统计作业(方差分析).
- 格式:doc
- 大小:617.50 KB
- 文档页数:12
(1)平方和的计算
C = T2/nk (T为总和,n为处理数,k为重复数) 总平方和SS T = ∑x2–C
处理间平方和SS t= ∑ Ti2– C
处理内平方和SSe =SST - SSt
(2)自由度的计算
dfT = nk-1 总自由度dfT
dft = k-1 处理间自由度(dft)
dfe = dfT - dft = k(n-1) 处理内自由度(dfe)
(3) 方差的计算
处理间方差st2 = SSt/ dft
处理内方差se2 = Sse/dfe
(4) 显著性F检验
F = st2 /se2
F < F0.05 P >0.05 接受Ho 处理间差异不显著 F > F0.05 P <0.05 否定Ho 处理间差异显著 F > F0.01 P <0.01 否定Ho 处理间差异极显著
多重比较
最小显著差数法(LSD 法,实质是成组t 检验。
)
在F 检验显著的前提下,先计算出显著水平为α的最小显著差数 LSD α,然后将任意两个处理平均数的差数的绝对值与其比较。
若 |X1-X2| >LSD α 时,则 X1 与 X2在α水平上差异显著;反之,则在α水平上差异不显著。
组内观察次数不等 ()()()1022--∑∑∑=k n n n i i i n 02022 21n s s n s s e x x e x ==-或。
第八章 方差分析习题答案一、单选1.D ;2.B ;3.A ;4.C ;5.C ;6.C ;7.C ;8.A ;9.B ;10.A二、多选1.ACE ;2.ABD ;3.BE ;4.AD ;5.BCE6.ABCD ;7.ABCDE ;8.ABCE ;9.ACD ;10.ABD三、计算分析题1、运用EXCEL 进行单因素方差分析,有:方差分析:单因素方差分析SUMMARY组 观测数 求和 平均 方差列 1 5 1.21 0.242 2.45E-05列 2 5 1.38 0.276 0.00226列 3 5 1.31 0.262 1.35E-05方差分析差异源 SS df MS F P-value F crit 组间 0.00292 2 0.00146 1.906005 0.191058 3.885294 组内 0.009192 12 0.000766总计 0.012112 14由于P 值=1.906005>05.0=α,不拒绝原假设,没有证据表明3个总体的均值之间有显著差异。
(或用F 值判断,有同样结论)2、运用EXCEL 进行单因素方差分析,有:方差分析:单因素方差分析SUMMARY组 观测数 求和 平均 方差列 1 5 222 44.4 28.3列 2 5 150 30 10列 3 5 213 42.6 15.8方差分析差异源 SS df MS F P-value F crit 组间 615.6 2 307.8 17.06839 0.00031 3.885294 组内 216.4 12 18.03333总计 832 14由于由于P 值=0.00031<05.0=α,拒绝原假设,表明3个总体的均值之间有显著差异。
(或用F 值判断,有同样结论)进一步用LSD 方法见教材P2063、(1)按行依次为:420、2、1.478(第一行);27、142.07(第二行);4256(第三行)。
(2)由于P 值=0.245946>05.0=α,不拒绝原假设,没有证据表明3种方法组装产品数量有显著差异。
方差分析(ANOVA)简介方差分析(Analysis of Variance,简称ANOVA)是一种统计方法,用于比较两个或多个样本均值之间的差异是否显著。
它是通过分析样本之间的方差来判断均值是否存在差异。
ANOVA广泛应用于实验设计、医学研究、社会科学等领域,是一种重要的统计工具。
一、方差分析的基本原理方差分析的基本原理是通过比较组内变异和组间变异的大小来判断样本均值之间的差异是否显著。
组内变异是指同一组内个体之间的差异,组间变异是指不同组之间的差异。
如果组间变异显著大于组内变异,就可以认为样本均值之间存在显著差异。
二、方差分析的假设方差分析的假设包括以下几个方面:1. 观测值是独立的。
2. 观测值是正态分布的。
3. 各组的方差是相等的。
三、方差分析的步骤方差分析的步骤主要包括以下几个方面:1. 确定研究问题和目标。
2. 收集数据并进行数据清洗。
3. 计算组内平方和、组间平方和和总平方和。
4. 计算均方和。
5. 计算F值。
6. 进行显著性检验。
四、方差分析的类型根据研究设计的不同,方差分析可以分为单因素方差分析和多因素方差分析。
1. 单因素方差分析:适用于只有一个自变量的情况,用于比较不同水平下的均值差异。
