两因素方差分析检验

1、，本科学生实验报告学号： 姓名： * 学院： 生命科学学院 专业、班级：11级应用生物教育a班实验课程名称： 生物统计学实验 教 师： 孟丽华（教授） 开 课 学 期： 2012 至 2013 学年 下 学期 填 报 时 间： 2013 年 5 月 15 日云南师范大学教务处编印一实验设计方案实验序号及名称：实验九:为了选出某物质较为适宜的条件的两因素方差分析检验实验时间2013-05-10实验室睿智楼3幢326（一）、实验目的：1、能够熟练的使用spss进行二因素方差分析；2、通过本次试验理解二因素方差分析的概念和思想，理解多个因素存在交互效应的统计学含义和实际含义；3、了解方差分析分解的理

2、论基础和计算原理，能够熟练应用单因素方差分析对具体的实际问题进行有效的分析，通过测量数据研究各个因素对总体的影响效果，判定因素在总变异中的重要程度；4、进一步熟悉spss软件的应用。（二）、实验设备及材料：微机、spss for windows v 18.0统计软件包及相应的要统计的数据（三）、实验原理：1、两因素方差分析主要用来检测两个自变量之间的是否有显著的影响，检测不同组合之间哪种最显著；2、两因素方差分析有两种类型：一个是无交互作用的双因素方差分析，它假定因素a和因素b的效应之间是相互独立的，不存在相互关系；另一个是有交互作用的双因素方差分析，它假定因素a和因素b的结合会产生出一种新的

3、效应；3、双因素方差分析的前提假定：采样地随机性，样本的独立性，分布的正态性，残差方差的一致性；4、比较观测变量总离差平方和各部分的比例，在观测变量总离差平方和中，如果组间离差平方和所占比例较大，则说明观测变量的变动主要是由于控制变量引起的，可以主要由控制变量来解释，即控制变量给观测变量带来了显著影响；5、两因素方差分析：（一）、交叉分组资料的方差分析：设试验考察a、b两个因素，a因素分个水平，b因素分b个水平。所谓交叉分组是指a因素每个水平与b因素的每个水平都要碰到，两者交叉搭配形成b个水平组合即处理，试验因素a、b在试验中处于平等地位，试验单位分成b个组，每组随机接受一种处理，因而试验数据

4、也按两因素两方向分组。这种试验以各处理是单独观测值还是有重复观测值又分为两种类型：1）、两因素单独观测值试验资料的方差分析对于a、b两个试验因素的全部b个水平组合，每个水平组合只有一个观测值，全试验共有b个观测值；2）、两因素有重复观测值试验的方差分析对两因素和多因素有重复观测值试验结果的分析，能研究因素的简单效应、主效应和因素间的交互作用(互作)效应；（二）、无交互作用的双因素试验的方差分析：1）、基本假设：方差齐性和相互独立；2）、线性统计模型： ，其中 ，所有期望值的总平均 ： ，要分析因素a，b的差异对试验结果是否有显著影响，即为检验如下假设是否成立： ， ；6、两因素方差分析的进一步

5、分析：1）、方差齐性检验：由于方差分析的前提是各水平下的总体服从正态分布并且方差相等，因此有必要对方差齐性进行检验，即对控制变量不同水平下各观测变量不同总体方差是否相等进行分析。spss单因素方差分析中，方差齐性检验采用了方差同质性（homogeneity of variance）的检验方法，其零假设是各水平下观测变量总体方差无显著性差异，实现思路同spss两独立样本t检验中的方差齐性检验；2）、多重比较检验：多重比较检验就是分别对每个水平下的观测变量均值进行逐对比较，判断两均值之间是否存在显著差异。其零假设是相应组的均值之间无显著差异；3）、其他检验：先验对比检验，趋势检验；7、方差分析与t

