均值檢驗(yàn)、方差分析 SPSS

1、一、實(shí)驗(yàn)?zāi)康募耙螅?、目的用SPSS軟件實(shí)現(xiàn)均值檢驗(yàn)和方差分析。2、內(nèi)容及要求用SPSS對所要求數(shù)據(jù)進(jìn)行相應(yīng)的數(shù)據(jù)處理和分析：均值檢驗(yàn)、方差分析。二、儀器用具:儀器名稱規(guī)格/型號數(shù)量備注計算機(jī)1有網(wǎng)絡(luò)環(huán)境SPSS軟件1三、實(shí)驗(yàn)方法與步驟:從網(wǎng)上下載到可用的數(shù)據(jù)將所需數(shù)據(jù)復(fù)制到SPSS中，并且把學(xué)校變量改為數(shù)值型變量，用1、2分別代替“A”和“B”。四、實(shí)驗(yàn)結(jié)果與數(shù)據(jù)處理：首先用SPSS軟件對單變量進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)，結(jié)果如下： 正態(tài)性檢驗(yàn)1Kqlmogorov-Smirnov統(tǒng)計量dfSig語文.08460.200*Shapiro-Wilk 統(tǒng)計量dfSig.98660.698數(shù)學(xué).10260.

2、192.97260.185英語.07160.200*.98260.512物理.08760.200*.99060.894化學(xué)07Q 160 1200* 198460627a. Lilliefors顯著水平修正*.這是真實(shí)顯著水平的下限。因?yàn)闃颖緮?shù)n=602000，所以此處選用Shapiro-Wilk統(tǒng)計量。由Sig.值我們可以認(rèn)為五科的錄取分?jǐn)?shù)均遵從正態(tài)分布。用SPSS的GLM模塊進(jìn)行多元正態(tài)分布有關(guān)均值與方差的檢驗(yàn)，結(jié)果如下：第一張主體間因子表展示了樣本數(shù)據(jù)分別來自兩個,學(xué)校的個數(shù)。第二張多變量 檢驗(yàn)表給出了幾個統(tǒng)計量，由Sig .值可以看出，無論從哪個統(tǒng)計量來看，兩個,學(xué)校 的錄取分?jǐn)?shù)都是有

3、顯著差別的。由于模型通過了顯著性檢驗(yàn)，意味著兩所,學(xué)校的錄 取分?jǐn)?shù)線是不同的。N學(xué)校A30B30多變量檢驗(yàn),效應(yīng)值f假設(shè)df誤差dfS截距Pillai的跟蹤.99916790.281a5.00054.000.000Wilks 的 Lambda.00116790.281a5.00054.000.000Hotelling的跟蹤1554.65616790.281a5.00054.000.000Roy的最大根1554 65616790 281.5 00054 000000n uj B J J-l代11LL學(xué)校Pillai的跟蹤.85161.672a5.00054.000.000Wilks 的 Lamb

4、da.14961.672a5.00054.000.000Hotelling的跟蹤5.71061.672a5.00054.000.000Ro的最大根5 710a 1 (2 705 00054 000000精確統(tǒng)計量設(shè)計：截距+學(xué)校主體間效應(yīng)的檢源因變量TTT 開df均方FSig校正模型語文1050.017a11050.01748.251.000數(shù)學(xué)1470.150b11470.15086.034.000英語1135.350c11135.35039.831.000物理1859.267d11859.26783.392.000化學(xué)1560600141.6520截距語文372408.8171372408

5、.81717113.201.000數(shù)學(xué)376833.7501376833.75022052.626.000英語388010.4171388010.41713612.479.000物理389781.6001389781.60017482.600.000化學(xué)383360.267U383360.26710231.722.000學(xué)校語文1050.01711050.01748.251.000數(shù)學(xué)1470.15011470.15086.034.000英語1135.35011135.35039.831.000物理1859.26711859.26783.392.000止當(dāng)15606001-156060041.