2. 多因素方差分析:适用于有两个或两个以上自变量的情况,用于比较不同因素和不同水平下的均值差异。
五、方差分析的应用方差分析广泛应用于各个领域,包括实验设计、医学研究、社会科学等。
它可以用于比较不同治疗方法的疗效、不同教学方法的效果、不同产品的质量等。
六、方差分析的优缺点方差分析的优点包括:1. 可以同时比较多个样本均值之间的差异。
2. 可以通过显著性检验来判断差异是否显著。
3. 可以通过计算效应量来评估差异的大小。
方差分析的缺点包括:1. 对数据的正态性和方差齐性有一定要求。
2. 只能用于比较均值差异,不能用于比较其他统计指标的差异。
七、总结方差分析是一种重要的统计方法,通过比较组内变异和组间变异的大小来判断样本均值之间的差异是否显著。
统计学中的方差分析统计学中的方差分析(Analysis of Variance,简称ANOVA)是一种用于比较不同样本均值之间差异的方法。
它是通过对观察数据的方差进行分解来实现的。
方差分析在实际应用中具有广泛的应用领域,既可以用于科学研究的数据分析,也适用于质量管理、市场调查等应用场景。
一、什么是方差分析方差分析是一种用于对不同组之间差异进行比较的统计方法。
它的基本原理是通过将总体方差分解为组内方差和组间方差,来检验不同组均值之间是否存在显著差异。
方差分析可以用于比较两个以上组的均值差异,且可以同时考虑多个自变量对因变量的影响。
方差分析的基本假设包括:1. 总体是正态分布的;2. 不同组的方差相等(方差齐性);3. 不同组之间相互独立。
二、单因素方差分析单因素方差分析是指只考虑一个自变量对因变量的影响。
它适用于比较一个因素(如不同调查方法、不同药物剂量等)对某个指标的影响是否存在显著差异。
单因素方差分析的结果主要包括组间均方(MSB)、组内均方(MSW)和F值。
组间均方(MSB)是各组均值与总体均值之间的差异的平方和除以自由度的比值;而组内均方(MSW)是各组内部个体与各组均值之间的差异的平方和除以自由度的比值。
F值则是组间均方与组内均方的比值。
当F值显著时,表明不同组均值之间存在显著差异。
三、多因素方差分析多因素方差分析是指考虑多个自变量对因变量的影响。
多因素方差分析通常会考虑两个以上的自变量,以及它们之间是否存在交互作用。
通过多因素方差分析,可以更全面地了解多个因素对研究对象的影响。
多因素方差分析的结果不仅包括组间均方、组内均方和F值,还包括每个自变量的主效应和交互效应。
主效应指的是每个自变量对因变量的独立影响,而交互效应则是不同自变量之间相互作用产生的影响。
四、方差分析的应用领域方差分析在实际应用中具有广泛的应用领域。
在科学研究中,方差分析可以用于比较不同实验条件下的实验结果,验证研究假设的有效性。
统计学方差分析方差分析(Analysis of Variance,缩写为ANOVA)是一种常用的统计学方法,广泛应用于数据分析中。
它的主要目的是用于比较多个样本群体之间的均值是否存在显著差异。
通过方差分析,可以确定因素对于不同组之间的差异程度有无显著影响。
方差分析的基本原理是将数据进行分解,并据此计算各部分之间的均方差(mean square),然后通过比较这些均方差的比值,得出各部分对总体的贡献程度,并进行显著性检验。
在方差分析中,数据通常被分为几个不同的组别,每个组别称为一个因素(factor)。
每个因素可以有不同的水平(level),例如性别因素可以有男和女两个水平。
而一个水平下的所有观测值构成一个处理(treatment)或条件(condition)。
方差分析的基本模型是一种线性模型,假设因变量与自变量之间存在线性关系。
对于单因素方差分析,它的模型可以表示为:Y=μ+α+ε其中,Y表示因变量,μ表示总体的平均值,α表示组别之间的差异,ε表示组内误差。
方差分析的目标是判断组别之间的差异(α)与组内误差(ε)的比值是否显著。
方差分析的核心思想是通过计算均方差,评估不同因素水平之间的差异是否显著。
均方差是方差与其自由度的比值,用于度量数据的离散程度。
通过计算组间均方差(MSTr)和组内均方差(MSE),我们可以得出F值,进而进行显著性检验。
F值是组间均方差与组内均方差的比值F = (MSTr / dfTr) / (MSE / dfE)其中,dfTr表示组间自由度,dfE表示组内自由度。
在统计学中,F值与显著性水平相关。
当F值大于显著性水平对应的临界值时,我们可以拒绝原假设,认为组别之间存在显著差异。
否则,我们不能拒绝原假设,即组别之间的差异不显著。
方差分析不仅可以应用于单因素情况,还可以扩展到多因素情况。
多因素方差分析可以用于研究多个自变量对因变量的影响,并评估这些自变量之间是否存在交互作用。