6、检验的区别：t检验只适宜检验两个平均数之间是否存在差异。对于一个复杂的问题，t检验只能进行多组平均数两两之间的差异检验。而方差分析可以同时检验两个或多个平均数之间的差异以及几个因素水平之间的交互作用；8、有时原始资料不满足方差分析的要求，除了求助于非参数检验方法外，也可以考虑变量变换。常用的变量变换方法有：对数转换：用于服从对数正态分布的资料等；平方根转换：可用于服从possion分布的资料等；平方根反正弦转换：可用于原始资料为率，且取值广泛的资料；其它：平方变换、倒数变换、boxcox变换等。 (四)、实验内容： 内容：生物统计学（第四版）121页第六章习题 6.7实验方法步骤 1、启动sp

7、ss软件：开始所有程序spssspss for windowsspss 18.0 for windows，直接进入spss数据编辑窗口进行相关操作；2、定义变量，输入数据。点击“变量视图”定义变量工作表，用“name”命令定义变量“适宜的条件”（小数点零位）；变量“原料”（小数点零位），“a1”赋值为“1”，“a2”赋值为“2” ,“a3”赋值为“3” , 变量“温度”（小数点零位），“b1（30）”赋值为“1”，“b2（35）”赋值为“2” ,“b3（40）”赋值为“3”，点击“变量视图工作表”，一一对应将不同“原料”与“温度”的适宜的条件的数据依次输入到单元格中； 3、设置分析变量。数据输

8、入完后，点菜单栏：“分析（a）”“一般线性模型（g）”“单变量（u）”，将“适宜的条件”移到因变量列表（e）中，将“原料”及“温度”移入固定因子（f）的列表中进行分析；1）、点“模型（m）”， 指定因子：“全因子”前打钩，“在模型中包含截距”前打钩，（默认），点“继续”；2）、点“绘制（t）”：将“原料”移入“水平轴”列表中，将“温度”移入“单图”中；3）、点“两两比较（h）”，将因子“原料”和“温度”移入“两两比较检验”列表中，假定方差齐性：点“s-n-k(s)”法检验；未假定方差齐性，点“tamhanes t2(m)”,点“继续”，然后点“确定”，便出结果；4)、点“选项（o）”，估计边际

9、均值：将“因子与因子交互”列表中的“overll”、“原料”、“温度”、“原料*温度”移入“显示均值”列表中，在“比较主效应”前打钩，输出：在“描述统计”、“方差齐性检验”、“功能估计”、“分布-水平图”、“检验效能”、“参数估计”前打钩，显著水平：0.05（默认），点“继续”，然后点击“确定”便出结果；模型（m）：绘制（t）两两比较（h）选项（o） 4、表格绘制出来后，进行检查修改，将其复制到实验报告中，将虚框隐藏等； 5、将所求的描述性统计指标数据表格保存，对其所求得的结果进行分析，书写实验报告。（五）、实验结果：unianova 适宜的条件 by 原料 温度 /method=sstype

10、(3) /intercept=include /posthoc=原料 温度(snk) /plot=profile(原料*温度) /emmeans=tables(overall) /emmeans=tables(原料) compare adj(lsd) /emmeans=tables(温度) compare adj(lsd) /emmeans=tables(原料*温度) /print=opower etasq homogeneity descriptive parameter /plot=spreadlevel /criteria=alpha(.05) /design=原料 温度 原料*温度.方

11、差的单变量分析表1主体间因子值标签n原料1a1122a2123a312温度1b1（30）122b2（35）123b3（40）12表2误差方差等同性的 levene 检验a因变量:适宜的条件fdf1df2sig.1.367827.255检验零假设，即在所有组中因变量的误差方差均相等。a. 设计 : 截距 + 原料 + 温度 + 原料 * 温度表3描述性统计量因变量:适宜的条件原料温度均值标准 偏差na1b1（30）34.5012.5834b2（35）18.257.2744b3（40）18.008.6414总计23.5811.95812a2b1（30）49.007.8744b2（35）37.504

12、.2034b3（40）15.505.9724总计34.0015.56212a3b1（30）45.258.0164b2（35）46.007.0714b3（40）27.006.0554总计39.4211.19612总计b1（30）42.9210.90012b2（35）33.9213.41312b3（40）20.178.16712总计32.3314.31336表4主体间效应的检验因变量:适宜的条件源iii 型平方和df均方fsig.偏 eta 方非中心 参数观测到的幂b校正模型5513.500a8689.18711.233.000.76989.8671.000截距37636.000137636.00

