【正文】 因素方差分析中，方差齊性檢驗(yàn)采用了方差同質(zhì)性（ Homogeneity of Variance）的檢驗(yàn)方法，其零假設(shè)是各水平下觀測(cè)變量總體方差無(wú)顯著性差異，實(shí)現(xiàn)思路同 SPSS兩獨(dú)立樣本 t檢驗(yàn)中的方差齊性檢驗(yàn)。 ? 第二欄：多項(xiàng)式的值。從概率值看，p；說(shuō)明各組方差具有齊次性 。試比較三種藥物的鎮(zhèn)咳作用。在經(jīng)過(guò)一段時(shí)間記憶后，要求被試者寫(xiě)出所記住的生詞，得記住生詞個(gè)數(shù)，結(jié)果如表所示?，F(xiàn)對(duì)三種不同的包裝、三種不同香型的香水進(jìn)行測(cè)試，每種組合采用一個(gè)不同的市場(chǎng)調(diào)查，調(diào)查結(jié)果見(jiàn)下表 。 ?UNIANOVA過(guò)程 要求因變量是從多元正態(tài)總體隨機(jī)采樣得來(lái)，且總體中各單元的方差相同，也可以通過(guò)方差齊次性檢驗(yàn)選擇均值比較結(jié)果。此時(shí)便可自定義非飽和模型中的數(shù)據(jù)項(xiàng)。 Post hoc對(duì)話框：多重比較 與 oneway ANOVA相同 均值比較的操作 在 SPSS中，利用多因素方差分析功能還能夠?qū)Ω鱾€(gè)控制變量不同水平下的均值是否存在顯著差異進(jìn)行比較，實(shí)現(xiàn)方式有兩種：多重比較檢驗(yàn)（ Post Hoc）和對(duì)比檢驗(yàn)（ Contrast）。需考慮 A、 B因素的交互作用的影響。 Option對(duì)話框 比較主效應(yīng)均值 指定輸出統(tǒng)計(jì)量 效應(yīng)量估計(jì) 顯示觀測(cè)功效 參數(shù)估計(jì)：因變量與自變量的回歸系數(shù)等 等方差檢驗(yàn) 觀測(cè)量均值對(duì)方差的圖 擬合度不足的檢驗(yàn) 實(shí)例 兩因素方差之 交叉分組資料的方差分析 為了從三種不同原料和三種不同發(fā)酵溫度中，選出最適宜的條件，設(shè)計(jì)了一個(gè)兩因素試驗(yàn)，并得到以下結(jié)果，試做方差分析。 Plots對(duì)話框：因變量均數(shù)分布圖 選擇橫坐標(biāo) 選擇縱坐標(biāo) 散點(diǎn)圖框 控制變量交互作用圖形分析的操作 如果希望通過(guò)圖形直觀判斷控制變量間是否存在交互作用，則應(yīng)在主窗口單擊 Plots按鈕。如果希望建立非飽和模型，則應(yīng)在主窗口中單擊 Model按鈕，出現(xiàn)窗口： 默認(rèn)的選項(xiàng)是 Full factorial，表示飽和模型。 ?UNIANOVA過(guò)程可以分析每一個(gè)因素的作用（主效應(yīng)），也可以分析因素之間的交互作用（交互效應(yīng)）。不重復(fù)試驗(yàn)不能識(shí)別因素間的交互作用 與單因素方差分析類(lèi)似，總變異可分成兩個(gè)因素的離差平方和及誤差平方和： 離差平方和 自由度 均方和 MS SA SB SE ST n1 m1 (n1)(m1) nm1 MSA=SA/(n1) MSB=SB/(m1) MSE=SE/(n1)(m1) 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 FA=MSA/MSE FB=MSB/MSE 雙因素重復(fù)試驗(yàn) 兩因素分別為 A和 B， A有 n種水平， B有 m種水平，兩種因素不同水平共有 mn組合，在 每種因素組合（ i,j）下作 d次重復(fù)試驗(yàn) ，以減輕誤差的干擾， sum of squares df mean square FRatio across SSA nm1 MSA=SSA/(nm1) MSA/MSW factor A SS(a) n1 MS(a)=SS(a)/(n1) MS(a)/MSW factor B SS(b) m1 MS(b)=SS(b)/(m1) MS(b)/MSW interact SS(ab) (n1)(m1) MS(ab)=SS(ab)/(n1)(m1) MS(ab)/MSW within SSW Nnm MSW=SSW/(Nnm) total SST N1 例： 某企業(yè)準(zhǔn)備上市一種新型香水，需要進(jìn)行市場(chǎng)調(diào)研。