袁靜應(yīng)用統(tǒng)計(jì)-試驗(yàn)報(bào)告二

1、袁靜 應(yīng)用統(tǒng)計(jì) - 實(shí)驗(yàn)報(bào)告 （ 二）編號(hào)：2013-2014 學(xué)年第實(shí)驗(yàn)報(bào)告實(shí)驗(yàn)課程名稱 應(yīng)用統(tǒng)計(jì)專業(yè)班級(jí)學(xué)號(hào)學(xué)生姓名實(shí)驗(yàn)指導(dǎo)教師1一、實(shí)驗(yàn)項(xiàng)目名稱：實(shí)驗(yàn)報(bào)告（二）二、實(shí)驗(yàn)?zāi)康暮鸵螅ㄒ唬┱莆諈?shù)估計(jì)與假設(shè)檢驗(yàn)的相關(guān)函數(shù)調(diào)用 （二） 掌握列聯(lián)分析的軟件應(yīng)用 （三）掌握方差分析的軟件應(yīng)用三、實(shí)驗(yàn)內(nèi)容實(shí)驗(yàn)教材 P140 頁：學(xué)生實(shí)驗(yàn)二1 為研究上市公司對(duì)其股價(jià)波動(dòng)的關(guān)注程度，一 家研究機(jī)構(gòu)對(duì)在主板、中小板和創(chuàng)業(yè)板（ 2）計(jì)算上市公司的類型與對(duì)股價(jià)波動(dòng)的關(guān)注程度兩個(gè) 變量之間的系數(shù)、 Cramer s V 系數(shù)和列聯(lián)系數(shù)，并分析 其相關(guān)程度。Ho ：假設(shè)上市公司的類型與對(duì)股價(jià)波動(dòng)的關(guān)注程度無關(guān)12

2、045 25190Nij nij-N ij nij-Nij 2/Nij 63.15789 -13.157894742.74122807 23.68421 6.315789474 1.68421052613.15789 6.842105263 3.557894737256.84211 13.15789474 21.31579 -6.31578947411.84211 -6.8421052633.0458089671.871345029 3.953216374 16.8537037卡方 卡方5.9914645470.05所以拒絕原假設(shè)，認(rèn)為有關(guān)2 為分析不同地區(qū)的消費(fèi)者與所購(gòu)買的汽車價(jià)格是否有關(guān)，

3、一家汽車企業(yè)的銷售部門對(duì)（ 2）計(jì)算地區(qū)與所購(gòu)買的汽車價(jià)格兩個(gè)變量之間的系 數(shù)、 Cramer s V 系數(shù)和列聯(lián)系數(shù)，并分析其相關(guān)程度。H0 ：假設(shè)地區(qū)與所購(gòu)買的汽車價(jià)格不相關(guān) H1 ：假設(shè)地 區(qū)與所購(gòu)買的汽車價(jià)格相關(guān) 汽車價(jià)格 東部地區(qū) 中部地區(qū) 西部地區(qū) 10 萬元以下 20 40 40 100 10 萬-20 萬元 50 60 50 160 20 萬-30 萬元 30 20 20 70 30 萬元以上 40 20 10 70 140 140 120 400 nij Nij nij-N ij nij-Nij 2/Nij20 35 -15 6.428571429 50 56 -6 0.64

4、2857143 3024.5 5.5 1.234693878 40 24.5 15.5 9.806122449 40 355 0.714285714 60 56 4 0.285714286 20 24.5 -4.5 0.826530612 20 24.5 -4.5 0.826530612 40 30 10 3.333333333 50 48 2 0.083333333 20 21 -1 0.047619048 10 21 -11 5.76190476229.9914966 卡方 12.5915872433 一家牛奶公司有 4 臺(tái)機(jī)器裝填牛奶， 每桶的容量為 4升。下面是從 4 臺(tái)機(jī)器中抽取的

5、取顯著性水平 ，檢驗(yàn)不同機(jī)器對(duì)裝填量是否有顯著影響。H0 ：不同機(jī)器對(duì)裝填量是否無影響 方差分析：?jiǎn)我蛩胤讲罘治?SUMMARY 組 觀測(cè)數(shù)列 1 4 列 2 6 列 3 5 列 4 4 方差分析 差異源 SS 組間 0.0071 組內(nèi) 0.0035 總計(jì) 0.0106 求和16.12 24.01 19.87 16.02df3 15184平均 4.034 3.97 4.01 MS 0 0方差 0.000333 0.000137 0.00033 0.000167F 10.0984P-value 0.000685F crit 3.2873820.000685335 < 0.05 所以拒絕原假

