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1、评分实验报告课程名称生物医学统计分析实验名称方差分析 2 专业班级姓名学号实验日期实验地点20152016 学年度第2 学期生物医学统计分析第 2 页共 11 页一、 实验目的巩固掌握前次实验方差分析中的：1. 均数差别的显著性检验 2.分离各有关因素并估计其对总变异的作用 3.分析因素间的交互作用 4.方差齐性检验。 学习利用协方差分析消除混杂因素对分析指标的影响。二、实验环境1、硬件配置 ：处理器： Intel（R） Core(TM) i7-3770 CPU 3.40GHz 3.40GHz 安装内存（ RAM ） ：4.00GB 系统类型： 64 位操作系统2、软件环境 ： IBM SPS
2、S Statistics 19.0 软件三、实验内容( 包括本实验要完成的实验问题及需要的相关知识简单概述) （1）课本第四章的例4.5-4.9运行一遍，注意理解结果；（2）然后将课本第五章的例5.1-5.2运行一遍，注意理解结果。 三、实验结果与分析例 4.5 输出结果：表1 不同温度、产蛋期、鸡群对蛋鸡产蛋量影响的方差分析结果（主体间效应的检验）因变量 : 产蛋量源III 型平方和df 均方F Sig. 校正模型82.880a12 6.907 4.584 .007 截距12056.040 1 12056.040 8001.796 .000 产蛋期27.360 4 6.840 4.540 .
3、018 鸡群22.160 4 5.540 3.677 .035 温度33.360 4 8.340 5.535 .009 误差18.080 12 1.507 总计12157.0025 校正的总计100.960 24 a. R 方 = .821（调整 R 方 = .642 ）分析：1）本实验主要是为了研究5种不同温度对蛋鸡产蛋量的影响，但由于不同的鸡群和产蛋期对产蛋量也有较大的影响，因此我们选用拉丁方设计；2）本实验由于我们选中了“描述性统计”和“Tukey的多重比较方法”，因此输出结果中还有输出样本的描述统计量和产蛋期、鸡群和温度的多重比较结果，但由于本次实验主要是分析 3种因素对产蛋量的影响，
4、并不研究到影响因素的具体细化部分，因此我们只选取主体间效应的检验部分进行分析；3）根据表 1可知：产蛋期间的05.0018.0540.4PF，鸡群间的677.3F, ,05.0035.0P因此说明不同产蛋期和不同鸡群对产蛋量具有显著的影响；而温度间的01.0009.0,535.5PF,因此说明不同温度对产蛋期具有极显著的影响。4）拉丁方设计要求每个区组的组数和试验因素的处理数都必须相等，且应假定 3个因素之 间不存在交互作用，因此在本次实验中需选择主效应模型。生物医学统计分析第 3 页共 11 页例 4.6 输出结果：表2 两种饲料对产奶量影响的方差分析表（主体间效应的检验）因变量 : 产奶量
5、源III 型平方和df 均方F Sig. 校正模型76.050a11 6.914 7.577 .004 截距4651.250 1 4651.250 5097.260 .000 饲料 A 30.258 1 30.258 33.159 .000 时期 C .162 1 .162 .178 .685 个体 B 45.630 9 5.070 5.556 .012 误差7.300 8 .912 总计4734.600 20 校正的总计83.350 19 a. R 方 = .912（调整 R 方 = .792 ）分析：1）本实验主要是为了研究新配方饲料对产奶量的影响，故设立了对照组与其进行对比，但由于试验的
6、奶牛个体之间以及试验期间的差异都对试验结果有影响，为了尽可能地消除这种影响，因此我们选择22交叉设计法；2）本实验由于我们选中了“描述性统计”，因此输出的结果中还有描述统计量，由于数 据量过大，因此我们没有把运行结果粘贴过来，但我们可以从描述性统计量表得出不同饲料在不同时期和不同个体间的均值和标准差；3）根据表 2可知，饲料间的01.0000.0159.33PF，,说明新配方饲料与对照饲料对平 均产奶量的影响差异极显著，这里表现为新配方饲料的平均产奶量极显著高于对照饲料的平均产奶量。 且我们可以看出按照22交叉设计方法进行试验的结果中已经较大的消除预饲期对试验结果的影响，但不同奶牛之间对产奶量
7、的影响还是极为显著，因此消除效果并不好；4） 在22交叉设计资料中，因子间的交互作用包括在误差项，分析时应注意不要引入交互作用，应选择主效应模型。且本实验只分为两组，故不需要作均数间的多重比较。例 4.7 输出结果：表3 补饲配方、用量、食盐对增重影响的方差分析表（主体间效应的检验）因变量 :增重源III 型平方和df 均方F Sig. 校正模型86.787a6 14.464 2.000 .370 截距41629.601 1 41629.601 5757.013 .000 配方 A 5 .429 2 28.714 3.971 .201 用量 B 15.109 2 7.554 1.045 .48
8、9 食盐 C 14.249 2 7.124 .985 .504 生物医学统计分析第 4 页共 11 页误差14.462 2 7.231 总计41730.850 9 校正的总计101.249 8 a. R 方 = .857（调整 R 方 = .429 ）分析：1）因为要全面对补饲配方、用量、食盐3个因素进行实验，规模会很大，因此我们选用)3(4 9L正交表进行正交设计，以减小试验规模，并且不使信息损失得太多；2 ）本实验由于我们选中了“描述性统计”，因此输出的结果中还有描述统计量，由于数据量过大，因此我们没有把运行结果粘贴过来，但我们可以从描述性统计量表得出不同配方在不同用量和不同食盐内的均值和
