(完整版)SPSS數(shù)據(jù)分析題目軟件操作步驟

1、【1】11瓶罐頭的凈重(g)分別為450,450,500,500,500,550,550,550,600,600,650，計算平均數(shù)，方差，標(biāo)準(zhǔn)差?！?】例4-5海關(guān)抽檢出口罐頭質(zhì)量，發(fā)現(xiàn)有脹聽現(xiàn)象，隨機抽取了6個樣品，同時隨機抽取6個正常罐頭樣品測定其SO2含量，測定結(jié)果見表4-3。試分析兩種罐頭的SO2含量有無差異。表4-3正常罐頭與異常罐頭SO2含量測定結(jié)果Excel:SPSS:VARDCOD1VAP0DDIJ2如人/礦啊分析10000119420般絃也搜燮()OR片仃imj.jlj199.20196401102.501問130,232對數(shù)線隹橫星(Q)131.30Jr神經(jīng)網(wǎng)垢13050

2、13520riEpi降堆135.202133.50YAR00001定文齟*；ttfflffg)刑點()：逍1(1T詛2C2)【例4-6】現(xiàn)有兩種茶多糖提取工藝，分別從兩種工藝中各取1個隨機樣本來測定其粗提物中的茶多糖含量，結(jié)果見表4-4。問兩種工藝的粗提物中茶多糖含量有無差異？表4-4兩種工藝粗提物中茶多糖含量測定結(jié)果I也冋ccrt*.曲:14*J-W*/常1扣_I表(T)VAROOOOIVAROOO022比較均値(M)EI均値W).27.521IS單樣本廠(S).277828.03一般線性模出G)廣義線性模型混合模型09凰獨立樣本I檢驗(T)28.8828.7527.9429.3228.15

3、28.0028.5829.00相關(guān)9)回歸遲)對數(shù)線性模型(Q)神疑網(wǎng)塔分類(E)降維58配對樣本T檢臉(E)何單因耒ANOVA.奔參數(shù)栓驗迥)【例4-8】為研究電滲處理對草莓果實中的鈣離子含量的影響，選用10個草莓品種進(jìn)行電滲處理與對照處理對比試驗，結(jié)果見表4-5。問電滲處理對草莓鈣離子含量是否有影響？本例因每個品種實施了一對處理，試驗資料為成對資料。表4-5電滲處理對草莓鈣離子含量的影響SPSS：護(hù)VAR0OOO1VAF?00002対(A)VariablelVariables,1農(nóng)|VAROQ_護(hù)VAR。2例5-1】以淀粉為原料生產(chǎn)葡萄糖過程中，殘留的許多糖蜜可用于醬色生產(chǎn)。生產(chǎn)醬色之前應(yīng)

4、盡可能徹底除雜，以保證醬色質(zhì)量。今選用5中除雜方法，每種方法做4次試驗，試驗結(jié)果見表5-2，試分析不同除雜方法的除雜效果有無差異？25.6024.4025.0025.9027.8027.0027.0028.0027.00277027.5025.9029.0027.3027.5029.9020.6021.2022.0021.20除雜童處理水平11112222333344445555分折田形（0序（LD附加內(nèi)容（Q）窗口醴帑助槍告禰述緞計做T）RFM分折出蛟均他（妙2FVAROOO05酸價L組別re亡口4rM11一股線It模型（廣義線性橫型眠合復(fù)型Gg用關(guān)9）03（R）J艸綸網(wǎng)絡(luò)分類（巳晦堆/s*

5、（S）非移數(shù)檜臉（吵預(yù)測生存講數(shù)G）%SLJS（U）蚩缺夾誼分折CO爹重歸因（D嫁tt（L）欣量投?。?RoC曲盤圖GOM均做妙t單/水T檜峻（5A越立推本I檢敝T）a紀(jì)對屆本T檢扯（曰Vr%oVH1.201.401.701.902.002.502.701.800.901.001301.101.901.601.501.802.001.702.10選擇兩兩比較，后按確定。0.00代表極顯著。除雜量處理水平Nalpha=0.0的子集1234TukeyHSDa5421.25001425.225027.02534027.45024028.425440顯著性1.0001.000.153Duncana54

