SPSS数据分析题目软件操作步骤

1、111 瓶罐头的净重g分别为 450, 450, 500, 500, 500, 550, 550, 550,600, 600, 650,计算平均数,方差,标准差.例4-5海关抽检出口罐头质量,发现有胀听现象,随机抽取了6个样品,同时随机抽取 6个正常罐头样品测定其SO2含量,测定Z果见表 4-3.试分析两种罐头的SO2含量有无差异.表4-3正常罐头与异常罐头 SO2含量测定结果Excel:表正常零头与异常罐头与口上含量蔼定结果1E常雄头X1100.094.2g4599_29&4 102.5异常簟头x2?3L2131.31 30,5135.2135.21315VAP00001VAR000

2、02100.00194.20198.50199.20196401102.501130.202131.3D2130.502135.202135.202133.502SPSS:对数日但模型Q将能内烙分券口降糜混合檀叁凶用盘口度菲豹激枝蛇蛇RFM分析一腴域性模型产只璃性橙型M均值®r.t单#本T拉检§ |黑评本工检囊配对梯本T检畦£1. f 单圄索ANQVA.,.tfrtsiraJUDII2隹唯姜DDDDIi.WG004887加必0Lf彻2.Mi133 6500?. 20001B340B独立拜布些置万红的1产金奥*行用匚=4由？正闫FEi31TSift 中JME天耳近一

3、!?才仁上限ARDDDD!I¥d方差相等1号转者苣用卓.026.970-21? 3?mr10l 曳知隔.oco.DO-34.18333-34/1 »23J5Q34J-37.6331 ?-3？46&92-iDsdgH确定VAROODC2(1 2)甜贴©篁4取消落助【例4-6】现有两种茶多糖提取工艺,分别从两种工艺中各取1个随机样本来测定其粗提物中的茶多糖含量,结果见表4-4.问两种工艺的粗提物中茶多糖含量有无差异？表4-4两种工艺粗提物中茶多糖含量测定结果表4K两种工艺m提物中茶等糖含量测定结果醇沉淀法(xl)27.5227.7828.0328,8828.7

4、527.94超滤法 Cx2)国.3228.152H.OO28.5829_ 00VAR00001VAR000027H27.52127.78128.03128.88128.75127.94129.32228.15228.00228.58229.002表(T)比拟均值(此一般或性模型6)广义线性模型混合模型Q9相关&)回归®对薮线性模型9)神妊网培分类任)降维度量(S)萍参数检脆超)运单样本T检蛉)的独立样本检跄(T). S3配对样本t检养史) 际单因素ANOVA.* T检驶-先乖案暇看以lift It#v.AjRaoaa切金iE£4m行油?WKRODODli2ei18.

5、1 & DO MBIOQ.54501先湖 aBOB稗市存扪;览方型自徨的1 *3 口桔禽由值方卷土It帖自FSiat出Sm.flFlt方值差值标胃误噎值TPF上曜,ARUDOIjI用点方差怕假设假定诱不相等000963-1 3S0-1,377SB56T2Q1.203-阿D-Mill33326333M-1 51 3BB-1 22130293S3部139【例4-8】为研究电渗处理对草莓果实中的钙离子含量的影响,选用 10个草莓品种进行电渗处理与 对照处理比照试验, 结果见表4-5.问电渗处理对草莓钙离子含量是否有影响？ 本例因每个品种实施了一对处理,试验资料为成对资料.表4-5电渗处理对草

6、莓钙离子含量的影响表40电港处理对自寓F含量的骞响1品种编号12345G78g10 1电港处理41/ HS22.2323.4233,2521.3824. 4521422L3721.751&92.才照X2/ heIS. 042a 3219, &41G.3821. IT2"心ie, ts20.0*17,3813, K也数 <d=Xl-Z2)4.193.103.615.003. C6L 995.篦1.71虫1-JSPSS:kJ、- JVAR0000122.23VAR00002 ?8.04I三比拟均值回一般线,性模型©卜均值眇 3上¥木T*4*心71

7、:ftjj j. 1b 早曲 t g H rrx23 4220 32广义线性模型酬23 2619.64混合模型®21.3816.3S相关&卜回归国24.4521.37ia单因素ANOV.JI.22.4220.43对韵线'性模型口卜24 3710.45神经网络卜分类D降津度量,21.7520.0419 8222.5617.3818.42UKA <11 1»【例5-1】以淀粉为原料生产葡萄糖过程中,残留的许多糖蜜可用于酱色生产.生产酱色之前应尽可能彻底除杂,以保证酱色质量.今选用5中除杂方法,每种方法做 4次试验,试验结果见表5-2,试分析不同除杂方法的除

8、杂效果有无差异？除杂量处理水平25.60124.40125.00125.90127.80227.00227.00228.00227.0032770327.50325.90329.00427.30427.50429.90420.60521.20522.00521.205分析田彩 无用低序中 附加内锁Q窗口也前助忸告>,七检述次计友(DVAR00005战价组别VAR0000EEFM H 折“ mM1出竣均值侬 M 均慎制11一般戈桂模型 1单把本T检株£.11广义镇性模型 W独立出本工检频.11混合模型用 /、配对样本T位粉正一I1用关© 与单因素ANQVA.I1回归(B

