2023年spss实验报告.pdf

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1、SPSS软件应用实验报告长春工业大学人文学院1 40 9 0 6班 成昊2 0 232 823实 验 报 告1一、实 验 目 的：掌 握S P S S基本记录分析基本操作二、实 验 内 容:1、根据上面的数据,制作茎叶图，并计算出均值和标准差,验证数据 是 否 服 从 正 态 分 布。2、按 规 定:销 售 收 入 在125万 元 以 上 为先进公司,115 7 2 5万元为良好 公 司，10 5115万 元 为 一 般 公 司,105万 元 以 下 为 落 后 公 司，按先进公 司、良好公司、一 般 公 司、落 后 公 司 进 行 分 组，编制比例分布登记表。三、实 验 环 节；运 用 分

2、析 描 述 性 记 录 探 索，结 果 如 下：描述性统言十资料料檄鞘昔产 品 销 平 均 数售额1 16.082.4409 5%平 均 数 的 下 限信赖上限111-112 1.015%修整的平均值1 15.89中位数115.50燮昊数238.122檄型偏差15-431最小值87最大值15063内四分位距21偏斜度.2 3 3,374峰度-.316.7 33常熊检定Ko Imogorov-Smirn oaVSh ap i roW i 1 k料d f 著 性统言十资料df 著 性产品销售额.10040.200.9834 0 800*道 是true 著 的 下 限。a-L i 11 ief o

3、rs 著更正产品销售额 Stem-a ndLeaf P l o tF re q ue n c y S te m&Leaf2.008.783 009.2 579 0010.11.0011.7.0012.000356 75.0013.0 5 6 782.0014.261.0015.0S t em wid t h:10Each leaf:1case(s)分组次数比例有效的比例累稹比例有 效 先 进 公司1127 527.527 5良好公司1 127.527.55 5.0一般公司922.522.577.5落后公司缴十9 22 5 22.5 100 040 100-0 1 0 0.0_ _ _ _ _

4、_ _ _ _ _ _ _ _ 分 组 先进企业/0.05,因此数据服从正态分布。2、对4 0个公司分组后先进公司占总体比重27.5%良好公司占总体比重27.5%一般公司占总体比重22.5%落后公司占总体比重2 2.5%先进公司和良好公司占总体比重较大，一般公司和落后公司占总体比重较小。实验报告2一、实验目的:掌握列联表（定类变量与定类变量）基本操作二、实验内容：1、A、B车间对厂长的满意限度是否有显著差异2、假如有计算T系数三、实验环节：一方面建立数据库录入数据，然 后 运 用 分 析 描述性记录 交叉表格进行列联表分析,做卡方检查，结果如下:车间*对厂长的满意度交叉列表卡 方 对厂长的满意

5、度满意不满意缴十车间车间A3 0104 0车间B202 04 0蜩-503 08 0a .0 资 料 格（0 -0%）覆 期 数 小 於 5。颈 期 的 数 下 限 悬 1 5.0 0。b,只余十封2x2表格迤行言十算蜘直d f渐 近 著 性（2端）精 硅 著 性（2端）精 硅 著 性（1端）皮 豳 森（P e a r s o n）卡方5 .3 3 3,1.0 2 1持 更 正b4 .3 2 01 0 3 8概似比费 雪（F i s h e r）碓切检定5 ,4 1 21.0 2 0.0 3 7.0 1 8名 泉 性 封 名 泉 性 居 朋 缔有效觐察值彳固数5.2 6 78 01 0 2 2

6、有方向性的洌量数值大幺勺T大名勺 著性名羲燮数 Lambda(A).143.0701.865.062封名羲建 车间相依项.250.1191.865.062数 对厂长的满意度相依项.000.000CCGoodman及 Kruskal tau 车间 相依I直.067.055.022对厂长的满意度相依JR.067.055.022a.未使用虚然假15。b.正在使用品有虚蒸假IS的 渐 近 榄 。c.辗 法 算，因 悬 渐 近 襟 等 於 零。d.基於卡方近似值四、实验结果分析:此数据为2*2列联表，且n40,因此用连续校正卡方检查的值 C o nt i nuity C o rrecti o n 为 4

7、.3 20,相应的 S i g.值为 0.038,小于 0.05,可以认为车间同厂长的满意情况是相关的,相关的T系数为0.0 6 7实验报告3一、实验目的:掌握参数估计与假设检查方法的操作二、实验内容:上面的数据是否证明了先参与实践对提高平均测试分数的效果显著三、实验环节：用配对样本t检查,原假设为方案A和方案B对平均测试的成绩不存在差异。一方面运用数据探测做正态分布检查，得到结果如下表：常熊旅定Kolmogorov-Smi rnovaShapiro-WiIk布 僮 料df 著性统 言 十 资 料df著性方案A.14210.2004.94110.561方案B.26110.051.88210.1

8、37*.道 是 true 著的下限。a.Li 11 i e f o r s 著更正通过上表可以看出，方案A和方案B 的p 值均大于0.0 5,表白数据均服从正态分布。满足配对样本t 检查的前提假定条件，然后运用分析 比较平均值 配对样本t 检查进行分析，结果如下：成封檬本检定程堂寸差巽数Tdf 著性（曼尾）平均数襟潮扁差像 H 昔 平均值95%差巽敦的信赖下限上限封 方 案 Am -方案1 B5 00011.3333.58413 1073 1071 3959.196四实验结果分析:通过上表可以看出t=-1.395,Si g,=0.1960.05,所以，不能拒绝原假设，方案A 和方案B 对平均测