三組所喝咖啡的濃度分別為：淡、中、濃，實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)如下表所示，請(qǐng)問(wèn)：咖啡濃度對(duì)反應(yīng)速度有明顯影響嗎？ 練習(xí)四 被試號(hào) 淡 中 濃 1 150 160 145 2 160 155 130 3 165 170 140 4 155 145 150 5 160 160 130 練習(xí)五 隨機(jī)抽取了 17個(gè)受試對(duì)象。 ANOVA WEIGHT Sum of Squares df Mean Square F Sig. Between Groups 3 .000 Within Groups 15 Total 18 n=19， p=4 Sum of Squares(平方和 ) df 自由度 Mean Square(均方 ) F Sig. Between Groups(處理 ) SSB P1 MSB=SSB/(p1) F= MSB/MSE P(FFa) Within Groups (誤差 ) SSE np MSE=SSE/(np) Total(總和 ) SST n1 實(shí)例 單因素方差分析 各處理重復(fù)數(shù)相等的方差分析 調(diào)查 5個(gè)不同小麥品系株高是否差異顯著 品 系 I II III IV V 1 2 3 4 5 和 平均數(shù) 分析： 5水平 5重復(fù)的單因素（品系）固定模型的方差分析 實(shí)例 單因素方差分析 步驟一： Analyze Compare Means Oneway ANOVA 步驟二： 確定響應(yīng)變量 確定控制因素 參數(shù)默認(rèn)， OK 實(shí)例 單因素方差分析 (結(jié)果輸出 ) 方差分析表 F檢驗(yàn)， P理間效應(yīng)極顯著 練習(xí)一 ? 用二氧化硒 50mg對(duì)大鼠染塵后不同時(shí)期全肺濕重的變化見(jiàn)下表，試比較染塵后 1個(gè)月， 3個(gè)月，6個(gè)月，三個(gè)時(shí)期的全肺濕重有無(wú)差別。 結(jié)果分析 (6)－均值多重比較的結(jié)果 LSD法 M u l t i p l e C o m p a r i s o n sD e p e n d e n t V a r ia b le : W E I G H T 1 8 . 6 8 0 0 * 4 . 1 7 0 2 4 . 0 0 0 2 7 . 5 6 8 7 9 . 7 9 1 3 5 6 . 3 6 0 0 * 4 . 1 7 0 2 4 . 0 0 0 6 5 . 2 4 8 7 4 7 . 4 7 1 3 8 7 . 4 1 5 0 * 4 . 4 2 3 2 1 . 0 0 0 9 6 . 8 4 2 8 7 7 . 9 8 7 21 8 . 6 8 0 0 * 4 . 1 7 0 2 4 . 0 0 0 9 . 7 9 1 3 2 7 . 5 6 8 7 3 7 . 6 8 0 0 * 4 . 1 7 0 2 4 . 0 0 0 4 6 . 5 6 8 7 2 8 . 7 9 1 3 6 8 . 7 3 5 0 * 4 . 4 2 3 2 1 . 0 0 0 7 8 . 1 6 2 8 5 9 . 3 0 7 25 6 . 3 6 0 0 * 4 . 1 7 0 2 4 . 0 0 0 4 7 . 4 7 1 3 6 5 . 2 4 8 73 7 . 6 8 0 0 * 4 . 1 7 0 2 4 . 0 0 0 2 8 . 7 9 1 3 4 6 . 5 6 8 7 3 1 . 0 5 5 0 * 4 . 4 2 3 2 1 . 0 0 0 4 0 . 4 8 2 8 2 1 . 6 2 7 28 7 . 4 1 5 0 * 4 . 4 2 3 2 1 . 0 0 0 7 7 . 9 8 7 2 9 6 . 8 4 2 86 8 . 7 3 5 0 * 4 . 4 2 3 2 1 . 0 0 0 5 9 . 3 0 7 2 7 8 . 1 6 2 83 1 . 0 5 5 0 * 4 . 4 2 3 2 1 . 0 0 0 2 1 . 6 2 7 2 4 0 . 4 8 2 8 1 8 . 6 8 0 0 * 4 . 3 5 3 1 8 . 0 1 6 3 3 . 7 6 3 3 3 . 5 9 6 7 5 6 . 3 6 0 0 * 4 . 1 6 3 5 3 . 0 0 0 7 0 . 8 0 5 3 4 1 . 9 1 4 7 8 7 . 4 1 5 0 * 4 . 3 1 1 6 4 . 0 0 0 1 0 3 . 1 4 3 1 7 1 . 6 8 6 91 8 . 6 8 0 0 * 4 . 3 5 3 1 8 . 0 1 6 3