利用SPSS做方差分析報(bào)告教程

1、利用SPSS做方差分析教程在分享了 SPSS安裝包后，除了問我 SPSS怎么安裝的外，還有人問怎么做方差分析的。 其實(shí)大家如果林業(yè)應(yīng)用統(tǒng)計(jì)理論部分還記得的話，是可以用Excel來做方差分析的，不過稍顯繁瑣一點(diǎn)。當(dāng)然，既然部分人已經(jīng)裝好了SPSS而且SPSS做方差分析有具有很大的方便性，今天我就分享一下如何利用SPSS做方差分析。方差分析可分為單變量單因素、 單變量多因素和多變量多因素方差分析三種，單變量單因素在林業(yè)應(yīng)用統(tǒng)計(jì)書中第 228頁有詳細(xì)介紹，相對(duì)簡(jiǎn)單，在這里不做重復(fù)，需要的同學(xué)可 自行查閱。不過，操作方法都大同小異，只在輸入數(shù)據(jù)和選項(xiàng)上有所不同。在這里不對(duì)方差分析的理論部分進(jìn)行介紹，一

2、句話來說，方差分析是用來比較不同處理之間是否存在顯著性差異的。在我看來，大家的試驗(yàn)類型還是以單變量多因素為主的，如果分不清變量與因素，可以再去看書，也不再展開了。下面我以書中第172頁例三為例，做單變量多因素的方差分析。為了從三個(gè)水平的氮肥和三個(gè)水平的磷肥中選擇最有利樹苗生長(zhǎng)的最佳水平組合，設(shè)計(jì)了兩因素試驗(yàn)，每個(gè)水平組合重復(fù)4次，結(jié)果如下表，試進(jìn)行方差分析。磷肥氮肥B1B2B3A1515933352122353416323621A2576960505348434618322824A3584563696548575440433629表1氮肥和磷肥樹苗生長(zhǎng)的生物量可以看出大多數(shù)我們所進(jìn)行的試驗(yàn)都可

3、以歸類于這種試驗(yàn)類型，特別是組培、嫁接、生根、或者不同處理之間測(cè)各種指標(biāo)的試驗(yàn)，以下就在SPSS中輸入數(shù)據(jù)。ETI1HI 田 HlfrlEl111BiW311mco31133 SO4-1I35 «D6122i«R1濃oT1236 50BT2MHg13lt<0io13近辭1113箔也1213Z1«J1321站 *0id21御薊IS1U40162154 DO軒2 2 £«崗52說薊1-977JJ*O9224« GO21231B DOa23J2f023?3卻4H15CI軸右|曲去 屈b 畠?nèi)阱?料已 竹斬因 m如昨law蟲 蟲用直矗砂

4、 匚芭;助a< -#KBi LBHK4 如 SS SbrtalKi EfSAMIHhffw白音卜國(guó)試驗(yàn)看作兩因素三水平四重復(fù)的試驗(yàn)，P和N分別代表每一個(gè)生物量所在的處理，一一對(duì)應(yīng)即可，和Excel中相差不大，但不可以簡(jiǎn)單復(fù)制，注意分清因變量與自變量 （固定因子） 同時(shí)注意P和N在變量視圖中應(yīng)該設(shè)置為序號(hào)。選擇菜單欄 分析般線性模型單變量（多變量的試驗(yàn)自然選擇多變量）選擇生物量摁箭頭符號(hào)加入因變量，把剩下的P和N選擇入固定因子（即自變量），這是兩因素的方差分析。（單因素只有一個(gè)固定因子，當(dāng)然輸入數(shù)據(jù)也只有一個(gè)序號(hào)變量）再選擇兩兩比較，把 P和N摁箭頭移入兩兩比較檢驗(yàn)，選擇LSD法。（兩兩比

