正交試驗(yàn)設(shè)計(jì)的spss分析

1、上機(jī)操作6：正交試驗(yàn)設(shè)計(jì)的spss分析習(xí)題：有一混合水平的正交試驗(yàn)，A因素為葡萄品種，AA2、A3、A4,B因素為施肥期,有B、B2,C因素為施肥量，有q、C2，重復(fù)三次，采用L8（4X24）正交表，試驗(yàn)結(jié)果如下表，試進(jìn)行分析葡萄品種施肥時(shí)期及用量實(shí)驗(yàn)結(jié)果處理組合ABCIIIm11111716192122192020321226242142212522205312161519632114151474112425238422282826解：1.定義變量，輸入數(shù)據(jù)：在變量視圖中寫入變量名稱“產(chǎn)量”、“區(qū)組”、“施肥量”、“施肥期”、“品種”“處理”寬度均為8，小數(shù)均為0。并在數(shù)據(jù)視圖依次輸入變量。

2、2分析過程：（1）正態(tài)分布檢驗(yàn)：工具欄“圖形”一一“P-P圖”，在“變量”中放入“產(chǎn)量”，“檢驗(yàn)分布”為“正態(tài)”，“確定”。（2）方差齊性檢驗(yàn)：a. 工具欄“分析”一一“比較均值”一一“單因素1N0VA”。b. 在“因變量”中放入“產(chǎn)量”，在“固定因子”中放入“品種”。c. 點(diǎn)擊“選項(xiàng)”，在“統(tǒng)計(jì)量”中點(diǎn)擊“方差同質(zhì)性檢驗(yàn)”，“繼續(xù)”。d. “確定”。工具欄“分析”“比較均值”“單因素ANOVA”。e. 在“因變量”中放入“產(chǎn)量”,在“固定因子”中放入“施肥期”。f. 點(diǎn)擊“選項(xiàng)”，在“統(tǒng)計(jì)量”中點(diǎn)擊“方差同質(zhì)性檢驗(yàn)”，“繼續(xù)”。g“確定”。在“因變量”中放入“產(chǎn)量”，在“固定因子”中放入“施

3、肥量”。h.點(diǎn)擊“選項(xiàng)”，在“統(tǒng)計(jì)量”中點(diǎn)擊“方差同質(zhì)性檢驗(yàn)”，“繼續(xù)”。i“確定”。在“因變量”中放入“產(chǎn)量”，在“固定因子”中放入“處理”。點(diǎn)擊“選項(xiàng)”，在“統(tǒng)計(jì)量”中點(diǎn)擊“描述性”和“方差同質(zhì)性檢驗(yàn)”，“繼續(xù)”。j“確定”。（3）顯著性差異檢驗(yàn)：a工具欄“分析”“常規(guī)線性模型”“單變量”。b在“因變量”中放入“產(chǎn)量”，在“固定因子”中分別放入“施肥期”、“施肥量”、“品種”“區(qū)組”。c點(diǎn)擊“模型”，“定制”，將“施肥期”、“施肥量”、“品種”、“區(qū)組”放入“模型”下。在“建立項(xiàng)”中選擇“主效應(yīng)”，“繼續(xù)”。d點(diǎn)擊“兩兩比較”，將“施肥期”、“施肥量”、“品種”放入“兩兩比較檢驗(yàn)”中，點(diǎn)擊

4、“假定方差齊性”中的“Duncan”。e“確定”，在“因變量”中放入“產(chǎn)量”，在“固定因子”中分別放入“處理”、“區(qū)組”。f點(diǎn)擊“模型”，“定制”，將“處理”、“區(qū)組”放入“模型”下。在“建立項(xiàng)”中選擇“主效應(yīng)”，“繼續(xù)”。g點(diǎn)擊“兩兩比較”，將“處理”放入“兩兩比較檢驗(yàn)”中，點(diǎn)擊“假定方差齊性”中的“Duncan”。h“確定”。3生成圖表，輸出結(jié)果分析：（1）正態(tài)分布檢驗(yàn)：布。2）方差齊性檢驗(yàn)：方差齊性檢驗(yàn)產(chǎn)量Levene統(tǒng)計(jì)量dfldf2顯著性66732U582表1-1由表1-1可知，P>0.05,所以不同品種的產(chǎn)量方差之間不存在顯著性差異，方差齊性。方差齊性檢驗(yàn)產(chǎn)量Levene統(tǒng)計(jì)

