SPSS實(shí)驗(yàn)報(bào)告

1、第3次實(shí)驗(yàn)報(bào)告實(shí)驗(yàn)項(xiàng)目名稱:均值過(guò)程和T檢驗(yàn)均值過(guò)程均值過(guò)程是SPSS計(jì)算各種基本描述統(tǒng)計(jì)量的過(guò)程。均值過(guò)程就是按照用戶指定條件，對(duì)樣本進(jìn)行分組計(jì)算均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差。用戶可以指定一個(gè)或多變量作為分組變量。如果分組變量為多個(gè)，還應(yīng)指定這些分組變量之間的層次關(guān)系。層次關(guān)系可以使同層次的或多層次的。同層次意味著將按照各分組變量的不同取值分別對(duì)個(gè)案進(jìn)行分組；多層次表示將首先按第一分組變量分組，然后對(duì)各個(gè)分組下的個(gè)案按照第二分組變量進(jìn)行分組。實(shí)際操作：案例來(lái)源：SPSS統(tǒng)計(jì)分析大全：清華大學(xué)出版社5.1比較不同性別學(xué)生的成績(jī)平均值。分析：按照用戶指定條件，對(duì)樣本進(jìn)行分組計(jì)算均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差。用SPSS軟件操作，

2、得出結(jié)果如下表所示，男生的成績(jī)均值為85.50,標(biāo)準(zhǔn)差為4.232;女生的平均成績(jī)?yōu)?8.17,標(biāo)準(zhǔn)差為4.324;即女生的平均水平比男生的平均水平要高，但是男生的成績(jī)相對(duì)于女生更為集中分布。表1案例處理摘要案例已包含已排除總計(jì)N百分比N百分比N百分比成績(jī)*性別24100.0%00.0%24100.0%表2報(bào)告成績(jī)性別均值N標(biāo)準(zhǔn)差男85.50124.232女88.17124.324總計(jì)86.83244.400二、T檢驗(yàn)（一）單樣本T檢驗(yàn)1 .原理：?jiǎn)螛颖綯檢驗(yàn)的目的是利用來(lái)自某總體的樣本數(shù)據(jù)，推斷該總體的均值是否與指定檢驗(yàn)值之間存在顯著性差異。這里前提是要求樣本來(lái)自的總體服從正態(tài)分布。2 .步

3、驟：1）根據(jù)題意提出原假設(shè)H0和備擇假設(shè)Hi2） 選擇檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量當(dāng)總體分布為正態(tài)分布時(shí)，樣本均值的抽樣分布仍為正態(tài)分布，該正態(tài)分布的均值為,方差為1/n,即XN（,（T/n）式中，科為總體均值，當(dāng)原假設(shè)成立時(shí)，科=科0,b2為總體方差。n為樣本數(shù)。總體分布近似服從正態(tài)分布時(shí)，通?？傮w方差是未知的，此時(shí)可以用樣本方差S2替代，得到的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為t統(tǒng)計(jì)量，式中，t統(tǒng)計(jì)量服從自由度為n-1的t分布。單樣本T檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量即為t統(tǒng)計(jì)量。當(dāng)認(rèn)為原假設(shè)成立時(shí)用科代替科0。3）計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的觀測(cè)值和概率值該步目的是計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量白觀測(cè)值和相應(yīng)的概率P值。SPSS將自動(dòng)將樣本均值、科0樣本方差、樣本數(shù)帶入式中

4、，計(jì)算出t統(tǒng)計(jì)量的觀測(cè)值和對(duì)應(yīng)的概率P值。4）給定顯著性水平a,并作出決策如果概率P值小于顯著性水平a,則應(yīng)拒絕原假設(shè)；反之，則應(yīng)接受原假設(shè)。3 .實(shí)際操作案例來(lái)源：SPSS統(tǒng)計(jì)分析大全：清華大學(xué)出版社5.2某藥物在某種溶劑中溶解后的標(biāo)準(zhǔn)濃度為20.00mg/L。先采用某種方法，測(cè)量該藥物溶解液11次。問(wèn)：用該方法測(cè)量所得的結(jié)果是否與標(biāo)準(zhǔn)濃度值有所不同？分析：目的是利用來(lái)自某總體的樣本數(shù)據(jù)，推斷該總體的均值是否與指定檢驗(yàn)值之間存在顯著性差異，假設(shè)樣本來(lái)自的總體服從正態(tài)分布，用單樣本T檢驗(yàn)。過(guò)程：Ho：用該方法測(cè)量所得的結(jié)果與標(biāo)準(zhǔn)濃度值相同Hi：用該方法測(cè)量所得的結(jié)果與標(biāo)準(zhǔn)濃度值不同使用SPSS

5、得出下表表中顯示N=11,均值為20.9836,標(biāo)準(zhǔn)差為1.06750;在檢驗(yàn)值為20.00,置信水平為0.05的數(shù)值下的t統(tǒng)計(jì)量為3.056,不在（0.2665,1.7008）之內(nèi);P值=0.012<0.05所以拒絕H,暫時(shí)接受T表3單個(gè)樣本統(tǒng)計(jì)量N均值標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)誤濃度1120.98361.06750.32186表4單個(gè)樣本檢驗(yàn)檢驗(yàn)值=20.00tdfSig.（雙側(cè)）均值差值差分的95%置信區(qū)間下限上限濃度3.05610.012.98364.26651.7008（二）獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)1 .原理：利用兩個(gè)總體的獨(dú)立樣本，推斷兩個(gè)總體的均值是否存在顯著差異。這個(gè)檢驗(yàn)的前提要求是：（1）