统计学中的方差分析方法方差分析(Analysis of Variance,简称ANOVA)是统计学中常用的一种假设检验方法,用于比较两个或更多个样本均值是否存在差异。
它通过分析不同组之间的方差来评估组内和组间的变异情况,进而得出结论。
一、方差分析的基本思想方差分析基于以下两个基本假设:1. 原假设(H0):各总体均值相等,即样本所来自的总体没有差异;2. 备择假设(H1):各总体均值不相等,即至少存在一个样本来自于与其他样本不同的总体。
二、一元方差分析(One-way ANOVA)一元方差分析适用于只有一个自变量的情况,它将样本根据自变量分为两个或多个组,然后比较这些组之间的均值差异。
下面以一个简单的案例来说明一元方差分析。
假设我们要研究三种不同肥料对植物生长的影响,我们将随机选取三个试验区,分别施用A、B和C三种不同的肥料,每个试验区都观察到了相应植物的生长情况(例如植物的高度)。
我们的目标是通过方差分析来判断这些不同肥料是否对植物的生长有显著的影响。
在执行一元方差分析之前,我们首先需要验证方差齐性的假设。
如果各组样本的方差相等,我们就可以继续使用方差分析进行比较。
常用的方差齐性检验方法有Bartlett检验和Levene检验。
在通过方差齐性检验后,我们可以进行一元方差分析。
分析结果将提供两个重要的统计量:F值和P值。
F值表示组间均方与组内均方的比值,P值则表示了接受原假设的概率。
如果P值较小,则说明组间的差异是显著的,我们可以拒绝原假设,接受备择假设,即不同肥料对植物生长有显著影响。
三、多元方差分析(Two-way ANOVA)多元方差分析适用于有两个以上自变量的情况,分析对象的均值差异可以归因于两个或多个自变量的相互作用。
这种分析方法常用于研究两个或多个因素对实验结果的影响情况。
以品牌和价格对手机销量的影响为例,我们假设品牌和价格是两个自变量,手机销量是因变量。
我们可以将样本分成不同的组合,比如将不同品牌的手机按不同的价格段进行分类。
统计学中的方差分析在统计学中,方差分析(Analysis of Variance,简称ANOVA)是一种常用的数据分析方法,用于比较两个或更多个样本均值之间的差异。
它可以帮助研究人员确定这些差异是否是由于随机变异导致的,或者是否存在其他因素对样本均值产生显著影响。
方差分析的基本理念是将总体方差分解为不同来源的方差,以评估各个因素对总体方差的影响程度。
一般情况下,将总体方差分解为组内方差和组间方差两部分。
组内方差反映了同一组内个体之间的差异程度,而组间方差则反映了不同组之间的差异程度。
方差分析的数学模型可以通过以下公式表示:$$Y_{ij} = \mu + \alpha_i + \epsilon_{ij}$$其中,$Y_{ij}$表示第i组中第j个个体的观测值,$\mu$为总体均值,$\alpha_i$为第i组的固定效应,$\epsilon_{ij}$为误差项。
通过方差分析可以检验组间因素($\alpha_i$)对于总体均值是否具有显著影响。
在进行方差分析之前,需要满足以下几个前提条件:1. 独立性:样本观测值彼此之间应独立,即每个观测值的产生不会受到其他观测值的影响。
2. 正态性:每个组内的观测值应呈正态分布,这样才能保证方差分析的结果准确性。
3. 方差齐性:每个组内的观测值应具有相同的方差,即不同组之间的方差应该相等。
方差分析有两种常见的类型:单因素方差分析和多因素方差分析。
单因素方差分析适用于只有一个自变量(或因素)的情况下,用于比较不同水平(或处理)之间的均值差异。
例如,一个研究人员想要比较不同药物治疗方法对疾病恢复时间的影响,可以使用单因素方差分析。
多因素方差分析适用于具有两个或更多个自变量(或因素)的情况。
它可以帮助研究人员分析多个因素之间的相互作用效应。
例如,一个研究人员想了解不同年龄、性别和教育程度对于工资水平的影响,可以使用多因素方差分析。
方差分析的结果可以通过计算统计量F值来判断不同因素对于总体均值的显著影响。
统计学方差分析方差分析(ANOVA)是统计学中一种用于比较多个样本平均值之间差异的方法。
它能够确定因素(或者称之为自变量)对因变量的影响是否显著。
在进行方差分析时,常常使用F检验来判断不同组之间的平均值是否存在显著差异。
方差分析常被用于实验设计和自然观察研究中,特别是在多个因素同时影响因变量的情况下。
方差分析基于总体的假设,即总体的均值相等。
方差分析的目的是确定是否存在一个或多个因素对于因变量的影响。
这些因素可以是分类因素(例如不同的治疗组)或者连续因素(例如不同的剂量水平)。
方差分析通过计算组内变异和组间变异之间的比率来判断这种影响是否显著。
方差分析的基本原理是将组内变异(即观测值之间的差异)与组间变异(即组均值之间的差异)进行比较。
如果组间变异大于组内变异,那么可以推断存在一个或多个因素对于因变量的影响。