6、設(shè) ，認(rèn)為有顯著差異4 一家管理咨詢公司為不同的客戶進(jìn)行人力資源管理 講座。每次講座的內(nèi)容基本上一樣的，但講座的聽課者有時(shí)是高級(jí)管理者，有時(shí)是中級(jí)管理者，有時(shí)是初級(jí)管理者。該 咨詢公司認(rèn)為，不同層次的管理者對(duì)講座的滿意度是不同 的。對(duì)聽完講座后隨機(jī)抽取的不取顯著性水平 ，檢驗(yàn)管理者的水平不同是否會(huì)導(dǎo)致 評(píng)分的顯著差異。H0: 管理者的水平不同不會(huì)導(dǎo)致評(píng)分的顯著差異 H1 ： 管理者的水平不同會(huì)導(dǎo)致評(píng)分的顯著差異 方差分析：?jiǎn)我蛩胤讲罘治?SUMMARY組 觀測(cè)數(shù)列 1 5 列 2 7 列 3 6求和 平均38 7.6 62 8.86 35 5.835方差 0.8 0.809524 2.1666

7、67方差分析差異源 組間 組內(nèi) 總計(jì)0.000848709SS29.60952381 18.8904761948.5<df MS F P-value2 14.8 11.75573 0.000849 15 1.26170.05F crit 3.68232所以拒絕原假設(shè)，認(rèn)為有顯著差異5 某家電制造公司準(zhǔn)備購(gòu)進(jìn)一批 5#電池，現(xiàn)有 A、 B、 C 三個(gè)電池生產(chǎn)企業(yè)愿意供貨， 為比較它們生產(chǎn)的電池質(zhì)量， 從每個(gè)企業(yè)各隨機(jī)抽取 5 只電池，經(jīng)實(shí)驗(yàn)得其壽命（單位： 小時(shí)）數(shù)據(jù)如下：試分析 3 個(gè)企業(yè)生產(chǎn)的電池的平均壽命之間有無顯著差異（用 LSD方法檢驗(yàn)?zāi)男┢髽I(yè)之間有差異。H0 ：3 個(gè)企業(yè)生產(chǎn)的

8、電池的平均壽命之間無顯著差異H1:3 個(gè)企業(yè)生產(chǎn)的電池的平均壽命之間有顯著差異 ）。如果有差異， 方差分析：?jiǎn)我蛩胤讲罘治?SUMMARY 組 觀測(cè)數(shù) 求和 A 5 222 B 5 150 C 5 213平均 方差 44.4 28.3 30 10 42.6 15.86方差分析 差異源 組間 組內(nèi) 總計(jì)SS615.6 216.4832dfF2 307.8 17.06839 12 18.03333 14MSP-value 0.00031F crit 3.885294最后一列的顯著性 p 值為 0.001<0.05 ，所以拒絕原 假設(shè)，有顯著差異方差齊性檢驗(yàn)壽命Levene 統(tǒng)計(jì)量df1df2

9、顯著性7兩兩比較后發(fā)現(xiàn) B和 C企業(yè)之間的差異顯著是導(dǎo)致 3 個(gè)企業(yè) 電池壽命差異顯著的主要原因。某企業(yè)準(zhǔn)備用 3 種方法組裝一種新的產(chǎn)品，為確定哪種方法每小時(shí)生產(chǎn)的產(chǎn)品數(shù)量最多，隨機(jī)抽取了 30名工人，并指定每個(gè)人使用其中的一種方法。通過對(duì)每個(gè)工 人生產(chǎn)的產(chǎn)品數(shù)進(jìn)行方差分析得到下面的結(jié)果：（1 ）完成上面的方差分析表。（2）若顯著性水平 ，檢驗(yàn) 3 種方法組裝的產(chǎn)品數(shù)量之間 是否有顯著差異。由于 P 值 0.245946>0.05 。所以不落入拒絕域。 無顯 著性差異7 有 5 種不同品種的種子和 4 種不同的施肥方案，在20 塊同樣面積的土地上， 分別采用 5 種種子和 4 種施肥方

