《統(tǒng)計(jì)分析與SPSS的應(yīng)用》課后練習(xí)答案

1、統(tǒng)計(jì)分析與SPSS的應(yīng)用（第五版）課后練習(xí)答案第7章SPSS的非參數(shù)檢驗(yàn)1、為分析不同年齡段人群對(duì)某商品滿意程度的異同，進(jìn)行隨機(jī)調(diào)查收集到以下數(shù)據(jù)：滿意程度年齡段青年中年老年很不滿意126297156不滿意306198349、卄滿意886175仃很滿意27I"請(qǐng)選擇恰當(dāng)?shù)姆菂?shù)檢驗(yàn)方法，以恰當(dāng)形式組織上述數(shù)據(jù)，分析不同年齡段人群對(duì)該商品滿意程度的分布 狀況是否一致。卡方檢驗(yàn)步驟：（1）數(shù)據(jù)加權(quán)個(gè)案對(duì)“人數(shù)”加權(quán)確定場(chǎng)加賀亍嘉衣，隼謗nd罰糯意程度my農(nóng)人數(shù)rsjI確定崇占貼遲訂重置遲11 取消幫助（2）分析描述統(tǒng)計(jì)交叉表格行：滿意度：列：年齡Statistics如圖選擇確定計(jì)數(shù)滿意程

2、度*年齡交義表年齡總計(jì)青年中年老年滿意程度很不滿意126297156579不滿意3064983491153滿意886175224很滿意27174488總計(jì)5478736242044卡方檢驗(yàn)值自由度漸近顯著性向）（雙皮爾遜卡方66.990 a6.000似然比（L）68. 1506.000線性關(guān)聯(lián).0081.930McNemar-Bowker 檢驗(yàn)b有效個(gè)案數(shù)2044a. 0個(gè)單元格（0.0%）具有的預(yù)期計(jì)數(shù)少于5。最小預(yù)期計(jì)數(shù)為23.55。b.僅為PxP表格計(jì)算（其中P必須大于1 ）。行(a攻 AJEtiriei*1©&年釦nl：接記e去培嫦卄卡方（吃曇1的1蠱產(chǎn)覽驊杲世0邏3

3、陽決恪也JBonetr )1"hi 和 Crsm e !屮mt左 廣下額?H潮世”捕足冊(cè)定r tta、1 CoCTrjfiJan di Mantel-Hjcr出丟八件遲)亮序1毆©1 Earners' d u iiFiimur K«n3311G tadcV 也 ppsJ城瞰h/ Mthjeifli-3zsl S(T+社歡1 瓶消卄fw歯更h就日Fg因（審沖 唧10） ii因概率P值小于顯著性水平（0.03），拒絕原假設(shè)，不同年齡度對(duì)該商品滿意程度不一致。2、利用第2章第7題數(shù)據(jù)，選擇恰當(dāng)?shù)姆菂?shù)檢驗(yàn)方法，分析本次存款金額的總體分布與正態(tài)分布是否存 在顯著差

4、異。單樣木K-S檢驗(yàn)分析非參數(shù)檢驗(yàn)舊對(duì)話框1-樣木-K S選擇相關(guān)項(xiàng)：木次存款金額A5確定揃單樣本 Kolmogorov-Smirnov檢豔孌晝列乘2存款金顫A5120個(gè)成品的£吟年收入曲虧A2感 耒來一醉預(yù)計(jì)（fc月收MK 平A4）本丈存軟種塑IA61 員.存款目的1跑_1 B 存款目的2陽_2存款目的勺訊7J 1 尿柄價(jià)水平IA0黒占貼巴I Zag* :取消躬勖結(jié)果如下:單.樣本 Kolmogorov-Smirnov 檢驗(yàn)本次存款金額數(shù)字282正態(tài)參數(shù)平均值4738.09標(biāo)準(zhǔn)偏差10945. 569最極端差分絕對(duì).333正.292負(fù)333檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì).333漸近顯著性（雙尾）.000

5、 ca. 檢驗(yàn)分布是正態(tài)分布。b. 根據(jù)數(shù)據(jù)計(jì)算。C. Lilliefors顯著性校正。因概率P值小于顯著性水平（0.05），拒絕原假設(shè)，與正態(tài)分布存在顯著差異。2、為對(duì)某條工業(yè)生產(chǎn)線的工作穩(wěn)定性進(jìn)行監(jiān)測(cè)，測(cè)量了該生產(chǎn)線連續(xù)加工的直徑（單位：英寸），數(shù)據(jù)如下：12.27, 9.92, 10.81, 11.79, 11.87, 10.90, 11.22, 10.80, 10.33, 9.309.81 , 8.85, 9.32, 8.67, 9.32, 9.53, 9.58, 8.94, 7.89, 10.77選擇恰當(dāng)?shù)姆菂?shù)檢驗(yàn)方法，分析成品尺寸變化是由隨機(jī)因素造成的，還是由生產(chǎn)線工作不穩(wěn)定導(dǎo)致

