用spss20進(jìn)行可重復(fù)單因素隨機(jī)區(qū)組、兩因素隨機(jī)區(qū)組、兩因素裂區(qū)試驗(yàn)設(shè)計(jì)方差的分析

1、-WORDB式一可編輯-一、可重復(fù)單因素隨機(jī)區(qū)組試驗(yàn)設(shè)計(jì)8個(gè)小麥品種的產(chǎn)比試驗(yàn)， 采用隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，3次重復(fù)，計(jì)產(chǎn)面積 如下，進(jìn)行方差分析和多重比較。表1小麥品比試驗(yàn)產(chǎn)量結(jié)果（公斤）25平米，產(chǎn)量結(jié)果品種區(qū)組）里1110.92110.83111.1419.15111.86110.17110819.3129.12212.33212.54210.75213.96210.67211.58210.41312.223143310.54310.15316.86311.87314.18314.41、打開(kāi)程序把上述數(shù)據(jù)輸入進(jìn)去。2、執(zhí)行：分析-一般線，f模型-單變量。勸舊 RftTi皆圖過(guò)1 1510!琳叨

2、BH犯;次m9地 口1® 帆j1IWfl巨鑿叫rfi*I血+悔卜+S3 3-武金笆BiTikg品二 2Z&T13泰觸KrtjthttWiidiy* I piAttl- g At"HMtHM |11.WIM-ItftttWHiEi 、 1mhm 曰*K蟲(chóng) Qmio-日22.M1 oar - MflMSfj3.Mi M卜球©t44JXi1 M*«<4.M1 Mg西卜 + Ki等&R11M幻*性澳器i2t vk£K|UIrKntM卜K-i?.M1 CHHtIM1 (MEQ1.WZWWl.H11l.Wzm1?國(guó)a2WItfllWi

3、tti.Ni 1s1?DOZOOU2M住事國(guó)；c1*1.HJ卡1 H3伽*Ii 咽:口t1Bz.ro*伯3MH*的螞N即4.W3M同RDC 加Ei£i54TIJM22S.IXI3國(guó)113DW? w0謙11irMuunn! «nil®!H&l3、將產(chǎn)量放進(jìn)因變量，品種和區(qū)組放進(jìn)固定因子。4、單擊模型，選擇設(shè)定單選框，將品種和區(qū)組放進(jìn)模型中，只分析主效應(yīng)。5、在兩兩比較中進(jìn)行多重比較，這里只用分析品種?？梢赃x擇多種比較方法。6、分析結(jié)果。主體間效應(yīng)的檢驗(yàn)因變量：產(chǎn)量源III 型平方和df均方FSig.校正模型61.641 a96.8494.174.009截距3

4、220.16713220.1671962.448.000區(qū)組27.561213.7808.398.004品種34.08074.8692.967.040誤差22.972141.641總計(jì)3304.78024校正的總計(jì)84.61323a. R 方=.729 （調(diào)整 R 方=.554 ）這里只須看區(qū)組和品種兩行，兩者均達(dá)到顯著水平，說(shuō)明土壤肥力和品種均 影響產(chǎn)量結(jié)果。下面是多重比較，只有方差分析達(dá)到顯著差異才進(jìn)行多重比較。因變量：產(chǎn)量多個(gè)比較(I)品(J)品種均值差值標(biāo)準(zhǔn)誤差Sig.95%置信區(qū)間種(I-J)下限上限2.00-1.63331.04591.141-3.8766.60993.00-.63

5、331.04591.555-2.87661.60994.00.76671.04591.476-1.47663.00991.005.00*-3.43331.04591.005-5.6766-1.19016.00-.10001.04591.925-2.34332.14337.00-1.13331.04591.297-3.37661.10998.00-.63331.04591.555-2.87661.60991.001.63331.04591.141-.60993.87663.001.00001.04591.355-1.24333.24334.00*2.40001.04591.038.15674.6

6、4332.005.00-1.80001.04591.107-4.0433.44336.001.53331.04591.165-.70993.77667.00.50001.04591.640-1.74332.74338.001.00001.04591.355-1.24333.24331.00.63331.04591.555-1.60992.87662.00-1.00001.04591.355-3.24331.2433LSD4.001.40001.04591.202-.84333.64333.005.00*-2.80001.04591.018-5.0433-.55676.00.53331.0459

7、1.618-1.70992.77667.00-.50001.04591.640-2.74331.74338.00.00001.045911.000-2.24332.24331.00-.76671.04591.476-3.00991.47662.00*-2.40001.04591.038-4.6433-.15673.00-1.40001.04591.202-3.6433.84334.005.00*-4.20001.04591.001-6.4433-1.95676.00-.86671.04591.421-3.10991.37667.00-1.90001.04591.091-4.1433.34338

8、.00-1.40001.04591.202-3.6433.84331.00*3.43331.04591.0051.19015.67662.001.80001.04591.107-.44334.04335.003.00*2.80001.04591.018.55675.04334.00*4.20001.04591.0011.95676.44336.00*3.33331.04591.0071.09015.57667.00*2.30001.04591.045.05674.54338.00*2.80001.04591.018.55675.04331.00.10001.04591.925-2.14332.