10、案 搭配進(jìn)行實(shí)驗(yàn)，取得的收獲量數(shù)據(jù)如下表：8檢驗(yàn)不同品種和施肥方案對(duì)收獲量的影響是否顯著。 （ ） 方差分析：無重復(fù)雙因素分析 SUMMAR觀Y 測(cè)數(shù) 求和 平 均 方差 行 1 4 41.6 10.4 1.286667 行 2 4 47.2 11.8 2.966667 行 3 4 49.1 12.275 2.0825行 4 4 52.713.175 1.189167行 5 4 51.5 12.875 1.1691675 67.2 13.44 0.913 列 2 5 61.3 12.26 3.563 列 3 5 59.8 11.96 1.133列 4 5 53.8 10.76 1.133方差分

11、析 差異源 SS df MS F P-value F crit行 19.067 44.76675 7.239716 0.003315 3.259167 列 18.1815 3 6.0605 9.204658 0.001949 3.490295 誤 差 7.901 12 0.658417 總計(jì) 45.1495 19還是根據(jù) P 值兩個(gè)值均小于 0.05 ，所以拒絕原假設(shè) 認(rèn) 為不同方案 和品種對(duì)收獲量有顯著差異。8 城市道路交通管理部門為研究不同的路段和不同的 時(shí)間段對(duì)行車時(shí)間的影響，讓一名交通警察分別在 3 個(gè)路段 和高峰期與非高峰期親自駕車進(jìn)行實(shí)驗(yàn)，通過實(shí)驗(yàn)取得共獲 得 30 個(gè)行車時(shí)間（單

12、位：分鐘）的數(shù)據(jù)。試分析路段、時(shí) 段以及路段和時(shí)段的交互作用對(duì)行車時(shí)間的影響。 （）9答 H0 ：無影響 H1: 有影響方差分析： 可重復(fù)雙因素分析 SUMMARY 路段 1 路段2 高峰期 觀測(cè)數(shù) 5 5 求和 181.4 151.8 平均 36.2830.36 方差 2.267 2.518非高峰期 觀測(cè)數(shù) 5 5 求和 150 121 平均 30 24.2 方差 5.265 6.025總計(jì) 觀測(cè)數(shù) 10 10 求和 331.4 272.8 平均 33.1427.28 方差 14.30267 14.33733 方差分析 差異源 SS df 路段 35 172.2 34.44 2.723總計(jì)1

13、5 505.4 33.69333 8.7020955 15 141.4 412.4 28.28 27.49333 5.797 11.2206710 313.6 31.36 14.32711MS10FP-value F crit列 交互 內(nèi)部 總計(jì)180.5147 0.024 98.38 567.21872 90.25733 22.01846 3.71E-06 2 0.012 0.002927 0.997077 24 4.099167293.402826 3.402826根據(jù) P 值，路段、時(shí)段對(duì)其有影響但路段和時(shí)段的交互 作用的 P 值 0.99>0.05 所以無影響9 為檢驗(yàn)廣告媒體和

14、廣告方案對(duì)產(chǎn)品銷售量的影響， 一家營(yíng)銷公司做了一項(xiàng)實(shí)驗(yàn)，考察三種廣告方案和兩種廣告 媒體，獲得的銷售量數(shù)據(jù)如下：檢驗(yàn)廣告方案、廣告媒體或其交互作用對(duì)銷售量的影響是 否顯著？（ H0:假設(shè)無影響 H1 ：有影響）方差分析：可重復(fù)雙因素分析 SUMMARY 報(bào)紙 電視A觀測(cè)數(shù) 2 2 求和 20 20 平均 10 10 方差 8 8B觀測(cè)數(shù) 2 2 求和 36 56總計(jì)4 40 105.3333334 9211方差C觀測(cè)數(shù) 求和 平均 方差總計(jì)觀測(cè)數(shù) 求和 平均 方差方差分析 差異源 樣本 列 交互 內(nèi)部 總計(jì)322 28 14 32 6 84 14 27.2 SS 344 48 56 96 5448 46.666672 4 32 60 16 15 8 14.666676 108 18 72 df MS 2 172 1 48 2 28 6 1611P-value 0.010386 0.133975 0.251932F crit 5.143253 5.987378 5.143253