SPSS實(shí)驗(yàn)報(bào)告

1、SPSS軟件應(yīng)用實(shí)驗(yàn)報(bào)告長(zhǎng)春工業(yè)大學(xué)人文學(xué)院140906班 成昊20142823實(shí)驗(yàn)報(bào)告1一、實(shí)驗(yàn)?zāi)康模赫莆誗PSS基本統(tǒng)計(jì)分析基本操作二、實(shí)驗(yàn)內(nèi)容：1、根據(jù)上面的數(shù)據(jù)，制作莖葉圖，并計(jì)算出均值和標(biāo)準(zhǔn)差，驗(yàn)證數(shù)據(jù)是否服從正態(tài)分布。2、按規(guī)定：銷(xiāo)售收入在125萬(wàn)元以上為先進(jìn)企業(yè)，115125萬(wàn)元為良好企業(yè)，105115萬(wàn)元為一般企業(yè)，105萬(wàn)元以下為落后企業(yè)，按先進(jìn)企業(yè)、良好企業(yè)、一般企業(yè)、落后企業(yè)進(jìn)行分組，編制百分比分布統(tǒng)計(jì)表。三、實(shí)驗(yàn)步驟；利用 分析>描述性統(tǒng)計(jì)>探索，結(jié)果如下：描述性統(tǒng)計(jì)資料統(tǒng)計(jì)資料標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤產(chǎn)品銷(xiāo)售額平均數(shù)116.082.44095% 平均數(shù)的信賴(lài)區(qū)間下限111

2、.14上限121.015% 修整的平均值115.89中位數(shù)115.50變異數(shù)238.122標(biāo)準(zhǔn)偏差15.431最小值87最大值150範(fàn)圍63內(nèi)四分位距21偏斜度.233.374峰度-.316.733常態(tài)檢定Kolmogorov-SmirnovaShapiro-Wilk統(tǒng)計(jì)資料df顯著性統(tǒng)計(jì)資料df顯著性產(chǎn)品銷(xiāo)售額.10040.200*.98340.800*. 這是 true 顯著的下限。a. Lilliefors 顯著更正產(chǎn)品銷(xiāo)售額 Stem-and-Leaf Plot Frequency Stem & Leaf 2.00 8 . 78 3.00 9 . 257 9.00 10 . 0

3、33455788 11.00 11 . 02345567789 7.00 12 . 0003567 5.00 13 . 05678 2.00 14 . 26 1.00 15 . 0 Stem width: 10 Each leaf: 1 case(s)分組次數(shù)百分比有效的百分比累積百分比有效先進(jìn)企業(yè)1127.527.527.5良好企業(yè)1127.527.555.0一般企業(yè)922.522.577.5落后企業(yè)922.522.5100.0總計(jì)40100.0100.0四、實(shí)驗(yàn)結(jié)果分析：1、均值為116.08、標(biāo)準(zhǔn)差為15.431，正態(tài)分布的檢驗(yàn)K-S值為0.1，Sig.值為0.983>0.05，因

4、此數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布。2、對(duì)40個(gè)企業(yè)分組后先進(jìn)企業(yè)占總體比重27.5%良好企業(yè)占總體比重27.5%一般企業(yè)占總體比重22.5%落后企業(yè)占總體比重22.5%先進(jìn)企業(yè)和良好企業(yè)占總體比重較大，一般企業(yè)和落后企業(yè)占總體比重較小。實(shí)驗(yàn)報(bào)告2一、實(shí)驗(yàn)?zāi)康模赫莆樟新?lián)表（定類(lèi)變量與定類(lèi)變量）基本操作二、實(shí)驗(yàn)內(nèi)容：1、A、B車(chē)間對(duì)廠長(zhǎng)的滿意程度是否有顯著差異2、如果有計(jì)算  系數(shù)三、實(shí)驗(yàn)步驟：首先建立數(shù)據(jù)庫(kù)錄入數(shù)據(jù)，然后運(yùn)用 分析>描述性統(tǒng)計(jì)>交叉表格 進(jìn)行列聯(lián)表分析，做卡方檢驗(yàn)，結(jié)果如下：車(chē)間*對(duì)廠長(zhǎng)的滿意度 交叉列表計(jì)數(shù) 對(duì)廠長(zhǎng)的滿意度總計(jì)滿意不滿意車(chē)間車(chē)間A301040車(chē)