9、试的成绩不存在差异。实验报告4一、实验目的：掌握方差分析方法的操作二、实验内容:运用多因素方差分析方法，分析不同地区和不同日期对该商品的销售量是否产生了显著影响?地区和日期是否对该商品的销售产生了交互影响。三、实验环节:运用分析 一般线性模型单变量进行分析。一方面进行总体方差是否相等的方差齐性检查。Levene*s 共燮昊等式横定a因燮数：销售量Fd fldf 2 著性.508818.835检定因燮数的金昔 共燮昊在群 内相等的空假。a.言 殳 会 十：截 距+地 区+日 期+地 区*日期通过上表可以看出,Sig.=0.8350.0 5,所以，总体方差相等，接着看方差分析的检查结果:因燮数：销

10、售量主旨效果检定来源第HI平方和df平均值平方F 著 性局 部Eta方形修正的模8810009 210.810八八八.8 2 8型0074074.074a59.2 59.UUU截距.2591-2 598 76-1 60.000.9 8 0地区3 851851.852219259 25.9262-0 8 0.1 5 4.188日期5 6 29629.630228 1 4814.8 1 53-0 40.07 3 252地 区*7059 2417 6481419-060-000,809日期592.5938.148辘1 6 66 6 666.66718925925.926缴十.00027校正彳爰967

11、407 426数0.741a.R平 方=.828（整 的R平 方=.751）四、结果分析:通过上表可以看出，地区相应的F=2.08,Sig.=0.15 40.05,日期相应的F=3.0 4,Sig.=0.073 0.05,可见，地区和日期单独对销售量都没有显著影响，地区*时间相应的F=19.06,S i g.=0.0000.05,所以，地区和日期的交互作用对销售量有影响。实验报告5一、实验目的：掌握相关分析方法的操作二、实验内容：以下是对五百名文化限度代际流动的抽样调查，试求父辈文化和子辈文化之间是否有差异。三、实验环节:K enda Ht相关分析。原假设为子辈文化和父辈文化之间不存在着等级相

12、关。运 用 分 析 相关 双 变 量 进 行 分 析，结果如下：相关系数父辈文化限度子辈文化限度K e n d a l l的 父 辈 文 化 限 相 关 系 数1.0 0 0 5 9 4*t a u-b 度 S i g.（双.0 0 0侧）N5 0 05 0 0子辈文化限相关系数.5 9 4,1.0 0 0度 Si g （双.0 0 0侧）N5 0 05 0 0*.在 置 信 度（双测）为0 .01时，相关性是显著的。四实验结果分析：通过上表可以看出,Ke nd a ll，s t a u _ b=O.5 9 4,相应的Si g.=0.0 0 0 0.0 5,拒绝原假设,可以认为子辈文化和父辈文

13、化之间存在着等级相关。实验报告6一、实验目的:掌握非参数检查方法的操作二、实验内容:某地某一时期出生4 0名婴儿，其中女婴12名，男婴2 8名。这个地方出生婴儿的性别比例与通常的男女性别比例是否相同三、实验环节：单样本二项分布检查。原假设为这个地方出生婴儿的性别比例与通常的男女性别比例相同，运 用 分 析 非参数检查二项式进行分析,结果如下：二项式检查类别N观测比例检查比例渐近显著性（双侧）婴 儿 性 组1男2 8.7 0.5 0 017”a.基 于 Z 近似值。四实验结果分析:通过上表可知,40名婴儿中男婴28名，占70%,女婴12名，占别组2 女12.30总数401.0030%o S P

14、S S 自动计算精确概率S ig.值为0.017,小于0.0 5,拒绝原假设，可以认为这个地方出生婴儿的性别比例与通常的男女性别比例不同，男婴要多于女婴。实验报告7一、实验目的:掌握非参数检查方法的操作二、实验内容:用非参数检查的方法检查工厂规模与信息传递是否有关。三、实验环节：两独立样本的曼一惠特尼U 检查。原假设为工厂规模与信息传递无关，运用分析非参数检查两个独立样本进行分析，结果如下：检查记录量b信息传递Mann-Wh it n ey U5.000W i 1 coxo n W15.000Z-1.246渐近显著性（双侧）21 3精确显著性 2*（单.286a侧显著性）a.没有对结进行修正。

15、b.分组变量：厂规模四实验结果分析:由上表可知，U=5,由于是小样本，看精确概率值Sig.为0.2 8 6,大于0.05,不应当拒绝原假设，可以得出工厂规模与信息传递无关。实验报告8一、实验目的:掌握非参数检查方法的操作二、实验内容:分析三个班级成绩的中位值是否存在显著差异。三、实验环节:多个独立样本的Me d i a n检查。原假设为三个班级成绩的中位值没有显著差异。运 用 分 析 非参数检查 Kj样本独立检查进行分析，结果如下：检查记录量成绩N中值卡方d f渐近显著性4575.009.4 74a2 009a.0个 单 元（.0%）具 有 小 于5的盼望频率。单元最小盼 望 频 率 为6.3

16、。b -分 组变量：班级四实验结果分析:通过上表可知,X”=9.4 7 4,d f=2,Si g .值为0 .0 1 5,小 于0.0 5,拒绝原假设，因此可以认为广告对商品促销起作用。实验报告9一、实验目的:掌握非参数检查方法的操作二、实验内容:各考官评分的一致性如何三、实验环节：多个相关样本的K endall协同系数检查。原假设为各个考官的评分不一致，运 用 分 析 非参数检查K个相关样本进行分析，结果如下：检查记录量NKe n dall Wa卡方df渐近显著性5.6 2127-9679.00 1a.Kendall协同系数四实验结果分析:通过上表可知，K e ndairsW=0.6 2 1,S i g.值为0.001,小于0.0 5,拒绝原假设，可以认为各个考官的评分具有一致性。