9、34332.00-1.53331.04591.165-3.7766.70993.00-.53331.04591.618-2.77661.70996.004.00.86671.04591.421-1.37663.10995.00*-3.33331.04591.007-5.5766-1.09017.00-1.03331.04591.340-3.27661.20998.00-.53331.04591.618-2.77661.70991.001.13331.04591.297-1.10993.37662.00-.50001.04591.640-2.74331.74333.00.50001.04591.

10、640-1.74332.74337.004.001.90001.04591.091-.34334.14335.00*-2.30001.04591.045-4.5433-.05676.001.03331.04591.340-1.20993.27668.00.50001.04591.640-1.74332.74331.00.63331.04591.555-1.60992.87662.00-1.00001.04591.355-3.24331.24333.00.00001.045911.000-2.24332.24338.004.001.40001.04591.202-.84333.64335.00*

11、-2.80001.04591.018-5.0433-.55676.00.53331.04591.618-1.70992.77667.00-.50001.04591.640-2.74331.7433基于觀測(cè)到的均值。誤差項(xiàng)為均值方（錯(cuò)誤）=1.641 o*.均值差值在0.05級(jí)別上較顯著。品種N子集124.0039.96671.00310.73336.00310.83333.00311.3667Duncana,b8.00311.36677.00311.866711.86672.00312.366712.36675.00314.1667Sig.060.055已顯示同類子集中的組均值?；谟^測(cè)到的均

12、值。誤差項(xiàng)為均值方（錯(cuò)誤）=1.641a.使用調(diào)和均值樣本大小=3.0003次重復(fù)，品種3個(gè)水b. Alpha = 0.05。品種密度區(qū)組）里1118112811381217122712361316132513362119212921382217222922362318232723363117312731363218322732383311033293339二、兩因素可重復(fù)隨機(jī)區(qū)組試驗(yàn)設(shè)計(jì)下面是水稻品種和密度對(duì)產(chǎn)量的影響，采用隨機(jī)區(qū)組試驗(yàn)設(shè)計(jì),平，密度3個(gè)水平，共27個(gè)觀測(cè)值。小區(qū)計(jì)產(chǎn)面積 20平米。表2水稻品種與密度產(chǎn)比試驗(yàn)1、輸入數(shù)據(jù)，執(zhí)行：分析-一般線性模型-單變量。注意區(qū)組作為隨機(jī)因子

13、。2、選擇模型。注意模型中有三者的主效和品種與密度的交互。3、分析結(jié)果。注意自由度的分解。使用一個(gè)誤差（0.486）計(jì)算F值。主體間效應(yīng)的檢驗(yàn)因變量：產(chǎn)量源III 型平方和df均方FSig.假設(shè)1496.33311496.3331035.923.001截距誤差2.88921.444 a假設(shè)6.22223.1116.400.009品種誤差7.77816.486 b假設(shè)1.5562.7781.600.233密度“誤差7.77816.486 b假設(shè)2.88921.4442.971.080區(qū)組誤差7.77816.486 b假設(shè)22.22245.55611.429.000品種*密度誤差7.77816.4

14、86 ba. MS(區(qū)組)b. MS(錯(cuò)誤)4、語(yǔ)句。UNIANOVA產(chǎn)量BY品種密度區(qū)組/RANDOM=區(qū)組/METHOD=SSTYPE(3)/INTERCEPT=INCLUDE/POSTHOC錦種密度(DUNCAN)/CRITERIA=ALPHA(0.05)/DESIGN品種 密度 區(qū)組 品種*密度.三、兩因素可重復(fù)裂區(qū)設(shè)計(jì)表3是中耕次數(shù)和施肥量對(duì)小麥產(chǎn)量的影響，采用兩因素裂區(qū)試驗(yàn)設(shè)計(jì)，3次重復(fù),主區(qū)為中耕次數(shù)，3個(gè)水平，副區(qū)為施肥量，4個(gè)水平。小區(qū)計(jì)產(chǎn)面積 33平米。表3中耕次數(shù)和施肥量對(duì)小麥產(chǎn)量的影響（公斤）主處理副處理重復(fù)）里11129121371311814117211282213