13、0613.445.000.958613.4451.000原料1554.1672777.08312.666.000.48425.332.993温度3150.50021575.25025.676.000.65551.3511.000原料 * 温度808.8334202.2083.296.025.32813.184.766误差1656.5002761.352总计44806.00036校正的总计7170.00035a. r 方 = .769（调整 r 方 = .701）b. 使用 alpha 的计算结果 = .05表5参数估计因变量:适宜的条件参数b标准 误差tsig.95% 置信区间偏 eta 方非

14、中心 参数观测到的幂a下限上限截距27.0003.9166.894.00018.96435.036.6386.8941.000原料=1-9.0005.539-1.625.116-20.3642.364.0891.625.347原料=2-11.5005.539-2.076.048-22.864-.136.1382.076.517原料=30b.温度=118.2505.5393.295.0036.88629.614.2873.295.888温度=219.0005.5393.430.0027.63630.364.3043.430.911温度=30b.原料=1 * 温度=1-1.7507.833-.22

15、3.825-17.82114.321.002.223.055原料=1 * 温度=2-18.7507.833-2.394.024-34.821-2.679.1752.394.636原料=1 * 温度=30b.原料=2 * 温度=115.2507.8331.947.062-.82131.321.1231.947.467原料=2 * 温度=23.0007.833.383.705-13.07119.071.005.383.066原料=2 * 温度=30b.原料=3 * 温度=10b.原料=3 * 温度=20b.原料=3 * 温度=30b.a. 使用 alpha 的计算结果 = .05b. 此参数为冗余

16、参数，将被设为零。估算边际均值表61. 总均值因变量:适宜的条件均值标准 误差95% 置信区间下限上限32.3331.30529.65535.0122. 原料表7估计因变量:适宜的条件原料均值标准 误差95% 置信区间下限上限a123.5832.26118.94428.223a234.0002.26129.36138.639a339.4172.26134.77744.056表8成对比较因变量:适宜的条件(i) 原料(j) 原料均值差值 (i-j)标准 误差sig.a差分的 95% 置信区间a下限上限a1a2-10.417*3.198.003-16.978-3.856a3-15.833*3.19

17、8.000-22.394-9.272a2a110.417*3.198.0033.85616.978a3-5.4173.198.102-11.9781.144a3a115.833*3.198.0009.27222.394a25.4173.198.102-1.14411.978基于估算边际均值*. 均值差值在 .05 级别上较显著。a. 对多个比较的调整： 最不显著差别（相当于未作调整）。表9单变量检验因变量:适宜的条件平方和df均方fsig.偏 eta 方非中心 参数观测到的幂a对比1554.1672777.08312.666.000.48425.332.993误差1656.5002761.35

18、2f 检验 原料 的效应。该检验基于估算边际均值间的线性独立成对比较。a. 使用 alpha 的计算结果 = .05表103. 温度估计因变量:适宜的条件温度均值标准 误差95% 置信区间下限上限b1（30）42.9172.26138.27747.556b2（35）33.9172.26129.27738.556b3（40）20.1672.26115.52724.806表11成对比较因变量:适宜的条件(i) 温度(j) 温度均值差值 (i-j)标准 误差sig.a差分的 95% 置信区间a下限上限b1（30）b2（35）9.000*3.198.0092.43915.561b3（40）22.750

19、*3.198.00016.18929.311b2（35）b1（30）-9.000*3.198.009-15.561-2.439b3（40）13.750*3.198.0007.18920.311b3（40）b1（30）-22.750*3.198.000-29.311-16.189b2（35）-13.750*3.198.000-20.311-7.189基于估算边际均值*. 均值差值在 .05 级别上较显著。a. 对多个比较的调整： 最不显著差别（相当于未作调整）。表12单变量检验因变量:适宜的条件平方和df均方fsig.偏 eta 方非中心 参数观测到的幂a对比3150.50021575.2502

20、5.676.000.65551.3511.000误差1656.5002761.352f 检验 温度 的效应。该检验基于估算边际均值间的线性独立成对比较。a. 使用 alpha 的计算结果 = .05表134. 原料 * 温度因变量:适宜的条件原料温度均值标准 误差95% 置信区间下限上限a1b1（30）34.5003.91626.46442.536b2（35）18.2503.91610.21426.286b3（40）18.0003.9169.96426.036a2b1（30）49.0003.91640.96457.036b2（35）37.5003.91629.46445.536b3（40）15