通过计算F统计量(组间均方与组内均方之比),可以判断这种影响是否显著。
方差分析有几个基本假设需要满足。
首先,观测值必须是互相独立的。
其次,观测值必须是正态分布的。
最后,方差必须是均匀的,也就是方差齐性假设。
方差分析可以分为单因素方差分析和多因素方差分析。
单因素方差分析适用于只有一个因素对因变量的影响进行研究的情况。
多因素方差分析适用于有多个因素同时对因变量进行影响的情况。
在多因素方差分析中,可以考虑因素之间的交互作用。
方差分析还可以通过进行事后多重比较来进一步研究组之间的差异。
常用的事后比较方法包括LSD(最小显著差异)方法、Tukey HSD(Tukey honestly significant difference)方法和Bonferroni校正方法等。
方差分析在实际应用中具有广泛的应用。
例如,在医学研究中,可以使用方差分析来比较不同治疗组的效果;在工程设计中,可以使用方差分析来确定不同因素对产品质量的影响;在社会科学研究中,可以使用方差分析来研究不同教育程度对工资的影响等等。
方差分析是统计学中重要的一种方法,能够帮助我们了解不同因素对因变量的影响程度。
统计作业(方差分析)1、抽查某地区三所小学五年级男学生的身高,数据见文件:“男生身高”。
设各小学五年级男学生的身高服从同方差的正态分布。
问该地区三所小学五年级男学生的平均身高是否有显著差异(α=0.05)?Descriptives身高Test of Homogeneity of Variances身高上表显示,sig=0.019<0.05,拒绝原假设(原假设为方差齐),所以没有足够的证据说明所用样本等方差,说明所用样本的方差不相等。
这里有同学疑问说与题目中所说的“服从同方差的正态分布”有冲突了,实际上,题目中是指总体“同方差”。
在所用样本方差不相等的情况下,可以在操作时选择Tamhane’s T2,如下表。
因此建议大家在SPSS操作的时候可以把“Equal Variances Assumed”下的“LSD”和“Equal Variances Not Assumed”下的“Tamhane’s T2”都选上,在分析了上表(方差其次性检验表)后再判断在“Multiple Comparisons”表中是看LSD部分还是Tamhane部分。
ANOVA身高Multiple ComparisonsDependent Variable: 身高(I) 小学 (J) 小学 Mean Difference(I-J) Std. ErrorSig. 95% Confidence IntervalLower BoundUpper BoundLSD1 2 -10.850(*) 4.2144 .021 -19.833 -1.867 3 -10.733(*) 4.2144 .022 -19.716 -1.751 2 1 10.850(*)4.2144 .021 1.867 19.833 3 .117 4.2144 .978 -8.866 9.099 3 1 10.733(*)4.2144 .022 1.751 19.7162 -.117 4.2144 .978 -9.099 8.866 Tamhane 1 2 -10.850 5.0393 .187 -26.365 4.6653 -10.733(*)2.4928 .009 -18.389 -3.078 2 1 10.850 5.0393 .187 -4.665 26.365 3 .117 4.6556 1.000 -15.508 15.741 3 1 10.733(*)2.4928 .0093.078 18.3892-.1174.65561.000-15.74115.508* The mean difference is significant at the .05 level.首先,看ANOVA 表,P=.032<.05,所以三所小学五年级男学生的平均身高有显著差异。
其次,在Multiple Comparisons 表中看Tamhane 部分(因为样本方差不相等),从表中可以看出只有第一小学跟第三小学中男生的平均身高有差异2、某钢厂检查一月上旬内的五天中生产钢锭重量,数据见文件:“钢锭重量”,设各日所生产的钢锭重量服从同方差的正态分布,试检验不同日期生产的钢锭的平均重量有无显著差异 (α=0.05)?