5、量dfldf2顯著性.507122.484表1-2由表1-2可知，P>0.05,所以施肥期不同處理水平的產(chǎn)量方差不存在顯著性差異,方差齊性。方差齊性檢驗(yàn)產(chǎn)量Levene統(tǒng)計(jì)量dfldf2顯著性.U3U122.863表1-3由表1-3可知，P>0.05,所以施肥量不同處理水平的產(chǎn)量方差不存在顯著性差異，方差齊性。描述產(chǎn)量N均值標(biāo)準(zhǔn)差標(biāo)準(zhǔn)誤均值的95%置信區(qū)間極小值極大值下限上限1317.331.528.88213.5421.1316192319.67.577.33318.2321.1019203323.672.5171.45317.4229.9221264322.332.5171.4

6、5316.0828.5820255316.672.0821.20211.5021.8415196314.33.577.33312.9015.7714157324.001.000.57721.5226.4823258327.331.155.66724.4630.202628總數(shù)2420.674.430.90418.8022.541428表1-4方差齊性檢驗(yàn)產(chǎn)量Levene統(tǒng)計(jì)量df1df2顯著性1.542716.223表1-5由表1-3可知,處理組合112的均值和標(biāo)準(zhǔn)誤分別為17.33±0.882、19.67±0.333、23.67±1.453、22.33±

7、;1.453、16.67±1.202、14.33±0.333、24.00±0.577、27.33±0.667,因此處理8(品種A。、施肥期B2、施肥量(?)的產(chǎn)量最高。由表1-5可知，P>005，所以不同處理的產(chǎn)量方差不存在顯著性差異，方差齊性。(3)顯著性差異檢驗(yàn)：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408.250a758.32121.659.000截距10250.667110250.6673806.824.000區(qū)組3.08321.542.573.575品種371.0003123.66745.926.000施肥

8、期1.50011.500.557.466施肥量32.667132.66712.132.003誤差43.083162.693總計(jì)10702.00024校正的總計(jì)451.33323a.R方=.905（調(diào)整R方=.863）表1-6由表1-6可知，區(qū)組的P>0.05,所以不同區(qū)組的產(chǎn)量之間不存在顯著性差異；品種的PV0.01，所以不同品種的產(chǎn)量之間存在極顯著性差異；施肥期的P>005,所以不同施肥期水平的產(chǎn)量之間不存在顯著性差異；施肥量的PV005,所以不同施肥量水平的產(chǎn)量之間存在顯著性差異。產(chǎn)量Duncana，b品種N子集12343615.501618.502623.004625.67S

9、ig.1.0001.0001.0001.000顯示同類子集中組的均值?；陬愋虸II平方和誤差項(xiàng)為均方（誤差）=2.693。a.使用調(diào)和均值樣本大小=6.000。b-Alpha=.05。表1-7產(chǎn)量Duncana，b品種N子集1233615.501618.502623.004625.67Sig.1.0001.000.012顯示同類子集中組的均值?；陬愋虸II平方和誤差項(xiàng)為均方（誤差）=2.693。a.使用調(diào)和均值樣本大小=6.000。b-Alpha=.01。表1-8由表1-7和表1-8可知，品種的多重比較分析表如下:品種差異性3aA1bB2cC4dC表1-9主體間效應(yīng)的檢驗(yàn)因變量：產(chǎn)量源ii

10、i型平方和df均方FSig.校正模型409.750a945.52815.328.000截距10250.667110250.6673451.126.000處理406.667758.09519.559.000區(qū)組3.08321.542.519.606誤差41.583142.970總計(jì)10702.00024校正的總計(jì)451.33323a.R方=.908（調(diào)整R方=.849）表1-10由表1-10可知，處理的PVO.01,所以不同處理的產(chǎn)量之間存在極顯著性差異。產(chǎn)量Duncana，b處理N子集12346314.335316.6716.671317.3317.332319.6719.674322.333323.6723.677324.0024.008327.33Sig.061.061.012.026顯示同類子集中組的均值?；陬愋虸II平方和誤差項(xiàng)為均方（誤差）=2.970。a. 使用調(diào)和均值樣本大小=3.000。b. Alpha=.01。表1-11產(chǎn)量Duncana，b處理N子集123456314.335316.6716.671317.3317.332319.6719.674322.3322.333323.677324.008327.33Sig