5、間B202040總計(jì)503080卡方測(cè)試數(shù)值df漸近顯著性 （2 端）精確顯著性（2 端）精確顯著性（1 端）皮爾森 (Pearson) 卡方5.333a1.021持續(xù)更正b4.3201.038概似比5.4121.020費(fèi)雪 (Fisher) 確切檢定.037.018線性對(duì)線性關(guān)聯(lián)5.2671.022有效觀察值個(gè)數(shù)80a. 0 資料格 (0.0%) 預(yù)期計(jì)數(shù)小於 5。預(yù)期的計(jì)數(shù)下限為 15.00。b. 只針對(duì) 2x2 表格進(jìn)行計(jì)算有方向性的測(cè)量數(shù)值漸近標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤a大約 Tb大約 顯著性名義變數(shù)對(duì)名義變數(shù)Lambda ()對(duì)稱(chēng).143.0701.865.062車(chē)間 相依項(xiàng).250.1191.865

6、.062對(duì)廠長(zhǎng)的滿意度 相依項(xiàng).000.000.c.cGoodman 及 Kruskal tau車(chē)間 相依項(xiàng).067.055.022d對(duì)廠長(zhǎng)的滿意度 相依項(xiàng).067.055.022da. 未使用虛無(wú)假設(shè)。b. 正在使用具有虛無(wú)假設(shè)的漸近標(biāo)準(zhǔn)誤。c. 無(wú)法計(jì)算，因?yàn)闈u近標(biāo)準(zhǔn)誤等於零。d. 基於卡方近似值四、實(shí)驗(yàn)結(jié)果分析：此數(shù)據(jù)為2*2列聯(lián)表，且n>40，因此用連續(xù)校正卡方檢驗(yàn)的值Continuity Correction為4.320，對(duì)應(yīng)的Sig.值為0.038，小于0.05，可以認(rèn)為車(chē)間同廠長(zhǎng)的滿意情況是相關(guān)的，相關(guān)的  系數(shù)為0.067實(shí)驗(yàn)報(bào)告3一、實(shí)驗(yàn)?zāi)康模赫莆諈?/p>

7、數(shù)估計(jì)與假設(shè)檢驗(yàn)方法的操作二、實(shí)驗(yàn)內(nèi)容：上面的數(shù)據(jù)是否證明了先參加實(shí)踐對(duì)提高平均測(cè)試分?jǐn)?shù)的效果顯著三、實(shí)驗(yàn)步驟：用配對(duì)樣本t檢驗(yàn)，原假設(shè)為方案A和方案B對(duì)平均測(cè)試的成績(jī)不存在差異。首先運(yùn)用數(shù)據(jù)探測(cè)做正態(tài)分布檢驗(yàn)，得到結(jié)果如下表：常態(tài)檢定Kolmogorov-SmirnovaShapiro-Wilk統(tǒng)計(jì)資料df顯著性統(tǒng)計(jì)資料df顯著性方案A.14210.200*.94110.561方案B.26110.051.88210.137*. 這是 true 顯著的下限。a. Lilliefors 顯著更正通過(guò)上表可以看出，方案A和方案B的p值均大于0.05，表明數(shù)據(jù)均服從正態(tài)分布。滿足配對(duì)樣本t檢驗(yàn)的前提