5、較檢驗(yàn)可不做，假定方差齊性也可選擇Duncan法，根據(jù)個(gè)人需求選擇）如果你兩個(gè)因素之間在理論上可能有相互作用，那么最好進(jìn)行交互作用的檢驗(yàn)（也可不做），當(dāng)然還有比較主效應(yīng)選項(xiàng)，在模型選型中也可以設(shè)定，不過一般不需要這個(gè)選項(xiàng)，只 有遇到自由度為零時(shí)，可能需要這個(gè)選項(xiàng)，但是這可能屬于試驗(yàn)設(shè)計(jì)的問題。輸出勾選描述統(tǒng)計(jì)和方差齊性檢驗(yàn)，可設(shè)置顯著性水平 0.05或0.01，點(diǎn)繼續(xù)回到原來 開始的窗口，點(diǎn)確定，就會(huì)在輸出窗口中輸出分析結(jié)果。主體間因子NP112212312N112212312因?qū)D重生韌重PN均值標(biāo)準(zhǔn)偏差N1144.500012.56306422G.OOOO7.527734326.25009.

6、322914總計(jì)32.Q16T12.4933312215S.OOOO7.074014247.50004 203174325.50005.972164總計(jì)44.000015.5621912315G.750010 210294256.00007.071074337.00006 056304總計(jì)50.583312.4130312總計(jì)164.0333117740712243.833313.5558412320.58338.5754212總計(jì)42.500015J081836主體間因子和描述性統(tǒng)計(jì)量是一些基本的統(tǒng)計(jì)量，包括變量個(gè)數(shù)，均值，標(biāo)準(zhǔn)差?？梢宰鲆恍┗镜慕y(tǒng)計(jì)圖。11諜差方差等同性的Levene槍雷

7、護(hù)Fdfldf2Sig.1.559827.194即任所有組中因變里的誤差因變里生物里主休間效應(yīng)的檻驗(yàn)因變重:生物重源川型平方和df均方FSig.校正模型6164.500°e770.56311 403000截距65025.000165026.000982.277.000P1913,1672955.58314 156000N3B33.50D2181575028.865.000P*N6178334154 4532 2E60S6誤差1924.5002767.574總計(jì)73014.00036校正的總計(jì)798900035亂R方=772仃周整R方= 70+)第一個(gè)表格可以不看，主要看第二個(gè)表格主體

8、間效應(yīng)的檢驗(yàn)，比較Sig.與a的值即可。估算邊際均值因?qū)D量:生物重1.PP均值標(biāo)準(zhǔn)誤差S5% g信區(qū)間下限上限132.9172.37328.04837.760244.0002.37339.1314S.869350.5032.37345.71455.452雙擊以救活2.N因變重生物里N均值標(biāo)準(zhǔn)誤差加置信區(qū)閭下限上限154.0332.37349.21453.952243.8332.37338JE448702329.5832.37324.71434.4523.P*N因變重生物里PN均值標(biāo)準(zhǔn)誤差95% g信區(qū)間下限上限1144.5004.11036 06752.93322B.OOO4.11019.56

9、736 433328.2504 11017.81734.6632159.0004.11050.56767 433247.5004.11039.0&755.933325.5004.11017 0E733 93331567504 11050.31767 163256.0004.11047.5E764.433337.0004.11028.56745.433這部分是 N P、N*P效應(yīng)的比較，也不是很重要。在此之后”檢驗(yàn)(l)p(J)P均值差值（I-J5標(biāo)準(zhǔn)誤差Sig.95%®信區(qū)間下限上限12-11.0033'3.35594.003-17,9692-4.19753-1 7.

10、6657"3.35584.000-24.5525-1078082111.0833'3.355940034197517.96923-S.58333.35594OEO-13.4692.30253117.66S71'3.35594000107B0824.552526.58333.35594OEO-.30251 3 4692巴均值差值在兩級(jí)別上較顯番°同類子集N誓個(gè)比較(1)N均脩差值Z標(biāo)進(jìn)嘎菱Sig.95%置信區(qū)間上原r 1210.250(/3.35594.0053.364217135B324.500013 35594.00017.614231.385Bp-1-10.25D0T3.35594.00517.135S-3J642314.2500'3.35594.0007.364221 1358314.5000'3.35594.000-31.3BSB-17.61422-14.2500'3 35594.000-21.1358-7.3642fe) = 07 574o"均值差值住.站級(jí)別上較顯著。多重比較的結(jié)果自然是在最后，其實(shí)直接看主體間效應(yīng)的檢驗(yàn)和多個(gè)比較即可，這也是對(duì)于我們來說最重要的部