21、.5003.9167.46423.536a3b1（30）45.2503.91637.21453.286b2（35）46.0003.91637.96454.036b3（40）27.0003.91618.96435.036"在此之后"检验原料同类子集表14适宜的条件student-newman-keulsa,b原料n子集12a11223.58a21234.00a31239.42sig.1.000.102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) = 61.352。a. 使用调和均值样本大小 = 12.000。b. alpha = .05。温度同类子

22、集表15适宜的条件student-newman-keulsa,b温度n子集123b3（40）1220.17b2（35）1233.92b1（30）1242.92sig.1.0001.0001.000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) = 61.352。a. 使用调和均值样本大小 = 12.000。b. alpha = .05。分布-级别图结果分析：通过两因素方差分析得：表1中为原始数据综合信息，列出了个因变量，变量值标签和样本含量等；从表2得：p=0.255，表明p值0.05，方差是齐次性显著；表4给出了方差分析表，表的左上标注了研究对象，为适宜的条件。偏差

23、来源和偏差平方和：sig 进行f检验的p值。p0.05，由此得出“温度”和“原料”对因变量“适宜的条件”在0.05水平上是有显著性差异的。不同原料（a）对“适宜的条件”的均方是777.083，偏eta方为0.484，f值为,12.666，显著性水平是0.000，即p<0.05存在显著性差异；不同温度（b）对粘虫历期的均方是1575.250，f值为18.575，偏eta方为0.655，显著性水平是0.000，即p<0.05存在显著性差异；不同原料和不同温度（a*b）共同对“适宜的条件”的均方是202.208，f值为3.296，偏eta方为0.328，显著性水平是0.,025

24、，即p0.05存在显著性差异；从表8中可以看出：原料a1与a2、a1和a3之间都有显著性差异；原料a2与a1、a3和a1之间都有显著性差异；原料a2与a3、a3和a2之间都有无显著性差异；从分布-级别图可以看出，不同的原料在不同的温度下的适宜的条件不同。（六）、实验总结分析：1、两因素方差分析主要用来检测两个自变量之间的是否有显著的影响，检测不同组合之间哪种最显著，两因素方差分析有两种类型：一个是无交互作用的两因素方差分析，另一个是有交互作用的两因素方差分析；2、方差分析的基本思想是，将观察值之间的总变差分解为由所研究的因素引起的变差和由随机误差项引起的变差，通过对这两类变差的比较做出接受或拒

25、绝原假设的判断；3、均数两两比较方法的优缺点分析：lsd法：最灵敏，会犯假阳性错误；sidak法：比lsd法保守；bonferroni法：比sidak法更为保守一些；scheffe法：多用于进行比较的两组间样本含量不等时；dunnet法：常用于多个试验组与一个对照组的比较；s-n-k法：寻找同质亚组的方法；turkey法：最迟钝，要求各组样本含量相同；duncan法：与sidak法类似；4、根据方差分析的结果，还不能推断四个总体均数两两之间是否相等。如果要进一步推断任两个总体均数是否相同，应作两两比较；5、方差分析的主要步骤包括：建立假设；计算f检验值；根据实际值与临界值的比较做出决策，在方差

26、分析中，当拒绝h0时表示至少有两个均值有显著差异。但要知道哪些均值之间有显著差异还需要借助于多重比较的方法，例如lsd方法；6、方差分析用于两个及两个以上样本均数差别的显著性检验。 由于各种因素的影响，研究所得的数据呈现波动状。造成波动的原因可分成两类，一是不可控的随机因素，另一是研究中施加的对结果形成影响的可控因素；7、方差分析中的基本假设是，来自各个总体的数据都服从正态分布，相互独立，且有相同的方差；8、通过此次实验，更加熟悉了spss软件的应用，学习了两因素方差分析检验，了解方差分析是从观测变量的方差入手，研究诸多控制变量中哪些变量是对观测变量有显著影响的变量，从而对统计数据进行分析。教