6、獨(dú)立。兩組數(shù)據(jù)相互獨(dú)立，互不相關(guān)；（2）正態(tài)，劑量組樣本來(lái)自的總體符合正態(tài)分布；（3）方差齊性。即兩組方差相等。2 .步驟：1）提出零假設(shè)2） 選擇檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量A.當(dāng)量總體方差未知且相等，即b1=b2時(shí)，采用合并的方差作為兩個(gè)總體的方差估計(jì)，數(shù)學(xué)定義為：（t統(tǒng)計(jì)量服從個(gè)自由度的t分布）B.當(dāng)量總體方差未知且不相等，即biwb2時(shí)，分別采用各自的方差，此時(shí)兩樣本均值差的抽樣分布的方差b212為：（t統(tǒng)計(jì)量服從修正自由度的t分布）于是，兩總體均值差的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為t統(tǒng)計(jì)量：3） 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量觀測(cè)值和概率P值4）給定顯著性水平a,并作出決策3 .實(shí)際操作案例來(lái)源：SPSS統(tǒng)計(jì)分析大全：清華大學(xué)出版社5

7、.3現(xiàn)希望評(píng)價(jià)兩位老師的教學(xué)質(zhì)量，是比較其分別任教的甲、乙兩班（設(shè)甲、乙兩班原成績(jī)相近，不存在差別）考試后的成績(jī)是否存在差異？分析：有兩個(gè)總體的獨(dú)立樣本，推斷兩個(gè)總體的均值是否存在顯著差異。過(guò)程：Ho：考試后的成績(jī)不存在差異Hi：考試后的成績(jī)存在差異甲班樣本數(shù)為20,均值為83.30,標(biāo)準(zhǔn)差為6.906;乙班樣本數(shù)為20,均值為75.45,標(biāo)準(zhǔn)差為9.179。說(shuō)明甲班成績(jī)均值高于乙班且標(biāo)準(zhǔn)差小于乙班，波動(dòng)較小。95%置信區(qū)間里，t統(tǒng)計(jì)量在置信區(qū)間的上下限范圍之內(nèi)，因此，我們選擇接受原假設(shè)，即甲乙兩班考試后的成績(jī)不存在差異。表5組統(tǒng)計(jì)量classN均值標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)誤score甲班2083.3

8、06.9061.544乙班2075.459.1792.053表6獨(dú)立樣本檢驗(yàn)方差方程的Levene檢驗(yàn)均值方程的t檢驗(yàn)FSig.tdfSig.（雙側(cè)）均值差值標(biāo)準(zhǔn)誤差值差分的95%置信區(qū)間下限上限假設(shè)方差相等score假設(shè)方差不相等.733.3973.0563.0563835.290.004.0047.8507.8502.5692.5692.6502.63713.05013.063（三）配對(duì)樣本T檢驗(yàn)1 .原理：利用來(lái)自兩個(gè)不同總體的配對(duì)樣本，推斷兩個(gè)總體的均值是否存在顯著差異。在配對(duì)設(shè)計(jì)得到的樣本數(shù)據(jù)中，每對(duì)數(shù)據(jù)之間都有一定的相關(guān)，如果忽略這種關(guān)系就會(huì)浪費(fèi)大量的統(tǒng)計(jì)信息，因此配對(duì)樣本T檢驗(yàn)的

9、前提要求為：（1）兩樣本必須是配對(duì)的。配對(duì)可以從兩個(gè)因素考慮，首先，兩樣本的觀察值數(shù)目相等；其次，兩樣本的栓差值的書序不能隨意更改。（2）樣本來(lái)自的兩個(gè)總體應(yīng)服從正態(tài)分布。2 .步驟1）提出原假設(shè)2） 選擇檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量3） 計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量觀測(cè)值和概率P值4）給定顯著性水平a,并作出決策3 .實(shí)際操作案例來(lái)源：SPSS統(tǒng)計(jì)分析大全：清華大學(xué)出版社5.4某地區(qū)隨機(jī)抽取12名貧血兒童的家庭，實(shí)行健康教育干預(yù)三個(gè)月，干預(yù)前后兒童的血紅蛋白（）測(cè)量結(jié)果如sav,試問(wèn)干預(yù)前后該地區(qū)貧血兒童血紅蛋白（）平均水平有無(wú)變化？分析：干預(yù)前后的數(shù)據(jù)可以當(dāng)成是來(lái)自兩個(gè)不同總體的配對(duì)樣本，推斷兩個(gè)總體的均值是否存在顯著差

10、異。過(guò)程：Ho：干預(yù)前后該地區(qū)貧血兒童血紅蛋白（）平均水平有變化Hi：干預(yù)前后該地區(qū)貧血兒童血紅蛋白（）平均水平?jīng)]有變化結(jié)果：表所示為配對(duì)樣本T檢驗(yàn)分析的結(jié)果，干預(yù)前的均值為49.50,標(biāo)準(zhǔn)差為11.334,干預(yù)后的均值為60.17,標(biāo)準(zhǔn)差為10.599,說(shuō)明干預(yù)后該地區(qū)貧血兒童血紅蛋白（）平均水平有增長(zhǎng)，且波動(dòng)幅度不大。結(jié)果顯示統(tǒng)計(jì)量t=-3.305,P值=0.007<0.05,因此接受原假設(shè)，即可以認(rèn)為干預(yù)前后該地區(qū)貧血兒童血紅蛋白（）平均水平有變化，且變化方向?yàn)樵鲩L(zhǎng)。表8成對(duì)樣本統(tǒng)計(jì)量均值N標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)誤干預(yù)前對(duì)1干預(yù)后49.5060.17121211.33410.5993.2723.060表9成對(duì)樣本檢驗(yàn)成對(duì)差分tdfSig.（雙側(cè)）均值標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)誤差分的95%置信區(qū)間下限上限對(duì)干預(yù)前