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sas综合习题
SAS综合练习题
1。
今有某种型号的电池3批,他们分别是A,B,C,三个工厂所生产的,为评比其质量,各随机抽取5支电池为其样品,经实验的其寿命(小时)如下:
ABC
404226283950
484534324050
383043
试在显著性水平0。
05下检验电池的平均寿命有无显著的差异,若差异是显著的,试求均值差是显著的,试求均值差ua—ub,ua-uc,及ub-uc的置信水平为95%的置信区间.
解:
输入:
dataL1;
Dotype=1to3;
Dorep=1to5;
inputx@@;
output;
end;
end;
cards;
404248453826283432303950405043
Procanova;
classtype;
modelx=type;
run;
输出:
TheSASSystem19:
13Sunday,April18,20111
TheANOVAProcedure
DependentVariable:
x
Sumof
SourceDFSquaresMeanSquareFValuePr>F
Model2615。
6000000307.800000017。
070.0003
Error12216。
400000018。
0333333
CorrectedTotal14832。
0000000
R—SquareCoeffVarRootMSExMean
0.73990410.888634.24656739.00000
SourceDFAnovaSSMeanSquareFValuePr>F
type2615。
6000000307。
800000017。
070。
0003
答:
因为0.0003〈0。
05,所以拒绝假设ABC组之间有显著性差异
2,为了寻找飞机控制板上仪器表的最佳布置位置,试验了三个方案,观察员在紧急情况的反应时间(以1/10秒计),随机地选择28名领航员,得到他们对于不同的布置方案的反应时间如下:
方案一
141391511131411
方案二
1012711812910139109
方案三
1159106887
试在显著性水平0.05下检验各个方案的反应时间有无显著差异.若有显著差异,试求u1-u2,u1-u3,u2-u3置信水平为0.95的置信区间
输入:
DATAL2;
DOA=1TO3;
INPUTN;
DOJ=1TON;
INPUTX@@;
OUTPUT;
END;END;
CARDS;
8
141391511131411
12
1012711812910139109
8
1159106887
;
PROCGLM;
CLASSA;
MODELX=A;
RUN;
输出:
TheSASSystem19:
13Sunday,April18,20113
TheGLMProcedure
DependentVariable:
X
Sumof
SourceDFSquaresMeanSquareFValuePr>F
Model281。
428571440.714285711.310.0003
Error2590。
00000003。
6000000
CorrectedTotal27171。
4285714
TheSASSystem19:
53Monday,April19,20102
TheGLMProcedure
DependentVariable:
X
Sumof
SourceDFSquaresMeanSquareFValuePr>F
Model281。
428571440.714285711.310。
0003
Error2590.00000003.6000000
CorrectedTotal27171.4285714
R—SquareCoeffVarRootMSEXMean
0.47500018.706431.89736710.14286
SourceDFTypeISSMeanSquareFValuePr>F
A281.4285714340.7142857111.310.0003
SourceDFTypeIIISSMeanSquareFValuePr>FA281。
4285714340.7142857111.310.0003
分析:
方差分析得F=11。
31.P=0.0003,按
=0。
05的水准下,各个方案的反应时间有显著差异.
3。
某防治站对4个林场的松毛虫密度进行调查,每个林场调查五块地得资料如下表:
地点
松毛虫密度(头/标准地)
A1
192
189
176
185
190
A2
190
201
187
196
200
A3
188
179
191
183
194
A4
187
180
188
175
182
判断4个林场松毛虫密度有无显著差异,取显著性水平α=0.05。
输入:
dataa;
dotype=1to4;
dorep=1to5;
inputx@@;output;
end;end;cards;
192190188187
189201179180
176187191188
185196183175
190200194182
procanova;
classtype;
modelx=type;
run;
运行结果:
TheSASSystem19:
14Sunday,April18,20116
TheANOVAProcedure
DependentVariable:
x
Sumof
SourceDFSquaresMeanSquareFValuePr〉F
Model364.550000021。
51666670。
380。
7699
Error16910。
000000056。
8750000
CorrectedTotal19974.5500000
R—SquareCoeffVarRootMSExMean
0。
0662364。
0189467。
541552187。
6500
SourceDFAnovaSSMeanSquareFValuePr>F
type364.5500000021.516666670.380。
7699
答:
在
=0。
05的显著水平下,0。
7699>0.05,所以4个林场松毛虫密度没有显著差异
4,一实验用来比较4种不同药品解除外科手术后疼痛的延续时间(H),结果如下表:
药品时间长度
A
8
6
4
2
B
6
6
4
4
C
8
10
10
10
12
D
4
4
2
试在显著性水平a=0。
05下检验各种药品对疼痛的延续时间有无显著差异。
输入:
DATAL6;
DOA=1TO4;
