兩兩比較，后按確定。0.00代表極顯著。除雜量alpha=0.0

的子集處理水平 N

1 2 3 4TukeyTukeyHSDa5421.25001425.225034244顯著性41.0001.000Duncana5421.25001425.2250342444027.450028.4250.15327.025027.4500

27.450028.4250顯著性將顯示同類子集中的組均值。a.4.000。

1.000 1.000

.107同列表示相互不顯著區(qū)分，不同列表示相互顯著區(qū)分，

1-a，2-b例5-3】在食品質量檢查中，對4種不同品牌臘肉的酸價進展了隨機抽樣檢測，結果見表5-16，試分析4種不同品牌臘肉的酸價指標有無差異。(0序(LD(Q)槍告?2?F做T)RFM分折????VAROOO05reΓι酸價4r∩1M均做妙???1一股線It模型(??廣義線性橫型?眠合復型Gg9)0<3(R)???t單/水T檜峻(5…Λ越立推本I檢敝T)…α?紀對屆本T檢扯(曰…ξ單≡^;ANOVA...Vr‰√111J.11艸綸網(wǎng)絡?分類(巳?晦堆∕S*(S)非移數(shù)檜臉(吵???-.■H1.201.4011.701.90■2|2.0022■■.2.502推想(!)生存講數(shù)G)?SL^JS(U)???2.7021.8020.903蚩缺夾誼分折CO????.-1.003爹重歸因(D欣量投劇(⑨???1301.1033.1.9030RoC曲盤圖GO…??1.6031.5031.804????■2.0041.7042.104同上差異極顯著臘肉酸價alpha=0.05的子集a,,bHSDa,,bDuncan

a,,Tukey品牌N12品牌N123371.3286181.48751.4875471.97141.9714262.1000顯著性.842.083.908371.3286181.4875471.9714262.1000將顯示同類子集中的組均值。6.928。組大小不相等。將使用組大小的調和均值。將不保證I類錯誤級別同列表示相互不顯著區(qū)分，不同列表示相互顯著區(qū)分，1-a，

2-b【例5-4】某廠現(xiàn)有化驗員3人，擔當該廠牛奶酸度〔°T〕的檢驗。每天從牛奶中抽樣一次進展檢驗，連續(xù)10天的檢驗分析結果見表5-22。試分析3名化驗員的化驗技術有無差異，以及每天的原料牛奶酸度有無差異〔穎牛奶的酸度不超過20°T〕11.6011.6011.46239912.68110126512.94231010分折(Δ)分折(Δ)(0實甲段序QD附加內春(Q)=Sc悵告Ia述統(tǒng)計?I薇DRFM分折It跋均桓Q￠1)“VAROOOOG?1賭肉酸傷一嚴復性模型(①I?2型尼臺復型(Q^*(U)?..i?*(R)...相關&)1.krTF卷慮分(Y‰?Ik顯著的因素進展多重比較子集B子集B天數(shù)N123456TukeyHSDa,,b12.676712.756713.096713.5767.1031.000a,,bDuncan12.676712.75675310.56002310.75339311.44331311.70003312.43004312.44008312.676710312.75676373Sig..885.634.3335310.56002310.75339311.44331311.70003312.43004312.44008312.676710366313.09677313.5767Sig..157.066.090.5491.0001.000已顯示同類子集中的組均值?；谟^測到的均值?！插e誤〕.026。3.000。Alpha=0.05。同列表示相互不顯著區(qū)分，不同列表示相互顯著區(qū)分，1-a，2-b。。。【例5-5】現(xiàn)有3種食品添加劑對3種不同配方蛋糕質量的影響試驗結果，試作方差分析9.001 3qfin A ASDx(D：今κπ夕勵］劑隨機BP(A):刪.?:

揣定樟型(gBf(A3∣ O因子與協(xié)喪昱(E)I”RTTN配方N12196.78297.677.67397.89Sig..061.815196.78297.67397.89蛋糕質量子集a,,bTukeyHSDa,,bDuncanSig.1.000蛋糕質量子集a,,bTukeyHSDa,,bDuncanSig.1.000.5489.000。Alpha=0.05。同列表示相互不顯著區(qū)分，不同列表示相互顯著區(qū) 1-a，2-b。。。別，第六章試驗號ABCD試驗號ABCD液化率％111110212221731333244212312522314762312287313218321318933214241134689878271466194725413.74.315.329.729.027.323.715.320.331.324.018.0K1K2K3k1k2k3極差R

15.3

27.0

8.7

14.3優(yōu)水平優(yōu)組合

BA2 3BA

B>A>D>CDC3 12B3C3D 1極差分析表水平ABCD113.6674.33315.33329.667229.00027.33323.66715.333320.33331.33324.00018.000Delt15.33327.0008.66714.333排秩2143處理號A處理號ABC空列試驗結果yi121〔50〕1126.254.974.547.535.545.511.410.98.951〔6.52〔7.0〕〕1〔2.02〔2.4〕〕3〔7.5〕3〔2.831342〔55〕 123522316231273〔58〕 13283213933216.4873 3.2436 7.830.113Minitab?正

(DSaS(Δ)

SCTt(S)

IMeD

(W)

(B)?^i+S(B)文件 巒

g

g9)

窗口 務助 彷助Qfia

昌

回歸(R)

Kl曷⑥①習闔IQα□≡殖齊rL II?/IC111kT—C\

°Lml包??L9(3**4)陣列結果：工作表3

方差分衍(A)DOE(E)S?≡(C)SfiTS(Q)可問生mυ多變星(M)

0＞單因垣??? A單因子(未堆逵存放)(U)-..陽雙因子(D???H分析兇??≡平衡方壘分析(￡)???

IW^(S)

完全嵌套方差分衍(￡)??(5因 ?(5CA

Inx,CC

?為平銜參元方差分析(!)??B /2— 4L 2

3B*JK(N)EDA(D

·:Y(R)???(￡)QD-til自由度區(qū)閆囹自由度A2B2C誤合822S=O643765SeqSS.dj2SSA2B2C誤合822S=O643765

0.380

主敦 I(M)45402145.402120454.7800186.48730.31220.828953.0304R-Sq=9844% R-Sq(調整)=9375%

回交互作用圏目工3+$ Cl C2 C3A B C1 1 1

C4 C5蛋白質含塑＜%)1

6.25

C6 CT C8 C9 ClO4 2 1 2 5 2 2 3 16 2 3 1 7 3 1 3 8 3 2 1 9 3 3 2 1

21212224.97313334.54I17.535.545.5011.4010.908.953—般線性模型：蛋白質含量〔%〕A,B,C≡IlIl

平3乙3乙3 3水3數(shù)乙3蛋白質含里〔％〕的方差分析，在檢驗中使用調整的SSSeqSS45.40216.48730.31220.828953.0304

AdjSS45.40216.48730.31220.8289

AdjMS22.701054.780.0183.24360.1561 7.830.1130.4144 0.380.726S=0.643765 R-Sq=98.44%R-Sq〔調峑〕 =93.75%第 七 章［例7.1］一些夏季害蟲盛發(fā)期的早遲和春季溫度凹凸有關。江蘇武進連續(xù)9年測定34月中旬旬平均溫度累積值〔x