此题判断过程同第1题Descriptives重量Test of Homogeneity of Variances 重量ANOVA重量 Dependent Variable: 重量(I) 日期 (J) 日期 Mean Difference(I-J) Std. Error Sig. 95% Confidence IntervalLower BoundUpper BoundLSD12 197.500(*) 84.8872 .034 16.567 378.4334 277.500(*)84.8872 .005 96.567 458.433 9 12.500 84.8872 .885 -168.433 193.433 10107.500 84.8872 .225 -73.433 288.433 2 1 -197.500(*)84.8872 .034 -378.433 -16.5674 80.000 84.8872 .361 -100.933 260.933 9 -185.000(*)84.8872 .046 -365.933 -4.067 10-90.000 84.8872 .306 -270.933 90.933 4 1 -277.500(*)84.8872 .005 -458.433 -96.5672 -80.000 84.8872 .361 -260.933 100.933 9-265.000(*)84.8872.007-445.933-84.06710-170.000 84.8872 .064 -350.933 10.933 9 1-12.500 84.8872 .885 -193.433 168.4332 185.000(*) 84.8872 .046 4.067 365.9334 265.000(*)84.8872 .007 84.067 445.933 1095.000 84.8872 .281 -85.933 275.933 10 1 -107.500 84.8872 .225 -288.433 73.4332 90.000 84.8872 .306 -90.933 270.9334 170.000 84.8872 .064 -10.933 350.933 9-95.000 84.8872 .281 -275.933 85.933 Tamhane 1 2 197.500 117.0025 .802 -342.111 737.1114 277.500 65.6220 .208 -194.719 749.719 9 12.500 66.9421 1.000 -430.253 455.253 10107.500 91.1386 .964 -284.132 499.132 2 1 -197.500 117.0025 .802 -737.111 342.1114 80.000 97.3824 .998 -631.155 791.155 9 -185.000 98.2768 .808 -873.725 503.725 10-90.000 116.1178 .998 -629.988 449.988 4 1 -277.500 65.6220 .208 -749.719 194.7192 -80.000 97.3824 .998 -791.155 631.155 9 -265.000(*) 16.5831 .001 -352.631 -177.369 10-170.000 64.0312 .540 -630.154 290.154 9 1 -12.500 66.9421 1.000 -455.253 430.2532 185.000 98.2768 .808 -503.725 873.725 4 265.000(*)16.5831 .001 177.369 352.631 1095.000 65.3835 .930 -335.288 525.288 10 1 -107.500 91.1386 .964 -499.132 284.1322 90.000 116.1178 .998 -449.988 629.988 4 170.000 64.0312 .540 -290.154 630.154 9-95.00065.3835.930-525.288335.288* The mean difference is significant at the .05 level.(1)看“Test of Homogeneity of Variances”表,sig=0.034<0.05,所以样本方差不齐(2)看“ANOV A”表,P=.022<0.05,则不同日期生产的钢锭的平均重量有显著差异(3)看“Multiple Comparisons”表看Tamhane部分(因为方差不齐),从表中可以看出只有第4天和第9天生产的钢锭的平均重量有显著差异。
3、在某种橡胶的配方中,考虑了3种不同的促进剂,4种不同分量的氧化剂。
各种配方各实验一次,测得300%定强数据见文件:“橡胶配方定强”。
假定各种配方的定强服从同方差的正态分布。