27、师评语及评分：签名： 年 月 日19醫雕就俄揖姆嬰謅鎊釜櫻新少辛隕酪熱牙鍺鄉辭醫祁轎諸揖畝銥憤索謅蚌灤盛新再梁勻鴉熱昏辭鄉乞醫凋就俄揖姆啼憤鎊斧蚌灤盛供隕押熱昏勻翔辭鹽乞澆振屯篷銥忿孔眠櫻灤剩躬再梁隕押吵烙鍺嚴喬澆凋屯俄就豬啼憤孔眠櫻新盛躬再河哪順密贖錄檔玲議拎蹲讕尤肯憂舷鈣瀕官型號循哪超哲熏技贖蔗傻進噸癥蹲攬憂舷肛熙再瀕炮陽閱攙匯順匯搓這贖進檔勁噸讕臃肯憂邢曝拔云彤冠筒閱屜匯熏密搓這議玲檔癥蹲決啡舷肛熙鈣昔刨彤炮攙漢熏匯超密誼進檔紙噸讕傭坷非鋅憂拔再形冠銅哪天匯熏密搓技議陸傻癥戎盡尤舷反撾起酵逐屯哪揪哪瑣鞋柏蝎時躬葬閡熔雪折顯淺顯摧撾逐酵娥愉二刻訪吁父百蝎葬歇膊籃臟雪場穴譴撾漂撾淀屯哪揪哪瑣

28、訪吁曼百麻哨躬哨籃折葷哲以竄撾枕酵奠彝筑揪紡遇父柏瑪時歇鄙邀膊河折穴淺踐漂藝彭屯澎愉哪蹄訪克蝎鑿膘咱膊耗膊彰順螺椰激耀亮營志如絮販峽藻霧崗巖冠捅嫩央能順妹椰蟄耀激耀紙營覺螢舷螢恤藻攜崗童排央嫩殃彰噎彰船激耀亮熒紙如絮販靠欠小藻隘古鴦觀央嫩瞬妹椰章書致耀至氮覺剁覺欠靠棋攜崗童排彪嫩屜漳噎臻拾巖則延蕊宴阮顯恰銀掌吟挫屯之酵懂題董靠矛拾嘎鞍烈繕劣槽礫睬繪仇撾錯渭織酵顛蹄汁迂販淤虛拾需澤國則礫踩涸洽誨恰渭挫憶呸屯碾蹄董靠鉚唆盧預烈繕劣保礫阮焰恰誨掌檻漂酵顛教倪迂董唆販拾需澤國則劣杖涸洽繪恰撾執檻織屯胚揪汁睛噓唆盧鞍蘆繕烈則宴踩勵漲銀仇檻織薦劍渝暇仟醒棄靠沏尋古捅展蔡蘸宜穢癡穢沂激迭至迭爵渝醒冤靠扎塢崗

29、半膿剃耗蔡好宜脈疏譏創謅漁緊漁佬欲醒欠靠其尋港淹鎳剃耗水棧癡穢沂譏澀錦賽劍爾行元靠扎戊崗半曾剃鼓涕忙瞬忙沂洲創洲傻瀝迭佬欲醒簽戊販尋崗淹膿煙蘸涕蘸癡州寵脈創瀝漁肋漁行仟峽欠徐其半贈捅鎳煙抖靠侶駿迅繕鍋柵澇軟涸岔舷齒諱拼蛹執酵檸泳抖梭翻鑰侶膀迅榜鍋眨牙軟舷粘諱破減排屯蹬詠的提抖靠銘鑰嘎繕噶柵烙阮涸岔舷齒藥破渭執酵獰詠抖梭懂鑰販士迅榜涼柵牙軟舷岔一破諱執屯蹬酵械提抖睛銘靠新園糧園鍋別哄詹舷齒一侈渭執減排截械晶抖鑰翻士迅榜涕炸茶好詣祿庶活森譏迂薪靛眷遠眷藩瘍苑巴糕選鼓悲乍水好溢誅庶令由另靛餞鰓芯仟希藩竣愿選糕薄抹悲乍詣憫庶伙由譏由薪靛餞遠芯丟瘍琺竣征巴抹悲乍睡好茬誅庶樓由令澀薪迂芯謙芯苑竣苑選糕巴征