INPUTN;
DOJ=1TON;
INPUTX@@;
OUTPUT;
END;END;
CARDS;
4
8642
4
6644
5
81010101012
3
442
;
PROCGLM;
CLASSA;
MODELX=A;
RUN;
输出:
TheSASSystem19:
13Sunday,April18,20115
TheANOVAProcedure
DependentVariable:
x
Sumof
SourceDFSquaresMeanSquareFValuePr〉F
Model3108.333333336。
111111112。
500。
0005
Error1234.66666672.8888889
CorrectedTotal15143.0000000
R—SquareCoeffVarRootMSExMean
0.75757627.194771.6996736.250000
SourceDFAnovaSSMeanSquareFValuePr〉F
type3108。
333333336.111111112。
500.0005
分析:
因为0。
0005〈0。
05,所以拒绝原假设,证明各种药品对解除疼痛时间存在显著差异。
5,将抗生素注入人体会产生抗生素与血浆蛋白质结合的现象,以致减少了药效,下表列出5种常用的抗生素注入到牛的体内时,抗生素与血浆蛋白质结合的百分比,试在水平a=0。
05下检验这些百分比的均值有无显著的差异。
青霉素四环素链霉素红霉素氯霉素
29.627.35.821。
629。
6
24.332.66.217.432。
8
28。
530。
811。
018。
325.0
32.034。
88.319.024。
2
试在显著性水平a=0.05下检验这些百分比的均值有无显著性差异。
输入:
dataL1;
Dotype=1to5;
Dorep=1to4;
inputx@@;
output;
end;
end;
cards;
29.624.328。
532。
0
27.332.630.834。
8
5.86。
211.08.3
21。
617.418。
319。
0
29。
232。
825。
024。
2
Procanova;
classtype;
modelx=type;
run;
输出:
TheSASSystem19:
13Sunday,April18,20116
TheANOVAProcedure
DependentVariable:
x
Sumof
SourceDFSquaresMeanSquareFValuePr〉F
Model41480.823000370。
20575040。
88〈。
0001
Error15135.8225009。
054833
CorrectedTotal191616.645500
R-SquareCoeffVarRootMSExMean
0。
91598513。
120233。
00912522。
93500
SourceDFAnovaSSMeanSquareFValuePr〉F
type41480。
823000370。
20575040.88<。
0001
结果分析:
因为0.0001<0。
05,所以拒绝原假设,认为其各百分比有显著性差异.
6.下表给出某种化工过程再三中浓度,四种温度水平下得率的数据
温度(因素B)
10℃
24℃
38℃
52℃
浓度(因素A)
2%
1410
1111
139
1012
4%
97
108
711
610
6%
511
1314
1213
1410
试在水平a=0.05下检验,在不同浓度下得率的均值有无显著差异,在不同温度下得率的均值是否有显著差异,交互作用的效应是否显著
输入:
datal5;
doa=1to3;
dob=1to4;
doi=1to2;
inputx@@;
output;end;end;end;
dropi;
cards;
141011111391012
97108711610
511131412131410
procanova;
classab;
modelx=aba*b;
run;
输出:
TheSASSystem19:
13Sunday,April18,201112
TheANOVAProcedure
DependentVariable:
x
Sumof
SourceDFSquaresMeanSquareFValuePr〉F
Model1182。
83333337.53030301.390.2895
Error1265。
00000005.4166667
CorrectedTotal23147。
8333333
R—SquareCoeffVarRootMSExMean
0。
56031622。
342782。
32737310.41667
SourceDFAnovaSSMeanSquareFValuePr>F
a244.3333333322.166666674.090.0442
b311.500000003.833333330.710。
5657
a*b627。
000000004。
500000000.830。
5684
答:
因为pra=0。
0442<0.005,所以不同浓度的影响是显著的;由于prb=0。
5657〉0.050,
因为pra*b=0。
5684>0。
05,故温度的影响是不显著的,交互作用对均值的影响也不显著
7。
为了研究金属管的防腐蚀的功能,考虑了4种不同的涂料涂层,将金属管埋没在3种不同性质的土壤中,经历了一定时间,测得金属管腐蚀的最大深度如下表所示(以mm计):
土壤类型(因素B)
涂层(因素A)
1
2
3
1.63
1.35
1.27
1.34
1。
30
1。
22
1。
19
1.14
1.27
1。
30
1。
09
1.32
失去水平=0.05检验在不同涂层下腐蚀的最大深度的平均值有无显著差异,设两因素间没有交互作用效应
输入:
datal2;
doa=1to3;
dob=1to4;
inputx@@;output;
end;end;cards;
1.631.351。
27
1.341.301.22
1.191.141。
27
1。
301.091。
32
procanova;
classab;
modelx=ab;
run;
输出:
TheSASSystem19:
13Sunday,April18,20115
TheANOVAProcedure
DependentVariable:
x
Sumof
SourceDFSquaresMeanSquareFValuePr〉F
Model50。
149816670.029963333。