9、)>1对数域性犊型.1.201神纶网络1.401分类©1.7021.90度2.002和参数检舲山2.502预漱D2.702生存苗数母1.802学互喻应QD0.903阻球失值分析8.1.0033支归因D1303京关丽"U1.103夙是拄物|?空>1.903团ROC曲些图刈1.6031.5031.8042.0041.7042.104选择两两比拟,后按确定.除杂星平方和df均方F显著性观间 篁内 总数126 47513S,1974151932.119.64849,553,0000.00代表极显著.除杂量处理水平Nalpha = 0.05 的子集1234Tukey HS

10、Da5421.25001425.22503427.02502427.45004428,4250显著性1.0001.000.153Duncana5421.25001425.22503427,02502427,450027,45004428,4250显著性1.0001.000.467.107将显示同类子集中的组均值.a,将使用调和均值样本大小=4.000 .同列表示互相不显著区别,不同列表示互相显著区别,1-a, 2-b【例5-3】在食品质量检查中,对4种不同品牌腊肉的酸价进行了随机抽样检测,结果见表5-16,试分析4种不同品牌腊肉的酸价指标有无差异.*5-16 4种品牌腊肉酸价植测结果品牌(Ai

11、)酸价(x一)Xi,Xi.BiAL1.61.52.0L.91.3L.O1. 21.4IL 91.498 1A2L71.92.02.52.71.812. 62. 106A30.9LOL3L 1L91.61. 59.3L337A4L82.0L 72, 1L 52.52 213. 8L97747. 628分析田彩 无用低序中 附加内锁Q窗口也前助忸告>,七检述次计友(DVAR00005战价组别VAR0000EEFM H 折“ mM1出竣均值侬 M 均慎制11一般戈桂模型 1单把本T检株£.11广义镇性模型 W独立出本工检频.11混合模型用 /、配对样本T位粉正一I1用关©

12、与单因素ANQVA.I1回归(B)>1对数域性犊型.1.201神纶网络1.401分类©1.7021.90度2.002和参数检舲山2.502预漱D2.702生存苗数母1.802学互喻应QD0.903阻球失值分析8.1.0033支归因D1303京关丽"U1.103夙是拄物|?空>1.903团ROC曲些图刈1.6031.5031.8042.0041.7042.104ANOVA平方和df均方F显著性组间2.0033,9347 2S6,001组内3.07724,129忘数5 83027差异极显著腊肉酸价品牌Nalpha = 0.05 的子集123_ abTukey HSD

13、371.3286181.48751.4875471.97141.9714262.1000显著性.842.083.908Duncanab371.3286181.4875471.9714262.1000显著性.417.510将显示同类子集中的组均值.a.将使用调和均值样本大小 =6.928 ob.组大小不相等.将使用组大小的调和均值.将不保证I类错误级别同列表示互相不显著区别,不同列表示互相显著区别,1-a, 2-b【例5-4】某厂现有化验员 3人,担任该厂牛奶酸度(° T)的检验.每天从牛奶中抽样一 次进行检验,连续10天的检验分析结果见表 5-22.试分析3名化验员的化验技术有无差异

14、, 以及每天的原料牛奶酸度有无差异(新鲜牛奶的酸度不超过20.T ).*5-22牛加酸度测定结果.占.金.滥 .：.-：.式 :如：$.$上：.乩.：出上：.：支：!；.- -：!.ft验&RaREeUrEkRuRio*11.711DL8L12-ff17.5610.611X961X3412.6715124I2L?312 13 |AsII. T6101 T12.512-351.支比90Il Bi12-48II. fl12.0512L 1212,11 jAs11.611k外12E12.411U.7211L11 5KH.8S11.4E12.9412LUt>1Z19 I35.1032.2

15、637 2937.323L6839.2fi4DL 73i138. D3M3338.273BL311.7010-7512-4312_4410.06L3L 10115812.G&1L4412.7G然取领将赳事退根然度凄密:炭明:汨：W.牛奶酸位A化除员味数11711111 782111 E13110.811210 702210 753212.391312502312.403312.661412 362412.413410 641后10.322510.723613 261612.332613.103613.341713.812713 583712671012 462812.963611.27

16、1911.602911.463912.6811012.6521012.94310MD分析区I 因做 笠用程序U 附加内敢Q ®根告摇述统计表RFM分析It坡均值独产里GVAR00006腊肉酸侨1.1.2.1.1.一敢徨住模型6然单段重QD.广义线在根型混合模型Q0Str多使赖睥更复度©.相关仁EiUm、b7F超成分(£).1.EJWy,C主体间效应的检验因受曼申奶酸价川型平方和df均方FSia校正模型2B.78113.43594500,aoo截距4423.81 614423.816171776.927.000B天数26759g2.973115,462000A化箍员

