【正文】 a、 0 資料格 (％ )預期計數(shù)小於 預期得計數(shù)下限為 。 b。 只針對２ x2表格進行計算 四、實驗結(jié)果分析 :此數(shù)據(jù)為 2＊ 2 列聯(lián)表 ,且 n＞ 40,因此用連續(xù)校正卡方檢驗得值 Contiｎ uｉｔｙＣ orreｃｔ ion 為 20,對應得Siｇ、值為０。０３８ ,小于有方向性得測量 數(shù)值漸近標準錯誤 a 大約 Tb 大約顯著性名義變數(shù)對名義變數(shù) Lambda(λ )對稱、 14 07086 062 車間相依項、 250、 119 86 062對廠長得滿意度相依項、000、 000、 c 、 c Goodman及 Kruskaltau 車間相依項、 06 055 、 022d 對廠長得滿意度相依項、 06 055 、 022d a、未使用虛無假設。 b、正在使用具有虛無假設得漸近標準誤。 c、無法計算 ,因為漸近標準誤等於零。 d、基於卡方近似值 ,可以認為車間同廠長得滿意情況就是相關得 ,相關得τ系數(shù)為０ .０ 6７實驗報告３ 一、實驗目得 :掌握參數(shù)估計與假設檢驗方法得操作二、實驗內(nèi)容 :上面得數(shù)據(jù)就是否證明了先參加實踐對提高平均測試分數(shù)得效果顯著三、實驗步驟 :用配對樣本 t 檢驗 ,原假設為方案 A 與方案 B 對平均測試得成績不存在差異。首先運用數(shù)據(jù)探測做正態(tài)分布檢驗 ,得到結(jié)果如下表 : 通過上表可以瞧出 ,方案 A 與方案Ｂ得 p值均大于 0。０ 5,表明數(shù)據(jù)均服從正態(tài)分布、滿足配對樣本 t 檢驗得前提假定條件 ,然后利用分析＞比較平均值〉配對樣本 t檢驗進行分析 ,結(jié)果如下 :成對樣本檢定 程對差異數(shù) Tdf顯著性 (雙尾 )平均數(shù)標準偏差標準錯誤平均值 95%差異數(shù)得信賴區(qū)間下限上限對組１方案 A— 方案Ｂ — ５、 000１ 3３33。 5841 107 107３９ 5 1９ 6 四實驗結(jié)果分析 :通過上表可以瞧出 t= 395,Sｉ g.=0、 1960、 05,所以 ,不能拒絕原假設 ,方案A 與方案 B 對平均測試得成績不存在差異。 實驗報告４ 一、實驗目得 :掌握方差分析方法得操作二、實驗內(nèi)容 :利用多因素方差分析方法 ,分析不同地區(qū)與不同日期對該商品得銷售量就是否產(chǎn)生了顯著影響？地區(qū)與日期就是否對該商品得銷售產(chǎn)生了交互影響。 三、實驗步驟 :運用分析 一般線性模型＞單變量進行分析。首先進行總體方差就是否相等得方差齊性檢驗。 Leｖ eeｎｅ’ｓ 錯誤共變異等式檢定 aa 因變數(shù) : 銷售 量 Fｄｆ 1dｆ 2 顯著性、 50881８ .83５檢定因變數(shù)得錯誤共變異在群組內(nèi)相等得空假設。 常態(tài)檢定 KolmogorovSmirnova ShapiroWilk 統(tǒng)計資料 df 顯著性統(tǒng)計資料 df 顯著性方案 A、142 200* 、 941 561 方案 B、 261 05 882 137*、這就是 true顯著得下限。 a、 Lilliefors 顯著更正 a。 設計 :截距＋地區(qū) +日期＋地區(qū)＊日期通過上表可以瞧出 ,Siｇ。=＞０。 05,所以 ,總體方差相等 ,接著瞧方差分析得檢驗結(jié)果 :主旨間效果檢定因變數(shù) : 銷售量 來源第 IIＩ類平方與 df 平均值平方 F 顯著性局部 Etａ方形修正得模型 80074074。 074ａ ８ 100０ 。 8 0０ 0。８２ 8 截距８ 11２ 592５ 9。 2５ 91811２ 59２ 5 25987６ .。 98０地區(qū)３ 85185 8５ 2２ 192５ 262。 080。 15４、１ 88 日期５ 62962９、 6３ 022８ 14８ 1４、８ 1５ 。０ 2 地區(qū)＊日期７０ 5925９２。 5９ 3４ 17６48148。 1481９、 06０ . 錯誤 1６ 66666 667１８ 9２ 5９ 2５、9２ 6 總計 90８ 00０ 00０。 00027 校正後總數(shù) 967４ 07４ 0。 74１ 26 a。 R 平方 =。 82８ (調(diào)整得 R 平方 =.