6、652000誤差語文1262.1675821.761數(shù)學(xué)991.1005817.088英語1653.2335828.504物理1293.1335822.295化學(xué)2173.13358-37.468總計語文374721.00060數(shù)學(xué)379295.00060英語390799.00060物理392934.00060化學(xué)387094.00060校正的總計語文2312.18359數(shù)學(xué)2461.25059英語2788.58359物理3152.40059化學(xué)3733 73359R 方=.454 （調(diào)整 R 方=.445）R 方=.597 （調(diào)整 R 方=.590）R 方=.407 （調(diào)整 R 方=.397

7、）R 方=.590 （調(diào)整 R 方=.583）R 方=.418 （調(diào)整 R 方=.408）由上面主體間效應(yīng)的檢驗(yàn)表可知五科分?jǐn)?shù)的Sig.值均為0.000說明兩個學(xué)校本 科錄取分?jǐn)?shù)在五門課上都存在顯著差別。+協(xié)方差矩陣等同性的Rev檢驗(yàn)aBox 的 MFdf1df2Sig14.729.8911513544.526575檢驗(yàn)零假設(shè)，即觀測到的因變量的協(xié)方差矩陣在所有組中均相等。a.設(shè)計：截距+學(xué)校該表為協(xié)方差陣相等的檢驗(yàn)表，檢驗(yàn)統(tǒng)計為Boxs M,由Sig.值可以認(rèn)為兩個學(xué)校（總體）的協(xié)方差陣是相等的。誤差方差等同性的T awana 檢驗(yàn).Fdf1df2Sig語文2.002158.162數(shù)學(xué).55

8、4158.460英語.001158.979物理.121158.729_化學(xué)099158754檢驗(yàn)零假設(shè)，即在所有組中因變量的誤差方差均相等。a.設(shè)計：截距+學(xué)校由誤差方差等同性的Levene檢驗(yàn)表，可以得知，在顯著性水平為0.05水平下, 五科分?jǐn)?shù)的誤差平方在兩個,學(xué)校間是沒有顯著差別。下頁成對此較表給出了不同,學(xué)校五科錄取分?jǐn)?shù)的比較與檢驗(yàn)及檢驗(yàn)的可信性 統(tǒng)計量。成對比較因變量（T）學(xué)校J）學(xué)校+均值差值（T-T）標(biāo)準(zhǔn)誤差差分的95%置信區(qū)|、間下限上曰語文_428.367*1.204.00IX5.95610.77821-8.367*1.204.00IX-10.778-5.956數(shù)學(xué)129.9

9、00*U067-.0007.76412.03621-9.900*1.067.00-12.036-7.764英語128 700*179-0005 94111 45921-8.700*1.379.00IX-11.459-5.941物理1211.133*1.21.0008.69313.57421-11.133*1.219.00IX-13.574-8.693化學(xué)1210.200*1.58.0007.03613.3642110 200*1 58000013 3647 036基于估算邊際均值*.均值差值在.05級別上較顯著。a.對多個比較的調(diào)整：最不顯著差別（相當(dāng)于末作調(diào)整）。綜上：通過對兩個,學(xué)校的本科錄取分?jǐn)?shù)線的具體的比較分析，所得的數(shù)據(jù)表明， 兩個,學(xué)校的本科錄取分?jǐn)?shù)線存在著明顯的差異，并且在語文、數(shù),學(xué)、英語、物理和 化學(xué)這五門課程的錄取分?jǐn)?shù)上均有顯著的差異。五、討論與結(jié)論在本次實(shí)驗(yàn)中還有一些讓我比較困惑的問題：第一：對于本道題目的檢驗(yàn)是否可以直接用獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)得到結(jié)果呢？相關(guān)的分析見下頁獨(dú)立樣本檢驗(yàn)表：可以看出語文、數(shù),學(xué)、英語、物理、化學(xué)均通過了方差齊性檢驗(yàn)（即對Levene 統(tǒng)計量的檢驗(yàn)），通過后面均值方程的t檢驗(yàn)結(jié)果的Sig.我們可