17、.0292.014,54B.507调差一 46413.026总计4451.06730校正的总计27,25129/R方=9S3调整R方=.9了3显著的因素进行多重比拟牛奶酸价B天数N子集123456a,bTukey HSD5310.56002310.75339311.44331311.70003312.43004312.44008312.676712.676710312.756712.75676313.09677313.5767Sig.885.634.333.1031.000Duncan"5310.56002310.75339311.44331311.70003312.43004312

18、.44008312.676712.676710312.756767Sig.33.157.066.090.54913.09671.00013.57671.000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=.026 oa,使用调和均值样本大小 =3.000 ob. Alpha = 0.05.同列表示互相不显著区别,不同列表示互相显著区别,1-a, 2-b【例5-5】现有3种食品添加剂对3种不同配方蛋糕质量的影响试验结果,试作方差分析表5-293种食品落加剂对3种不同配方蛋甚质量的意咆配方A食品添加剂BB1B2B3876A18758&6978A29978661310A37

19、796899.0013qnnqq主体间效应的检髓田变量:蛋糕质苦源1111型平方和重地方FSid.校正模型3O.OCOdS3.7500,328.1截距1496 33311 496.3332525.063000配方6.22223.1115J50,016靛加剂1.556277B1.313294配方*添加剂22,22245.5561375,000湿差10 6571G,593总计1537 00027校正的总计40,60726a. = .730< 调整门方=.621蛋糕质量配方N子集12a,bTukey HSD196.78297.677.67397.89Sig.061.815Duncanab196

20、.78297.67397.89Sig.1.000.548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=.593 oa,使用调和均值样本大小 =9.000 o1-a, 2-bo . 0b. Alpha = 0.05.同列表示互相不显著区别,不同列表示互相显著区别,第六章1H手片内网黔：定魏；:5；用：工n拿：胞口©时用口正；港由州13J41dJa91,E3工咐r t和GD石明吨* G 口西ft二,X簟丁口|,匕n十,胤厘W白MXRO.居/士»卬.VftKW»rwm&卜MKXi,强"MECk4dJwwcffMtfei?. 1KX&l

21、t;&.CHJCtC4口$税25A上川J4.»3L5JI1安L4»才汕4#3».»fr极差分析表水平ABCD113.6674.33315.33329.667229.00027.33323.66715.333320.33331.33324.00018.000Delta15.33327.0008.66714.333排秩2143处理号ABC至列试验结果yi11 (50)1 (6.5)1 (2.0)16.25212 (7.0 )2 (2.4)24.97313 (7.5 )3 (2.834.5442 (55)1237.53522315.54623125.5

22、73 (58)13211.48321310.9933218.95效 CT 3 3例水2 332 22 自 , /VL 1 14表格CD非表敖购)EDA成效和样本数量(£)蛋白质含里%?的方差分析,在检场E用理瓯E 一源 差L来ABC误合Seq SSAdj SSAdj MSFP45 402145.402122 701054.780 0186. 48736 . 48733.24367.830.1130.31220.31220. 15610.380 7260 82890.82890 4144度2 2 2 2 8由自国交互作用图S = 0 643765R-Sq = 98 44%R-Sq (调

23、整)=93 75%Minitab 正交.MPJ文件(D濡辑83§g)计算g 统计)图形编辑器(2)工具 专口改)普助01)协助型) 1昌X电j电g c基统,一心宿嗡国蜀回的口巴HI蝎A1F,、3E干口单因子g)国与DOE(Q)拿 单因子(未堆叠存放)(U)列二9 (3*4)陈列限制图g曲双因子12 3怎量工具Q任均值分析.可靠性/生存Q)画平衡方差分析结果：工作表3多 2s(M)|Q 巨. m.一股线性模型:蛋白匿含量(5时诙心 g完全表套方差分析(B部程多元方差分析(1).:品f零兀方爱分析®.,. %等方差险验QD_ fell区间圉(D工作表3-ClC2C3彳C5C6c

24、iC8C9CIOABC蛋白质含里?111116. 25212224. 97313334.5411,421237.53522315. 54623125.507313211.408321310.90933218.95结果二工作表3一般线性模型;蛋白质含量与A, B, C3 3 32,2,2, 值m数333蛋白质含里%的方差分析,在检蛤中使用调整的SSF P 54.78 0.018 7.83 0.113 0.38 0.726Seq SS45.40216.48730.31220.828953.0304Adj SS 45.40216.4873 0.3122 0. 8289Adj MS 22.70103.

25、2436 0.1561 0.4144S = 0.643765R-Sq = 98. 44% R-Sq 调整=93. 75%S*-w匕莞F盟工件归端鼻！特白状邑山城计国二生本南十里三国Hfj3#-：拄?可金.6自3蓟1皆GOEE理fit育了X|下T口. *凹匕扁后函口 二3lL型亡啦 JH尸言四信任*慢正中.审以玳平未平A£C113 6674 :口【臼33329里旭cmET.232£J JWM加凯比?* OPO1SEGm15. 33327. M ：3.1HIT再2L-1通1"»r 丽旧旧眄丁夫es©卜出ky生和jjk事立三M,小可假设!闿卜恚将卜=