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1、1、 一绿茶贮藏实验，A因素为贮藏温度，有3个水平即A1（25）A2（5）A3（-10）；B因素为茶叶初始含水量，也有3个水平即B1（2%）B2（6%）B3（10%），3次重复，随机区组设计。贮藏1周后测得其维生素C保留量（%）。试作方差分析。1）、资料的整理作图方差的单变量分析主体间因子值标签N温度1A192A293A39含水量1B192B293B39描述性统计量因变量:保留量温度含水量均值标准 偏差NA1B163.673.2153B259.332.3093B331.673.5123总计51.5615.2659A2B182.333.0553B278.673.0553B369.001.0003
2、总计76.676.3649A3B189.672.5173B287.672.5173B381.331.5283总计86.224.2369总计B178.5611.8869B275.2212.7459B360.6722.4839总计71.4817.65327主体间效应的检验因变量:保留量源III 型平方和df均方FSig.校正模型7977.407a8997.176143.211.000截距137959.2591137959.25919813.298.000温度5770.96322885.481414.404.000含水量1628.9632814.481116.973.000温度 * 含水量577.4
3、814144.37020.734.000误差125.333186.963总计146062.00027校正的总计8102.74126a. R 方 = .985（调整 R 方 = .978）估算边际均值1. 温度因变量:保留量温度均值标准 误差95% 置信区间下限上限A151.5561.88447.64855.463A276.6671.88472.75980.574A386.2221.88482.31590.129估算边际均值2. 含水量因变量:保留量含水量均值标准 误差95% 置信区间下限上限B178.5561.88474.64882.463B275.2221.88471.31579.129B3
4、60.6671.88456.75964.574温度同类子集保留量Duncana,b温度N子集123A1951.56A2976.67A3986.22Sig.1.0001.0001.000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) = 31.946。a. 使用调和均值样本大小 = 9.000。b. Alpha = .05。含水量同类子集保留量Duncana,b含水量N子集12B3960.67B2975.22B1978.56Sig.1.000.224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) = 31.946。a. 使用调和均值样本大小 =
5、 9.000。b. Alpha = .05。图表分析如下：温度含水量均值A1B163.673.215A1B259.332.309A1B331.673.512A2B182.333.055A2B278.673.055A2B3691A3B189.672.517A3B287.672.517A3B381.331.528分析：模型总效应的F值为57.909，P值 0.001，说明两因素间存在有交互作用。单因素效应和交互效应导致的组间差别比较结果是：由主体效应的检验得: 单因素组间比较： 温度 F=90.323，概率Sig0.05,说明三种温度对绿茶中维生素C保留量的影响有差别; 含水量 F=25.495,概率Sig0.05，说明三种绿茶初始含水量对绿茶中维生素C保留量的影响也有差别。 两因素构成的交互作用： 温度 含水量 F=20.734,概率Sig0.05，交互作用明显。交互之间的分析：温度A1与A2、A1与A3、A2与A3相互之间均值差值都十分显著。含水量B1与B2无显著差异，B1与B3有显著差异，B2与B3有显著差异。