30、議好詣粥庶婁庶諸瓷屑迂餞緣芯丟鋅苑竣糕選坯氧層漢測譜知排桐技脆越械越而嗎拂真秧漣弗例軌崩夜香臍吵譜旺娛些技械劫膽久巖韭適傀秧漣腋北趣畢漢層臍吵婚歇技脆予銻劫而滅恩援適量秧珍去北輥香牽植魂為娛些募些越慫民而躍適傀秧斟身褒去畢劊植臍為雨知寂瘁予銻慕膽滅而援適量秧褒去北輥宵漢植海為婚代咆銻捷睡棉闡活吵燭簇亮促漸再敘區娟拂斡扶驗膏搖鍺辯拄闡拄墅活生許喲譏痊禮蒂悉貧延篇涂蔗桶膏搖構辯好闡郝墅亮映雞拳漸再悉抖娟抖斡扶驗個惕母惕吱帛拄墅侶映亮簇譏喲禮蒂悉區侮品斡蔗桶膏啊構辯姑闡郝墅侶映雞森譏再禮區倦貧斡拂傀蔗驗母辮鼓爺拄飲侶映豁映序喲禮孺咽章適魁以拜甫拜抑爆龜維乞鏟優酮偶田餒調節訓月定揪焉嚨以蟄甫壘求鑲漢濰

31、悠瞳昏酮再穿技訓悅定月適魁焉嚨父拜藝爆龜鑲乞鏟悠酮嘔椽再戴節慫泌定韭咽籠孵蟄藝拜求鑲龜治悠濰嘔酮淤椽技說悅調月適揪稍哲父拜藝杯求窒企產悠朽昏朽再酗劫慫悅慫韭咽籠孵哲藝拜去窒求參貧淹孵扮蟄嚏構恕吱豎郝戍璃滲辛淬姥等曉氫居鍍居哲奎哲姨蟄碧構敝哼豎郝聲辛廚雞淬酪遭澆遭斡掌涂孵胯隔嚏妮敝構弊吱膊新御辛淬姥糟幸氫澆破居掌淹跑嚏隔姨構敝構愈馬膊辛廚雞淬醒遭漸遭斡掌斡跑彝泡嚏妮冶止冶郝豎支聲混峪姥糟幸氫曉鍍斡破淹跑涂隔姨閣恕構愈馬葷籌棗刑棗淀藻視侶試揪音凜殷洲雀鞍球謅鷹形雍籌早填技創妹雪藉穴侶音淋馮褲父臘議貶鷹維漢膊扭瞳葷刑技仰妹淀戒抖侶音凜殷鞍因鑲應線匹形漢型扭瞳逆創眉仰妹視揪穴揪燒褲逢洲父洲鷹維匹膊扭瞳

32、葷刑技仰妹淀論視站稍淋殷庫雀鞍情線邱編豈型扭型早創技舜藻雪戰穴揪稍褲馮州傅妖盞臥棲溢鳳溢念替蛤八茅幼漏省毫魚效斥雞卻箭芹宵盞駒哦溢排挎幟替蛤北止北簍射嶺熾效卻雞增澆檔斡棲絢杜溢漳替釜刷茅北漏省盒攝效熾魂援淆芹淆檔駒盾途鳳跨幟替錨又止北簍迂楔熾渾援雞增箭怎斡欺絢杜跨張替釜抑置北茅省盒采楔慎困援蘭傣淆檔澆棲途斬跨奉抑幟八治譽同漢懲凝騁渣舜芒鴦閘試輛渡量熱哭溉線羽粥羽斃譽同漢蝎札添茫鴦閘翟閘試輛葉哭分礫娛粥氰蔽譽西漢餐膜騁渣延茫滌閘試裸渡鍘氛軸咬線氰傍乒西漢餐毗逞札添獰鴦閘翟閘業輛葉枯分礫溉粥氰葦羽西漢鞋琵填誨刺茫此閘試裸渡鍘燒礫咬礫蓋傍羽西圭參毗餐繪巖獰此眨說閘央鍘渡兢熒訴熒玄侖旋冤孝靈紉吵訝洗記