8、假定條件，然后利用 分析>比較平均值>配對(duì)樣本t檢驗(yàn) 進(jìn)行分析，結(jié)果如下：成對(duì)樣本檢定程對(duì)差異數(shù)Tdf顯著性 （雙尾）平均數(shù)標(biāo)準(zhǔn)偏差標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤平均值95% 差異數(shù)的信賴(lài)區(qū)間下限上限對(duì)組 1方案A - 方案B-5.00011.3333.584-13.1073.107-1.3959.196四實(shí)驗(yàn)結(jié)果分析：通過(guò)上表可以看出t=-1.395，Sig.=0.196>0.05，所以，不能拒絕原假設(shè)，方案A和方案B對(duì)平均測(cè)試的成績(jī)不存在差異。實(shí)驗(yàn)報(bào)告4一、實(shí)驗(yàn)?zāi)康模赫莆辗讲罘治龇椒ǖ牟僮鞫?、?shí)驗(yàn)內(nèi)容：利用多因素方差分析方法，分析不同地區(qū)和不同日期對(duì)該商品的銷(xiāo)售量是否產(chǎn)生了顯著影響？地區(qū)和日期

9、是否對(duì)該商品的銷(xiāo)售產(chǎn)生了交互影響。三、實(shí)驗(yàn)步驟：運(yùn)用 分析>一般線性模型>單變量 進(jìn)行分析。首先進(jìn)行總體方差是否相等的方差齊性檢驗(yàn)。Levene's 錯(cuò)誤共變異等式檢定a因變數(shù): 銷(xiāo)售量 Fdf1df2顯著性.508818.835檢定因變數(shù)的錯(cuò)誤共變異在群組內(nèi)相等的空假設(shè)。a. 設(shè)計(jì)：截距 + 地區(qū) + 日期 + 地區(qū) * 日期通過(guò)上表可以看出，Sig.=0.835>0.05，所以，總體方差相等，接著看方差分析的檢驗(yàn)結(jié)果：主旨間效果檢定因變數(shù): 銷(xiāo)售量 來(lái)源第 III 類(lèi)平方和df平均值平方F顯著性局部 Eta 方形修正的模型80074074.074a81000925

10、9.25910.810.000.828截距811259259.2591811259259.259876.160.000.980地區(qū)3851851.85221925925.9262.080.154.188日期5629629.63022814814.8153.040.073.252地區(qū) * 日期70592592.593417648148.14819.060.000.809錯(cuò)誤16666666.66718925925.926總計(jì)908000000.00027校正後總數(shù)96740740.74126a. R 平方 = .828（調(diào)整的 R 平方 = .751）四、結(jié)果分析：通過(guò)上表可以看出，地區(qū)對(duì)應(yīng)的F

11、=2.08，Sig.=0.154>0.05，日期對(duì)應(yīng)的F=3.04，Sig.=0.073>0.05，可見(jiàn)，地區(qū)和日期單獨(dú)對(duì)銷(xiāo)售量都沒(méi)有顯著影響，地區(qū)*時(shí)間對(duì)應(yīng)的F=19.06,Sig.=0.000<0.05，所以，地區(qū)和日期的交互作用對(duì)銷(xiāo)售量有影響。實(shí)驗(yàn)報(bào)告5一、實(shí)驗(yàn)?zāi)康模赫莆障嚓P(guān)分析方法的操作二、實(shí)驗(yàn)內(nèi)容：以下是對(duì)五百名文化程度代際流動(dòng)的抽樣調(diào)查，試求父輩文化和子輩文化之間是否有差異。三、實(shí)驗(yàn)步驟：Kendallt相關(guān)分析。原假設(shè)為子輩文化和父輩文化之間不存在著等級(jí)相關(guān)。運(yùn)用 分析>相關(guān)>雙變量 進(jìn)行分析，結(jié)果如下：相關(guān)系數(shù)父輩文化程度子輩文化程度Kendall

12、 的 tau_b父輩文化程度相關(guān)系數(shù)1.000.594*Sig.（雙側(cè)）.000N500500子輩文化程度相關(guān)系數(shù).594*1.000Sig.（雙側(cè)）.000.N500500*. 在置信度（雙測(cè)）為 0.01 時(shí)，相關(guān)性是顯著的。四實(shí)驗(yàn)結(jié)果分析：通過(guò)上表可以看出，Kendalls tau_b=0.594，對(duì)應(yīng)的Sig.=0.000<0.05，拒絕原假設(shè)，可以認(rèn)為子輩文化和父輩文化之間存在著等級(jí)相關(guān)。實(shí)驗(yàn)報(bào)告6一、實(shí)驗(yàn)?zāi)康模赫莆辗菂?shù)檢驗(yàn)方法的操作二、實(shí)驗(yàn)內(nèi)容：某地某一時(shí)期出生40名嬰兒，其中女?huà)?2名，男嬰28名。這個(gè)地方出生嬰兒的性別比例與通常的男女性別比例是否相同三、實(shí)驗(yàn)步驟：?jiǎn)螛颖?/p>