15、12311324113311303213133115341161122812232132141421621229222282321324212312273222833214342151133212331133171431521325223292331024312313263233133311343131、輸入數(shù)據(jù)，執(zhí)行：分析-一般線性模型-單變量。注意區(qū)組作為隨機(jī)因子。2、模型。注意，在填好模型后，點(diǎn)擊繼續(xù)，然后點(diǎn)擊粘貼，進(jìn)入語(yǔ)句編輯器。3、原來(lái)是這樣的，要做修改。4、修改后是這樣的，最后一句加個(gè)東西。語(yǔ)句：UNIANOVA產(chǎn)量BY副處理主處理重復(fù)/RANDOM=重復(fù)/METHOD=SSTYP

16、E(3)/INTERCEPT=INCLUDE/POSTHOC制處理主處理(DUNCAN LSD)/CRITERIA=ALPHA(0.05)/DESIGN/IJ處理 主處理 重復(fù) 重復(fù)(主處理)主處理*副處理.5、運(yùn)行后得結(jié)果。區(qū)別在于，副處理和交互的F值用2.565求得，主處理和重復(fù)用2.292 求得。實(shí)際上在兩因素隨機(jī)區(qū)組的基礎(chǔ)上進(jìn)一步分解自由度。主體間效應(yīng)的檢驗(yàn)因變量：產(chǎn)量源III 型平方和df均方FSig.假設(shè)17161.000117161.0001050.673.001截距誤差32.667216.333 a假設(shè)80.167240.08317.491.011主處理誤差9.16742.29

17、2 b假設(shè)2179.6673726.556283.278.000副處理誤差46.167182.565 c假設(shè)32.667216.3337.127.048重復(fù)誤差9.16742.292 b假設(shè)9.16742.292.894.488重復(fù)（主處理）、口工誤差46.167182.565 c假設(shè)7.16761.194.466.825主處理*副處理誤差46.167182.565 ca. MS（重復(fù)）b. MS（重復(fù)（主處理）c. MS（錯(cuò)誤）通過(guò)上面的分析可以看出幾點(diǎn)：1、隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)中，重復(fù)即區(qū)組，區(qū)組作為一個(gè)因子進(jìn)行分析。2、固定因子和隨機(jī)因子的區(qū)別，在單因素可重復(fù)隨機(jī)區(qū)組和兩因素可重復(fù)隨機(jī) 區(qū)組設(shè)計(jì)

18、中，把區(qū)組看成一個(gè)因子， 等同于兩因素和三要素?zé)o重復(fù)設(shè)計(jì)，區(qū)組當(dāng)作固定因子和隨機(jī)因子結(jié)果一樣（如下表），但在裂區(qū)設(shè)計(jì)中不一樣， F值的求解不同。3、方差分析重 點(diǎn)在于自由度的分解。單因素可重復(fù)隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)主體間效應(yīng)的檢驗(yàn)源III 型平方和df均方FSig.假設(shè)3220.16713220.167233.677.004截距誤差27.561213.780 a假設(shè)34.08074.8692.967.040品種b誤差22.973141.641假設(shè)27.561213.7808.398.004區(qū)組誤差22.973141.641 b主體間效應(yīng)的檢驗(yàn)源III型平方和df均方FSig.校正模型61.641 a96

19、.8494.174.009截距3220.16713220.1671962.448.000區(qū)組27.561213.7808.398.004品種34.08074.8692.967.040誤差22.972141.641總計(jì)3304.78024校正的總計(jì)84.61323兩因素可重復(fù)隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)主體間效應(yīng)的檢驗(yàn)因變量：產(chǎn)量源III 型平方和df均方FSig.截距假設(shè)誤差1496.3332.889121496.333a1.4441035.923.001品種假設(shè)誤差6.2227.7782163.111._ _ b.4866.400.009密度假設(shè)誤差1.5567.778216.778b.4861.600.2

20、33區(qū)組假設(shè)誤差2.8897.7782161.444._ _ b.4862.971.080品種*密度假設(shè)誤差22.2227.7784165.556.486 b11.429.000a. MS（區(qū)組）b. MS（錯(cuò)誤）主體間效應(yīng)的檢驗(yàn)因變量：產(chǎn)量源III 型平方df均方FSig.和校正模型32.889 a103.2896.766.000截距1496.33311496.3333078.171.000品種6.22223.1116.400.009密度1.5562.7781.600.233品種*密度22.22245.55611.429.000區(qū)組2.88921.4442.971.080誤差7.77816.486總計(jì)1537.00027校正的總計(jì)4