6、的。單樣本游程檢驗(yàn)分析非參數(shù)檢驗(yàn)舊對(duì)話框 游程 選擇相關(guān)項(xiàng)：成品的直徑確定成品跑直徑diannele分割VM中8麹迪）.也© 口平坦值回：迄制©確足）f艇吐重蚩遲j 取消躬期結(jié)果:游程檢驗(yàn)穩(wěn)定導(dǎo)致的。額的總體分布是否存常住地成品的直徑檢驗(yàn)值a9. 87個(gè)案數(shù) < 檢驗(yàn)值。10個(gè)案數(shù) >二檢驗(yàn)值。10個(gè)案總計(jì)20運(yùn)行次數(shù)3Z-3. 446漸近顯著性（雙尾）.001a.中位數(shù)因概率P值小于顯著性水平（0. 05），拒絕原假設(shè)，認(rèn)為成品尺寸的變化是由生產(chǎn)線工作不4、利用第2章第7題數(shù)據(jù)，選擇恰當(dāng)?shù)姆菂?shù)檢驗(yàn)方法，分析不同常住地人群本次存款金 在顯著差異。兩獨(dú)立樣木的K

7、-S檢驗(yàn)分析非參數(shù)檢驗(yàn)舊對(duì)話框2-樣木-K S選擇相關(guān)項(xiàng)：本次存款金額A5、區(qū)位置A13確定檢量到表於本突存歎Z 今£收入盈虧IA21 J鳥棄尖一預(yù)讓【丄 易月嚴(yán)入水平LM一匕之本月存靜類 啊丄易存鹽目的1 a乙U| 2存寶目 的 2 AL2品掬侍水平TAei豆瀚*桶墊TAQ臉喪型誦 Warn-Wiitncy U V KcIrm&aoravSmimovZ業(yè)曲極醸反應(yīng) _ Wai (WoNowitz5?Jfiaz-準(zhǔn)宦帖點(diǎn)近）垂置返M 改消幫助結(jié)果：Mann-Whitney 檢驗(yàn)列組常住地位置數(shù)字等級(jí)平均值等級(jí)之和本次存款金額沿?；蛑行姆比A城市200149. 6529929.

8、00邊遠(yuǎn)地區(qū)82121.639974. 00總計(jì)2S2檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)a本次存款金額Hann-Whitney U6571. 000W訂coxon W9974. 000Z-2. 627漸近顯著性（雙尾）.009a分組變量：常住地位置雙樣本 Kolmogorov-Smirnov 檢驗(yàn)頻率常住地位置數(shù)字本次存款金額沿海或中心繁華城市200邊遠(yuǎn)地區(qū)82總計(jì)282檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)a本次存款金額最極端差分絕對(duì).152負(fù)-152Kolmogorov-Smirnov Z1. 162漸近顯著性（雙尾）.135a.分組變量：常住地位置因概率P值大于顯著性水平（0.05），不應(yīng)拒絕原假設(shè)，認(rèn)為不同地區(qū)本次存取款金額的分布不存在顯

9、著差異。5、超市中有A,B兩種品牌的袋裝白糖，標(biāo)重均為400克。分別對(duì)兩種袋裝口糖進(jìn)行隨機(jī)抽樣并測(cè)得其實(shí)際重量（單位：克），數(shù)據(jù)如下：398. 3,401.2,401.8,399. 2,39& 7,397.5,395.8,396. 7,398 4,399. 4,392. 1,395.2399. 2,402. 9,403. 3,405. 9,406. 3,402. 3,403. 7,397. 0,405. 9,400. 0, 400. 1,401.0A品牌B品牌請(qǐng)選擇適合的非參數(shù)檢驗(yàn)方法，分析這兩種品牌的袋裝白糖的實(shí)際重量是否存在顯著差異。兩獨(dú)立樣本的曼-惠特尼檢驗(yàn)分析非參數(shù)檢驗(yàn)舊對(duì)話框

10、2個(gè)獨(dú)立樣本選擇相關(guān)項(xiàng)：重量 weight.品牌bra nd確定wx :in ii&Mi I PH III i畐ij Mann-Whitney U oIrpo<iaroiV-3mirnovZJ Moses 限反應(yīng) I Wald-Wolfowitz 游程W ）（輅貼巴重置（巴取消結(jié)果：Mann-Whitney 檢驗(yàn)列組品牌數(shù)字等級(jí)平均值I等級(jí)之和I重量A品牌127.9695. 50B品牌1217.04204. 50總計(jì)24檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)a重量Mann-Whitney U17. 500W訂coxon W95. 500Z-3. 148漸近顯著性（雙尾）.002精確顯著性2* （單尾顯著性）.