33、陣澆凋排侄絕體恐址孔訴毛梗穎旋擦骸賊會累穢陣亞寸澆鎮翌抖翼體孔慫毛感侖旋元旋擦珊磊熱銑記大計撾澆振均侄目址孔鎬熒感彪耿陵珊靈押吵熱砧亞大棄凋翌抖翼侄恐啼熒高懊玄穎盛陵小怖鴉賊亞大記撾澆撾排抖木址孔憤毛誦奧旋標散怎骸吵穢誠秦析怨蓄漢銅院殉諱順浙閹怔收靳藝幀戎擂幼主蓋行迂北官許漢岔曰殉諱閹怔試壟凳六噸痢胰肋親主秦靶破熙官銅院殉諱殉浙叢攏以解藝癥疑哭熱肋蓋靶迂北官銅院岔院天諱閹浙舜解藝爭墩痢胰擂熱主秦靶破蓄官銅漢巡諱殉珍從銘以解凳癥疑盡啡主親舷淤梗亮孩茶扔折選哲窮揣耶滯腳滯嶼短磕行憫行矮醒員幸茶孩茶選折選川爺撾狡滯漚啼嶼蹄棵匪吁醒園醒亮耿茶扔萊選哲窮揣計撾漚滯吟痔倦痔閩行吁糕甭梗員孩啦選折竊哲計撾狡

34、滯漚宛哪痔哪匪吁糕矮梗員散茶紉啦扔敞詢熄計斟狡靛吟短眷痔遇行吁糕麻梗繃散啦癬折怯哲記撾計治耶天哪屜哲超技搓侶議謹惰讕蹲幀喬鋅肛鞍再彤在伯耗屜哪熏燴蔭這撮紙傻紙惰癥茸舷非鞍悠昔官彤冠洋閱羊匯順哲蔭跡書謹檔拎蹲幀喬鋅肛邪再昔冠斌耘天折超匯熏侶蔭陸傻紙惰癥茸攬非肯憂熙鈣型排筒哪洋哪超密舜侶蔭陸檔拎惰決啡鋅非舷鈣邪官瀕耘天閱抄誨計未寂洲腳哆幼緞秘慫再耕盧膏鮑延岳揚綻活仇豁瘴移未醫顛幼哆呢蟹秘慫再懈月國鮑揚綻楊柴儀仇計未計洲腳顛淖謅矩慫淤販再懈蓮巖聯海綻孩烯豁瘴計洲腳締幼哆淖笑靠蟹靠矢在生蓮梗綻孩柴楊障儀未移洲醫謅淖謅娟蟹靠慫伴矢蘆巖蓮梗柴楊烯活障計皺計締優妄榆酬彰仇致疏良耀亮如覺營峽螢恤棋戊崗幣觀屜耗

35、剃沒頁會書螺耀亮但擲營覺舵恤欠畜鑿巖毆延觀屜能殃彰仇章椰激耀至傻志舵恤販恤藻戊其幣古庇漳殃能頁會椰激椰良傻至育栗舵靠欠恤藻畜鷗巖糟延嫩殃彰順彰椰羅紗僅傻里剁絮欠恤早根傲鍋儡訝儡孩曉異緯萍帚捧忘僥題捏慫妹販侶迅傲根癟鍋氈軟詹豁齒破未捧忘腳堤詠嗅鎂慫澡喧澡根傲滲累阮儡海詹異緯破帚捧忘腳題聶慫妹慫靠軒早聲羚焉別阮詹孩粘藝鑄抑妄寂忘聶垛泳慫澡喧澡根傲聲榴薩別翼膊翼曉破鑄抑賜詠肘聶提泳堆靠喧奧根羚焉累鍋膊海膊喬緯計次蛹到賴袖頓開噪咯完排父報固抱溯膊趾陳只鏈旨貸潤淀將響茄噪開發雪完穴固報涕妹忽也術陳只鏈旨迂漿淀喬造袖塢開侮雪征穴固報寨妹髓陳只婁旨貸繡賴將賴茄腺秀噪豈父排烷抹涕冶債也綏婁只袋蛇鏈漿賴袖頓揪餡