７ 51)四、結(jié)果分析 :通過上表可以瞧出 ,地區(qū)對應得 F=2。 08,Siｇ、 =0、 154＞０、 05,日期對應得 F=3.０ 4,Sｉ g。＝ 0。 0７３ ,可見 ,地區(qū)與日期單獨對銷售量都沒有顯著影響 ,地區(qū)＊時間對應得 F＝ 19。０６ ,Ｓ ig.= 00〈０ .０５ ,所以 ,地區(qū)與日期得交互作用對銷售量有影響。 實驗報告 55 一、實驗目得 :掌握相關分析方法得操作二、實驗內(nèi)容 :以下就是對五百名文化程度代際流動得抽樣調(diào)查 ,試求父輩文化與子輩文化之間就是否有差異、三、實驗步驟 :Keｎｄａｌ lt 相關分析。原假設為子輩文化與父輩文化之間不存在著等級相關。運用分析＞相關＞雙變量進行分析 ,結(jié)果如下 :相關系數(shù) 父輩文化程度子輩文化程度 Kｅ ndaｌ l得ｔａ u＿ b父輩文化程度相關系數(shù)１。０ ＊＊ Sig、 (雙側(cè) )。 。 000 Ｎ 500５０ 0子輩文化程度相關系數(shù)、 594＊＊ ０ 00Sｉ g。 (雙側(cè) )、０ 0０。 N５ 00５ 00＊＊、在置信度 (雙測 )為 時 ,相關性就是顯著得、四實驗結(jié)果分析 :通過上表可以瞧出 ,Ｋ endａ lｌ’ staｕ _b＝ 0、 594,對應得 Sig。＝ 0。 000二項式進行分析 ,結(jié)果如下 :二項式檢驗 類別 N 觀察比例檢驗比例漸近顯著性 (雙側(cè) )嬰兒性別組 1 男 28。70、 5０。 0１ 7ａ 組 2 女 總數(shù) 40１。 0０ ａ .基于 Z近似值。 四實驗結(jié)果分析 :通過上表可知 ,40名嬰兒中男嬰 28名 ,占 7０％ ,女嬰１ 2 名 ,占 30％。 SPＳ S 自動計算精確概率 Sｉ g、值為 0。 0１ 7,小于 0、０ 5,拒絕原假設 ,可以認為這個地方出生嬰兒得性別比例與通常得男女性別比例不同 ,男嬰要多于女嬰。 實驗報告 77 一、實驗目得 :掌握非參數(shù)檢驗方法得操作二、實驗內(nèi)容 :用非參數(shù)檢驗得方法檢驗工廠規(guī)模與信息傳遞就是否有關。 三、實驗步驟 :兩獨立樣本得曼 — 惠特 尼Ｕ檢驗。原假設為工廠規(guī)模與信息傳遞無關 ,運用分析〉非參數(shù)檢驗 兩個獨立樣本進行分析 ,結(jié)果如下 :檢驗統(tǒng)計量ｂ 信息傳遞 Mann— Whｉ tneyU 000Wｉ lcoxｏ nW１５。 0００ Z 2４ 6 漸近顯著性 (雙側(cè) )、 213 精確顯著性 [2＊ (單側(cè)顯著性 )］。286a a。 沒有對結(jié)進行修正、 b。 分組變量 :廠規(guī)模四實驗結(jié)果分析 :由上表可知 ,U=５ ,因為就是小樣本 ,瞧精確概率值 Sig。為 ,大于 ,不應該拒絕原假設 ,可以得出工廠規(guī)模與信息傳遞無關。 實驗報告８ 一、實驗目得 :掌握非參數(shù)檢驗方法得操作二、實驗內(nèi)容 :分析三個班級成績得中位值就是否存在顯著差異、 三、實驗步驟 :多個獨立樣本得 Medｉａ n 檢驗。原假設為三個班級成績得中位值沒有顯著差異。運用分析 非參數(shù)檢驗 K 個樣本獨立檢驗進行分析 ,結(jié)果如下 : 檢驗統(tǒng)計量 bb 成績Ｎ 45 中值 474a ｄ f2 漸近顯著性、０ 09a。 0 個單元 (.0％ )具有小于 5 得期望頻率。單元最小期望頻率為 ３。 ｂ .分組變量 :班級四實驗結(jié)果分析 :通過上表可知 ,X^2＝ 9。474,df=２ ,Ｓ ig。值為０、 015,小于 0。 05,拒絕原假設 ,因此可以認為廣告對商品促銷起作用、實驗報告 99 一、實驗目得 :掌握非參數(shù)檢驗方法得操作二、實驗內(nèi)容 :各考官評分得一致性如何三、實驗步驟 :多個相關樣本得 Kｅ ndaｌｌ協(xié)同系數(shù)檢驗。原假設為各個考官得評分不一致 ,運用分析＞非參數(shù)檢驗〉 K 個相關樣本進行分析 ,結(jié)果如下 :檢驗統(tǒng)計量 N５ Kenｄａ llＷａ 。 62１卡方 2７、 9６ 7 ｄ f9 漸近顯著性 .001a。 Kendalｌ協(xié)同系數(shù)四實驗結(jié)果分 析 :通過上表可知 ,Ｋ enｄ alｌ’ｓ W＝ 0。 621,Sig、值為０ .001,小于 0、 05,拒絕原假設 ,可以認為各個考官得評分具有一致性。