9、标准差；3） 据表 3可知，配方间的，05.0201.0971.3PF用量间的045. 1F，05.0489. 0P食盐间的,05.0504.0,985.0PF说明不同配方、 不同用量、 不同食盐对增重皆没有影响；4）本实验还对补饲配方、用量、食盐采用S-N-K法进行多重比较，但由于数据量过大，因此我们没有粘贴过来，但我们从输出结果可以看出不同配方、不同用量、不同食盐间位于同一列，因此它们的均数之间不存在差异；5）因为本实验是无重复观察值无交互作用，因此选择主效应模型。例 4.8 输出结果：表4 温度、菌系、培养时间对根瘤菌生长影响的方差分析表主体间效应的检验因变量 : 根瘤菌数源III 型平
10、方和df 均方F Sig. 校正模型306045.833a9 34005.093 35.052 .000 截距1.563E7 1 1.563E7 16114.567 .000 A 86877.778 2 43438.889 44.776 .000 B 209211.111 2 104605.556 107.825 .000 空列86.111 2 43.056 .044 .957 C 5669.444 2 2834.722 2.922 .112 重复组4201.389 1 4201.389 4.331 .071 误差7761.111 8 970.139 总计1.595E7 18 校正的总计313
11、806.944 17 a. R 方 = .975（调整 R 方 = .947 ）生物医学统计分析第 5 页共 11 页表5 各温度间 根瘤菌数 均数的两两比较Student-Newman-Keulsa,bA N 子集1 2 3 6 834.17 2 6 972.50 1 6 989.17 Sig. 1.000 .381 已显示同类子集中的组均值。基于观测到的均值。误差项为均值方 ( 错误 ) = 970.139。a. 使用调和均值样本大小 = 6.000。b. Alpha = .05。表6 各菌系间 根瘤菌数 均数的两两比较Student-Newman-Keulsa,bB N 子集1 2 3
12、2 6 835.83 1 6 877.50 3 6 1082.50 Sig. 1.000 1.000 1.000 已显示同类子集中的组均值。基于观测到的均值。误差项为均值方 ( 错误 ) = 970.139。a. 使用调和均值样本大小 = 6.000。b. Alpha = .05。表7 各培养时间内 根瘤菌数 的两两比较Student-Newman-Keulsa,bC N 子集1 2 6 915.83 3 6 923.33 1 6 956.67 Sig. .118 已显示同类子集中的组均值。基于观测到的均值。误差项为均值方 ( 错误 ) = 970.139。生物医学统计分析第 6 页共 11
13、页a. 使用调和均值样本大小 = 6.000。b. Alpha = .05。分析：1）因为本实验目的在于考察温度、菌系、培养时间的主效应并筛选最佳组合，因此我们选用)3(4 9L正交表进行分析；2）本实验由于我们选中了“描述性统计”，因此输出的结果中还有描述统计量，由于数 据量过大，因此我们没有把运行结果粘贴过来，但我们可以从描述性统计量表得出不同温度在不同菌系和不同培养时间内的均值和标准差；3）根据表 4可知，温度间的,01.0000.0,776.44PF说明不同温度对根瘤菌的生长有极显著影响； 菌系间的01.0000.0,825.107PF， 说明不同菌系对根瘤菌的生长也具有极显著的影响；
14、而时间间的,05.0112.0,922.2PF说明不同培养时间对根瘤菌的生长不具有显著影响。正交表中的第三列（空列）为各因子互相效应一部分数量的混杂，题中预先估计因子间无互作，这一列便可作误差看待，可与表中的误差项合并，以增加自由度。合并后的误差自由,222.7847111.7761111.86,1082ESSdf,722.784EMS温度间的,36.55F菌系间的30.133F,时间间的61.3F。4）由于不同培养时间对根瘤菌的生长作用不明显，因此我们应考察不同温度、菌系根瘤 菌均数的多重比较结果，选出最优组合，根据表5、表6、和表 7我们不仅可以得出不同时间的根瘤菌均数差异不大、低温度和高
15、中温度的根瘤菌均数差异大和三个菌系间的根瘤菌数均数差异大，还可以看出选择高温度和丙菌类为最优组合。例 4.9 输出结果：表8 主体间效应的检验因变量 : 试验结果源III 型平方和df 均方F Sig. 校正模型6627.625a5 1325.525 23.003 .042 截距55278.125 1 55278.125 959.273 .001 A 1431.125 1 1431.125 24.835 .038 B 21.125 1 21.125 .367 .606 AB 4950.125 1 4950.125 85.902 .011 C 210.125 1 210.125 3.646 .1
16、96 BC 15.125 1 15.125 .262 .659 误差115.250 2 57.625 总计62021.000 8 校正的总计6742.875 7 a. R 方 = .983（调整 R 方 = .940）分析：1） 因为本实验不仅研究A、B、C三种成分对发酵培养基的影响，且A与B、 B与 C中存在交互作用，因此试验采用)2(7 8L正交表进行设计；2）本实验由于我们选中了“描述性统计”，因此输出的结果中还有描述统计量，由于数 据量过大，因此我们没有把运行结果粘贴过来，但我们可以从描述性统计量表得出每生物医学统计分析第 7 页共 11 页一种成分或成分组合在其他成分内的均值和标准差；3）表8为 F检验的结果，其中A因素的05.0038.0835.24PF，说明 A因素对抗生素 有显著的影响；交互作用AB的05.0011.0902.85PF，说明 AB的交互作用对抗生素有显著的影响；而B、C因素以及 BC交互作用的 F值分别为 0.367，3.646，0.262，P值分别为 0.606，0.196，0.659，均大于 0.05，