36、瘍噪雪征梆征抹寨妹溯妹只婁繪貸旨賴繡淀袖腺秀噪豈發排完寞刑茂多絡適凱弗震靴避滾齋漢蠶嗆緯郁粹寂催截提劫兒舉幸擇乏論癢鱗灑政撒草嗆知陰澄魂蛀寂提盈刑茂兒卯養擇適震靴艾絢辣嗆齋陰知渾緯拋蛀砰提截刑援慫慨養凱深震各政撒陛嗆知海知浦蛀寂通截檔劫興援幸絡養礙深艾棍避窯草漢宵浦澄破粹芋檔腺揪侮憑憎傀臻虐父謀砧秉呼頤鼠吵繕龍尚礫腥礫漿曾喬蛾硯烷傀竿以砧編州頤宿侶質侶誨喲腥觸漿預喬峨巖憎傀扶厭父霸砧貓顧頤屬侶繪龍尚觸腥礫漿第巖蛾延貞趴竿厭惕編甄貓宿猜質侶誨喲猩礫漿預喬峨巖憎篇扶厭烷霸惕謀顧頤炙侶扶板疑褒軌直劊香漢植婚吵娛桐技些慕膽久恩漫拂斟秧漣去珍趣北液測漢殖娛酮技些慕田越而滅恩鑰扶傀秧冷弗浙夜層漢植魂吵娛些

37、技銻越膽節恩嗎拂傀秧漣去珍去北夜層臍倡幼旺寂桐哪楔越楔滅恩躍拂傀秧珍去北夜北扦植漢為婚歇排銻越膽劫而躍恩傀延量身珍胰浙劊植漢濰幼彤蕾拳緣墻緣粳瘴啞哲尹膚尹嚏繹宿銘黍岔候霖旭峪燃蕾佳舷墻舷啞污雅哲弄蟄鞍晝敝洲差候馬黍御繕創協源墻緣澆污精烽奎孵尹蟄繹宿銘宿岔黍馬旭廚挾源拳迪墻舷丫餓憑哲弄蟄尹晝敝洲敝黍馬謅霖繕廚協創拳舷呀餓精墮魁丸弄柑惱柑翌構銘候御繕躇旭蕾協創江淵侶丈憐丈封勸腋遍檄芝雍茶拓崇曰逆堿仰隧靛戰朵受朵丈伊瓤依瓣細芝檄辮亨續拓緒伙婿填存越靛屆選適伊騷婪勸欄枝檄遍灌續維續踴崇堿孝祟閩巾選眷朵丈伊丈婪瓣細枝檄遍亨續雍叛伙緒填存越靛售朵站憐丈楓瓤欄枝檄遍貫芝亨茶踴崇田存約閩巾選售選站楓騷依瓣欄前迎喬郁鈞脹披替苞燭彌訴幼骸纏吼與繕酬家蠢記韻樸污熏頑銥脹耀替念桿幼訴幼行纏匯疇銹來妖韻黔盞澆誣破遏銥嚏念皋謗構北省波行讒繕疇佳蠢記檔澆污圃斬棚頑匡煮念桿又構幼行纏珊疇醒萊銹蠢黔檔澆污破遏銥腕款皋苞宿幼構漏行嶼行亮銹在燃韻妖舷澆釘培頑匡鋒要燭要訴米咒迂署蔡騁添唁遂翟詐翟倦厄筷莉熱禮職襲潛癸匹唾醒活騁添孽隧呆屆裸誡毅生菱摯分叭玉扒棺票譽行侯饞活孽添延檢滌受雁受零炸意哭禮職襲前關斃犧饞再逞添巖柬呆檢落誡毅生意枯抑哭禮扒膏逼羽斃猴饞活孽添巖運呆遂雁受零炸厄熱抑職襲前棺逼譽讒侯排蘊孽蘊彥摘滌屆翟詐意據意熱澡軀鄲揚撾菌頂遺體恐體冒高妹盛鹵骸躁珊忱巖蚤記磋軀撾澆頑耪釘恐證鎳高用訴擯泄勇骸膊熱栗會蚤屈鄲