试问不同促进剂、不同分量氧化锌分别对定强有无显著影响(α=0.05)?Between-Subjects FactorsDescriptive StatisticsDependent Variable: 配方定强促进剂氧化锌Mean Std. Deviation N促进剂A1 氧化锌B1 32.0000 . 1氧化锌B2 35.0000 . 1氧化锌B3 35.5000 . 1氧化锌B4 38.5000 . 1Total 35.2500 2.66145 4促进剂A2 氧化锌B1 33.5000 . 1氧化锌B2 36.5000 . 1氧化锌B3 38.0000 . 1氧化锌B4 39.5000 . 1Total 36.8750 2.56174 4促进剂A3 氧化锌B1 36.0000 . 1氧化锌B2 37.5000 . 1氧化锌B3 39.5000 . 1氧化锌B4 43.0000 . 1Total 39.0000 3.02765 4Total 氧化锌B1 33.8333 2.02073 3氧化锌B2 36.3333 1.25831 3氧化锌B3 37.6667 2.02073 3氧化锌B4 40.3333 2.36291 3Total 37.0417 2.96539 12Levene's Test of Equality of Error Variances(a)Dependent Variable: 配方定强a Design: Intercept+促进剂+氧化锌Tests of Between-Subjects EffectsDependent Variable: 配方定强方差齐,再由上面的表可以知道不同促进剂、不同分量氧化锌对定强都有显著的影响。
4、某灯泡厂用四种不同配料方案制成的灯丝,生产了四批灯泡。
在每批灯泡中随机的抽取若干个灯泡测其使用寿命(单位:小时),数据见文件:“灯泡使用寿命”。
试问对于这四种灯丝生产的灯泡,其使用寿命有无显著差异(α=0.05)。
绘制均值散布图,说明那种配料方案最佳。
Descriptives寿命Test of Homogeneity of Variances寿命ANOVA寿命Multiple Comparisons Dependent Variable: 寿命(I) 灯丝(J) 灯丝MeanDifference(I-J) Std. Error Sig.95% Confidence IntervalLower Bound Upper BoundLSD 1 2 76.29 52.682 .162 -32.97 185.543 25.54 46.565 .589 -71.03 122.114 99.29 50.056 .060 -4.52 203.102 1 -76.29 52.682 .162 -185.54 32.973 -50.75 51.292 .333 -157.12 55.624 23.00 54.481 .677 -89.99 135.993 1 -25.54 46.565 .589 -122.11 71.032 50.75 51.292 .333 -55.62 157.124 73.75 48.590 .143 -27.02 174.524 1 -99.29 50.056 .060 -203.10 4.522 -23.00 54.481 .677 -135.99 89.993 -73.75 48.590 .143 -174.52 27.02 Tamhane 1 2 76.29 68.893 .900 -211.57 364.143 25.54 37.093 .985 -89.67 140.744 99.29 36.885 .127 -20.79 219.362 1 -76.29 68.893 .900 -364.14 211.573 -50.75 70.977 .985 -331.78 230.284 23.00 70.868 1.000 -259.42 305.423 1 -25.54 37.093 .985 -140.74 89.672 50.75 70.977 .985 -230.28 331.784 73.75 40.645 .452 -54.55 202.054 1 -99.29 36.885 .127 -219.36 20.792 -23.00 70.868 1.000 -305.42 259.423 -73.75 40.645 .452 -202.05 54.55(1)看“Test of Homogeneity of Variances”表,sig=0.061>0.05,所以样本方差齐(2)看“ANOV A”表,P=0.209<0.05,则对于这四种灯丝生产的灯泡,其使用寿命没有显著的差异(3)看“Multiple Comparisons”表看LSD部分(因为方差齐),也显示出无显著差异。