530。
0780
Error60.050883330。
00848056
CorrectedTotal110.20070000
R—SquareCoeffVarRootMSExMean
0。
7464717。
1665320。
0920901。
285000
SourceDFAnovaSSMeanSquareFValuePr〉F
a20.078050000。
039025004.600。
0615
b30.071766670。
023922222。
820.1294
答:
因为pra=0。
0615〉0.05,prb=0.1294,所以涂层与土壤类型的均值无显著差异
8.下表数据是退火温度x对黄铜延性Y效应的实验结果,Y是以延长度计算的
x
300400500600700800
y
405055606770
画出散点图并求Y对于x的先行回归方程
输入:
dataL8;
inputxy@@;
cards;
300404005050055600607006780070
procplot;
ploty*x="A";
run;
procreg;
modely=x;
run;
输出:
TheSASSystem19:
13Sunday,April18,20117
TheREGProcedure
Model:
MODEL1
DependentVariable:
y
AnalysisofVariance
SumofMean
SourceDFSquaresSquareFValuePr〉F
Model1606。
22857606.22857176。
080.0002
Error413。
771433.44286
CorrectedTotal5620.00000
RootMSE1.85549R—Square0.9778
DependentMean57.00000AdjR-Sq0.9722
CoeffVar3。
25525
ParameterEstimates
ParameterStandard
VariableDFEstimateErrortValuePr〉|t|
Intercept124。
628572.554419。
640。
0006
x10.058860。
0044413。
270。
0002
Plotofy*x。
Symbolusedis’A’.
y‚
‚
70ˆA
‚
‚
‚
A
‚
‚
65ˆ
‚
‚
‚
‚
‚
‚
60ˆA
‚
‚
‚
‚
‚
‚
55ˆA
‚
‚
‚
‚
‚
‚
50ˆA
‚
‚
‚
‚
‚
‚
45ˆ
‚
‚
‚
‚
‚
‚
40ˆA
‚
Šƒƒˆƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒˆƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒˆƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒˆƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒˆƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒˆƒƒ
300400500600700800
答:
解出所需方程为y=24。
62857+0.05886x
9.在钢线炭含量对于电阻的效应的研究中,得到以下的数据:
碳含量
0。
100。
300.400.550。
700。
800.95
电阻Y
1518192122。
623。
826
⑴画出散点图⑵求线性回归方程y=a+bx
输入:
dataL1;
inputxy@@;
cards;
0.1150.3180。
4190.5.0.55210.722.60。
823。
80.9526
procplot;
ploty*x;
run;
proccorr;
varxy;
procreg;
modely=x/cliclmclb;
run;
输出:
TheSASSystem19:
13Sunday,April18,201112
Plotofy*x.Legend:
A=1obs,B=2obs,etc.
y‚
26ˆA
‚
‚
‚
25ˆ
‚
‚
‚
24ˆ
‚A
‚
‚
23ˆ
‚
‚A
‚
22ˆ
‚
‚
‚
21ˆA
‚
‚
‚
20ˆ
‚
‚
‚
19ˆA
‚
‚
‚
18ˆA
‚
‚
‚
17ˆ
‚
‚
‚
16ˆ
‚
‚
‚
15ˆA
Šƒƒˆƒƒƒƒˆƒƒƒƒˆƒƒƒƒˆƒƒƒƒˆƒƒƒƒˆƒƒƒƒˆƒƒƒƒˆƒƒƒƒˆƒƒƒƒˆƒƒƒƒˆƒƒƒƒˆƒƒƒƒˆƒƒƒƒˆƒƒƒƒˆƒƒƒƒˆƒƒƒƒˆƒƒƒƒˆƒƒ
0。
100。
150.200。
250.300。
350。
400。
450.500.550。
600.650。
700.750。
800.850.900.95
NOTE:
1obshadmissingvalues。
TheSASSystem19:
13Sunday,April18,201120
TheCORRProcedure
2Variables:
xy
SimpleStatistics
VariableNMeanStdDevSumMinimumMaximum
x80.537500。
276134.300000.100000。
95000
y720。
771433.74242145。
4000015。
0000026。
00000
PearsonCorrelationCoefficients
Prob〉|r|underH0:
Rho=0
NumberofObservations
xy
x1。
000000。
99871
〈.0001
87
y0.998711。
00000
<.0001
77
TheREGProcedure
Model:
MODEL1
DependentVariable:
y
AnalysisofVariance
SumofMean
SourceDFSquaresSquareFValuePr〉F
Model183。
8183183.818311940.48〈。
0001
Error50.215970。
04319
CorrectedTotal684。
03429
RootMSE0。
20783R—Square0。
9974
DependentMean20.77143AdjR-Sq0。
9969
CoeffVar1.00057
ParameterEsti
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