6、21.25001425.225027.02534027.45024027.45004428.4250顯著性1.0001.000.467.107將顯示同類子集中的組均值。a.將使用調(diào)和均值樣本大小二4.000。同列表示互相不顯著區(qū)別，不同列表示互相顯著區(qū)1-a，2-力例5-3】在食品質(zhì)量檢查中，對4種不同品牌臘肉的酸價進(jìn)行了隨機抽樣檢測,結(jié)果見表5-16，試分析4種不同品牌臘肉的酸價指標(biāo)有無差異。分折田形（0序（LD附加內(nèi)容（Q）窗口醴帑助槍告禰述緞計做T）RFM分折出蛟均他（妙2FVAROOO05酸價L組別re亡口4rM11一股線It模型（廣義線性橫型眠合復(fù)型Gg用關(guān)9）0ADC優(yōu)水平a2B3

7、c3D1優(yōu)組合A2b3c3d1試驗號ABCD因素液化率rj|r；-rz,匸如匕冏rtr1CIC3ClC4ChegctoCliClAAre極差分析表水平13.6674.33315.33329.66729.00027.33323.66715.3333Delt排秩20.33315.333231.33324.00027.0008.6671418.00014.3333處理號ABc空列試驗結(jié)果yi11(50)1(6.5)1(2.0)16.25212(7.0)2(2.4)24.97313(7.5)3(2.834.5442(55)1237.53522315.54623125.573(58)13211.4832

8、1310.9933218.95(DSaS(A)計算gSCTt(S)囹形g舞輯器9)IMeD窗口(W)務(wù)助(H)彷助(B)i+S(B)昌X幽coa三殖齊列L9(3*4)陣列結(jié)果：工作表3一般線性模型：棗白質(zhì)含量(5彎/In2，,?CCtV2夕34L2回歸(R)Kl曷習(xí)闔卞IQrLII/IC方差分衍(A)0單因垣DOE(E)S%=(C)A單因子(未堆逵存放)(U).SfiTS(Q)陽雙因子(D可問生mu旺坷H分析兇多變星(M)二平衡方壘分析()時IW(S)垃隹完全嵌套方差分衍()表梧CD為平銜參兀方差分析(!)3B*JK(N):稲y務(wù)苗彩怖(R)EDA(D功效和樣本數(shù)量()%等方差檢驗QD-til

9、111kTCLml來白質(zhì)由里度孝的方差分析，在檢時畑潮田存一ABC誤合SeqSSOv3j22S45402145820916.48730.31220.828953.0304AdjM5FP0.3802207414454.780726018區(qū)閆囹(D主敦I(M)回交互作用圏(DS=O643765R-Sq=9844%R-Sq(調(diào)整)=9375%89212223312333233112213216.254.974.54I7.535.545.5011.4010.908.951I4567S=0.643765R-Sq=98.44%R-Sq(調(diào)峑)=93.75%ABT隨機因子（F）:囹形00因子圖（Ah響應(yīng)但）

10、：r蛋白質(zhì)含里（%）複型（D）：迭項0比較（C）結(jié)果on存儲1確定(0)II取消協(xié)變里3結(jié)果：工作表3般線性模型:三平33水3蛋白質(zhì)含量（）與A,B,C乙乙33數(shù)乙3蛋白質(zhì)含里（）的方差分析，在檢驗中使用調(diào)整的SSSeqSS45.40216.48730.3122AdjSS45.40216.48730.82890.312253.03040.8289AdjMS窗錨54-780-018041440.380.72641C7C4csCfl_EraiC9cTSciliiT?C13C14CliAVcbrl1H?些b54厲Jo悔S*134163i.wJL3Ji333A421011U12H15171819MUI第七章例7.1一些夏季害蟲盛發(fā)期的早遲和春季溫度高低有關(guān)。江蘇武進(jìn)連續(xù)9年測定3月下旬至4月中旬旬平均溫度累積值（x,旬度）和水稻一代三化螟盛發(fā)期（y,以5月10日為0）的關(guān)系，得結(jié)果于下表。試計算其直線回歸方程。x累積溫35.534.131.740.336.840.231.7y盛發(fā)期1216927313Excel粘貼轉(zhuǎn)置粘貼涯澤性粘貼?JX結(jié)貼席全部（A