正交试验设计的spss分析

1、正交试验设计的SPSS分析（总9页）-本页仅作为文档封面，使用时请直接删除即可-内页可以根据需求调整合适字体及大小-上机操作6 :正交试验设计的spss分 析习题：有一混合水平的正交试验，A因素为葡萄品种，A】、A=x A Aj, B因素为 施肥期，有B、Bz, C因素为施肥量，有C、G,重复三次，采用1Mx2）正 交表， 试验结果如下表，试进行分析葡萄品种施肥时期及用量实验结果处理组合ABC1IIIII11111716192122192020321226242142212522205312161519632114151474112425238422282826解：1 定义变量，输入数据：在变

2、量视图中写入变量名称“产 量”、“区组”、“施肥量”、“施肥期”、“品种“处理，宽度均为8,小数均为0。并在数据视图依次输入变量。2分析过程：（1）正态分布检验：工具栏“图形” 一一“PP图”，在“变量”中放入“产量”，“检 验分布”为“正态，“确定”。（2 ）方差齐性检验：a工具栏“分析”u比较均值”“单因素AN OVA”。b在咽变量呻放入“产量”，在“固定因子”中放入“品种”“继C点击“选项”，在“统计量呻点击“方差同质性检验”，“继续”。d“确定”。工具栏，分析”一一“比较均值”一一“单因素ANOVA” 。e.在咽变量呻放入“产量”，在“固定因子呻放入“施肥 期”。f点击“选项”，在“统

3、计量”中点击“方差同质性检验”，“继续”。旷确定”。在咽变量呻放入“产量”，在“固定因子呻放入“施 肥量”。h点击“选项”，在“统计量呻点击“方差同质性检验”，“继 续”。i“确定”。在咽变量呻放入“产量”，在“固定因子”中放入 “处理，。点击“选项”，在“统计量”中点击“描述性”和“方差 同质性检验”，“继续”。j“确定”。(3)显著性差异检验：a工具栏吩析”“常规线性模型,“单变量”。b在“因变量”中放入“产量”，在“固定因子”中分别放入 “施肥期”、“施肥量翌品种区组”。c点击,濮型”，“定制”，将“施肥期”、“施肥量”、“品 种”、“区组”放入濮型下。在“建立项”中选择“主效应”，“继

4、 续”。d点击“两两比较”，将“施肥期”、“施肥量”、“品种放 入“两两比较检验呻，点击“假定方差齐性呻的“Duncan”。e. “确定”，在咽变量呻放入“产量”，在“固定因子”中分别放入“处理”、“区组”。f点击“模型，“定制”将“处理、“区组”放入“模型”下。在“建立项呻选择“主效应”，“继续”。g点击“两两比较”，将“处理放入“两两比较检验呻，点击“假定方差齐性”中的“Duncan”。h “确定”。3 生成图表，输出结果分析:(1)正态分布检验：期望的累积概率期望的累积概率0. 2 0. 00. 20 40. 6O. S观测的康积概率产量的正态P-P图pp图中数据点都分布在一条直线上，所

5、以产量符合正态分布。(2 )方差齐性检验：方差齐性检验产量Levene统计量dfldf2显著性由表u可知，p,所以不同品种的产量方差之间不存在 显著性差异， 方差齐性。方差齐性检验产量Levene统计量dfldf2显著性.507122.484表2由表2 2可知，P,所以施肥期不同处理水平的产量方差不存在显著性差异，方差齐性。方差齐性检验由表3可知，P,所以施肥量不同处理水平的产量方差不存在显著性差异，方差齐性。描述产虽N均值标准差标准误均值的95%曹们区间极小值极大值下限上限1317.331.52888213.5421. 1316192319.6757733318.2321. 10192033

6、23.672. 5171.45317.4229.9221264322.332. 5171.45316. 0S28.5820255316.672. 0821.20211.5021.8415196314.33.57733312.9015.7714157321.001.00057721.5226. 4823258327.331. 155.66724.4630.202628总数2420.674. 430.90418.8022.541428表1 4方差齐性检验产量Levene人6计量df 1df 2显著性1. 542716223由表3可知，处理组合1 一 12的均值和标准误分别为士、土、士、 士、士、士

7、、士、士，因此处理8 （品种九、施肥期B2、施肥量C2）的 产量最高。由表5可知，P,所以不同处理的产量方差不存在显著性差异， 方差齐性。（3）显著性差异检验:主体间效应的检验因变虽：产虽源III型平方和df均方FSig校正模型408 250a758. 32121.659000截距10250. 667110250. 6673S06. 824000区组3- 08321.542573575品种371.0003123. 66745.926000施肥期1.50011.500557466施肥呈32. 667132. 66712. 132003误差43. 083162- 693总计10702. 0002

8、1校正的总计451.33323aR方二.905 （调整R方二863）表由表6可知，区组的？，所以不同区组的产量之间不存在显著 性差异；品种的P,所以不同品种的产量之间存在极显著性差异；施 肥期的P，所以不同施肥期水平的产量之间不存在显著性差异；施肥 量的P，所以不同施肥量水平的产量之间 存在显著性差异。基于类型I 品神.便，II平方和误差项 用调和均值样木大勺均方（误差）=2- 693。子集:小=6. 000O2343 b Alpiha = 05 615- 501618 502623 004625 - 67Sig1 0001 0001 0001 000显示同今点子集中组的均值。产量Dun ca

9、na,b子集品种N1233615 . 501618. 502623. 004625. 67Si名.1. 0001. 000012显示问类子集中组的均值。基于类型III平方和泯差项为均方（俣差）=2. 693 oa便用凋利土匀值样木大小=6. 000o bAlpha =Olo表8主体间效应的检验因变虽：产虽源III型平方和df均方FSig校正模型409 750a945. 52815. 328000截距10250. 667110250. 6673451- 126000处理406 667758.09519. 559000区组3- 08321.542519606误差41.583142. 970总计10

10、702. 00024校正的总计451 33323aR方=.90S （调整R方二.849）表M0由表10可知，处理的P，所以不同处理的产量之间存在极显著性差异。Duncana,b产乐处理N子集12346314- 335316. 6716. 671317- 3317 332319- 6719 674322 333323 - 6723 677324 0024 008327 - 33Sig.061061012026显示b 0类子集中组的均值。基于类型III平方和误差项为均方（误差）=2.9700a便用调和均值样木大小=3. 000 o bAlpha =01。表m产量Duncana,b处理N子集12345314.3316.6717.33.06116.6717.3319.67.06119.6722.3307922.3323.6