13、二項(xiàng)分布檢驗(yàn)。原假設(shè)為這個(gè)地方出生嬰兒的性別比例與通常的男女性別比例相同，運(yùn)用 分析>非參數(shù)檢驗(yàn)>二項(xiàng)式 進(jìn)行分析，結(jié)果如下：二項(xiàng)式檢驗(yàn)類(lèi)別N觀察比例檢驗(yàn)比例漸近顯著性(雙側(cè))嬰兒性別組 1男28.70.50.017a組 2女12.30總數(shù)401.00a. 基于 Z 近似值。四實(shí)驗(yàn)結(jié)果分析：通過(guò)上表可知，40名嬰兒中男嬰28名，占70%，女?huà)?2名，占30%。SPSS自動(dòng)計(jì)算精確概率Sig.值為0.017，小于0.05，拒絕原假設(shè)，可以認(rèn)為這個(gè)地方出生嬰兒的性別比例與通常的男女性別比例不同，男嬰要多于女?huà)搿?shí)驗(yàn)報(bào)告7一、實(shí)驗(yàn)?zāi)康模赫莆辗菂?shù)檢驗(yàn)方法的操作二、實(shí)驗(yàn)內(nèi)容：用非參數(shù)檢驗(yàn)的

14、方法檢驗(yàn)工廠規(guī)模與信息傳遞是否有關(guān)。三、實(shí)驗(yàn)步驟：兩獨(dú)立樣本的曼-惠特尼U檢驗(yàn)。原假設(shè)為工廠規(guī)模與信息傳遞無(wú)關(guān)，運(yùn)用 分析>非參數(shù)檢驗(yàn)>兩個(gè)獨(dú)立樣本 進(jìn)行分析，結(jié)果如下：檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量b信息傳遞Mann-Whitney U5.000Wilcoxon W15.000Z-1.246漸近顯著性(雙側(cè)).213精確顯著性2*（單側(cè)顯著性）.286aa. 沒(méi)有對(duì)結(jié)進(jìn)行修正。b. 分組變量: 廠規(guī)模四實(shí)驗(yàn)結(jié)果分析：由上表可知，U=5，因?yàn)槭切颖荆淳_概率值Sig.為0.286，大于0.05，不應(yīng)該拒絕原假設(shè)，可以得出工廠規(guī)模與信息傳遞無(wú)關(guān)。實(shí)驗(yàn)報(bào)告8一、實(shí)驗(yàn)?zāi)康模赫莆辗菂?shù)檢驗(yàn)方法的操作二、實(shí)驗(yàn)內(nèi)容：分析三個(gè)班級(jí)成績(jī)的中位值是否存在顯著差異。 三、實(shí)驗(yàn)步驟：多個(gè)獨(dú)立樣本的Median檢驗(yàn)。原假設(shè)為三個(gè)班級(jí)成績(jī)的中位值沒(méi)有顯著差異。運(yùn)用 分析>非參數(shù)檢驗(yàn)>K個(gè)樣本獨(dú)立檢驗(yàn) 進(jìn)行分析，結(jié)果如下：檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量b成績(jī)N45中值75.00卡方9.474adf2漸近顯著性.009a. 0 個(gè)單元 (.0%) 具有小于 5 的期望頻率。單元最小期望頻率為 6.3。b. 分組變量: 班級(jí)四實(shí)驗(yàn)結(jié)果分析：通過(guò)上表可知，X2=9.474，df=2，Sig.值為0.015，小于0.05，拒絕原假設(shè)，因此可以認(rèn)為廣告對(duì)商品促銷(xiāo)起作用。實(shí)驗(yàn)報(bào)告9一、實(shí)驗(yàn)?zāi)康模赫莆辗?/p>