11、001 »a. 分組變量：品牌b. 未修正結(jié)。因概率P值小于顯著性水平（0.05），應(yīng)拒絕原假設(shè)，兩品牌白糖實(shí)際重量的分布存在顯著差異6、選擇恰當(dāng)?shù)姆菂?shù)檢驗(yàn)方法，對(duì)裁判打分.sav數(shù)據(jù)隨機(jī)選取10%的樣本，并以恰當(dāng)形式重新組織數(shù)據(jù)后，分析不同國家裁判對(duì)運(yùn)動(dòng)員的打分標(biāo)準(zhǔn)是否一致。選擇恰當(dāng)?shù)姆菂?shù)檢驗(yàn)方法，對(duì)裁判打分.sav數(shù)據(jù)隨機(jī)選取10%的樣木（數(shù)據(jù)文件在可供下載的壓縮包中），并以恰當(dāng)?shù)男问街匦陆M織數(shù)據(jù)后，分析不同國家的裁判員對(duì)運(yùn)動(dòng)員打分標(biāo)準(zhǔn)是否一致。分析非參數(shù)檢驗(yàn)舊對(duì)話框K個(gè)相關(guān)樣本-選擇相關(guān)項(xiàng)確定卩垂lii?區(qū)護(hù)意犬利judge 11聲國汕呦酣1少罟馬尼亞judged法國 ju

12、dgeaiQ中國tjudgeSj少美國 liudgeGIjudge 71少熱&觀金iu ge3-槍驗(yàn)類型別 FriedmanKendalT s W I . Cochran，s Q帀定I 粘貼巴 II 重罟遲（取逋結(jié)果:Friedman 檢驗(yàn)列組等級(jí)平均值意大利4.39韓國6. 59羅馬尼亞2.44法國6. 53中國2.48美國6.41俄羅斯2.75熱心觀眾4.41檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)。數(shù)字300卡方1212.907自由度7漸近顯著性.000a. Friedman 檢驗(yàn)因?yàn)镾ig值為0. 000,小于檢驗(yàn)水平為0. 05,所以應(yīng)拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為不同國家的裁判員對(duì)運(yùn)動(dòng)員打分標(biāo)準(zhǔn)一致。7、為研究喝酒是

13、否顯著增加駕駛員在應(yīng)急情況下的剎車反應(yīng)時(shí)間，隨機(jī)測(cè)試了員飲10名駕駛用相同酒量前后的剎車反應(yīng)時(shí)間，數(shù)據(jù)如下：分析非參數(shù)檢驗(yàn)Lbra nd確定舊對(duì)話框2個(gè)相關(guān)樣本選擇相關(guān)項(xiàng)：重星 weight 品牌喝酒前0. 740. 850. 840. 660.810. 550. 330. 760. 460. 64喝酒后1.241. 181.251.081. 210. 890. 651.120. 921.07選擇恰當(dāng)?shù)姆菂?shù)檢驗(yàn)方法對(duì)上述問題進(jìn)行分析。 兩配對(duì)樣本的秩檢驗(yàn)少唱潘前hjq 夕喝酒后hjh檢對(duì)CD：對(duì)_夕囑酒前IL.少曝酒后闡©檢噩"類型呈Wilcoxon I符號(hào)楡監(jiān)甩 McN

14、emar二邊際同質(zhì)性凹確走j粘貽（E）重1® A瞇Wilcox on帶符號(hào)等級(jí)檢驗(yàn)列組數(shù)字等級(jí)平均值等級(jí)之和喝酒后-喝酒前負(fù)秩O.00.00正秩10b5. 5055.00結(jié)oe總計(jì)10a喝酒后 <喝酒前喝酒后-喝酒前Z-2. 803 0漸近顯著性（雙尾）.005喝酒后二喝酒前檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)aa. W訂coxon帶符號(hào)等級(jí)檢驗(yàn)b喝酒后 > 喝酒前因概率P值小于顯著性水平（0.03），應(yīng)拒絕原假 設(shè)，喝酒前后剎車反映時(shí)間存在顯著差異8、為分析大眾對(duì)牛奶品牌是否具有偏好性，隨機(jī) 挑選超市了收集其周一至周六各天三種品牌牛奶 的日銷售額數(shù)據(jù)，如下表：b.基于負(fù)秩。星期包裝方式1包裝方式2包裝方式31.0011.405. 803. 502. 006. 408. 607. 503. 0013. 807. 009. 804. 0011. 2010. 8010. 405. 008. 308. 809. 306. 007. 306. 202. 50請(qǐng)選擇恰當(dāng)?shù)姆菂?shù)檢驗(yàn)方法，以恰當(dāng)形式組織上述數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，并說明分析結(jié)論。多配對(duì)樣木的friedman檢驗(yàn)（與第6題相同）分析非參數(shù)檢驗(yàn)舊對(duì)話框K個(gè)相關(guān)樣木-選擇相