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關(guān)于數(shù)據(jù)分析的一個(gè)疑問(wèn)
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我做的是間接競(jìng)爭(zhēng)ELISA ,做出來(lái)的數(shù)據(jù)一般用德國(guó)拜發(fā)的ridawin,的出來(lái)的相關(guān)系數(shù)總是比同樣的數(shù)據(jù)用EXCEL做出來(lái)的大,本來(lái)也沒(méi)有什么,但是ridawin不能顯示回歸方程,而寫(xiě)文章的時(shí)候必須寫(xiě)回歸方程,用EXCEL的回歸方程的話,相關(guān)系數(shù)太差,請(qǐng)問(wèn)我是哪兒出錯(cuò)了嗎,希望指點(diǎn)一下 0.000 1.913 1.000 1.501 3.000 1.057 9.000 0.642 27.000 0.343 81.000 0.166 藥物濃度 OD值 |

新蟲(chóng) (小有名氣)
| 我們ELISA都是用origin8.0做標(biāo)準(zhǔn)曲線的,四因子回歸,結(jié)果見(jiàn)附件。校正R2值0.998,挺好的啊,不那么差的。 |
木蟲(chóng) (正式寫(xiě)手)

木蟲(chóng) (正式寫(xiě)手)
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個(gè)人認(rèn)為是否是因?yàn)樗帩舛鹊倪f增前后不一致所致(X不服從正態(tài)分布)?檢驗(yàn)結(jié)果如下,請(qǐng)參考: 因此結(jié)果不可靠。 統(tǒng)計(jì)描述 變 量 例數(shù) 平均數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)差 標(biāo)準(zhǔn)誤 X 6 20.1667 31.4351 12.8333 Y 6 0.9370 0.6811 0.2781 正態(tài)性檢驗(yàn)(使用條件檢驗(yàn)): 自變量X 偏度檢驗(yàn): u= 2.3283 p=0.0199 峰度檢驗(yàn): u= 2.2162 p=0.0267 結(jié)論:按α=0.0500水準(zhǔn)拒絕H0,認(rèn)為該組資料不服從正態(tài)分布!! 因變量Y 偏度檢驗(yàn): u= 0.4688 p=0.6392 峰度檢驗(yàn): u= -0.7980 p=0.4249 結(jié)論:按α=0.0500水準(zhǔn)不拒絕H0,可認(rèn)為該組資料服從正態(tài)分布! 直線相關(guān)分析: [注意:該方法僅適用于當(dāng)兩變量在數(shù)值上呈直線關(guān)系時(shí)。請(qǐng)做散點(diǎn)圖判斷!] 相關(guān)系數(shù)(r)=-0.74937148 相關(guān)系數(shù)的假設(shè)檢驗(yàn): Ho:總體相關(guān)系數(shù)等于0,即ρ=0 H1:總體相關(guān)系數(shù)不等于0,即ρ≠0 α=0.0500(雙側(cè)) t=-2.2635, P=0.0864 結(jié)論:經(jīng)假設(shè)檢驗(yàn),得P=0.0864,按α=0.0500水準(zhǔn)不拒絕Ho,故尚不能認(rèn)為自變量和因變量之間有直線關(guān)系. 注意: 您的資料可能不服從正態(tài)分布,建議進(jìn)行等級(jí)相關(guān)分析: Spearman等級(jí)相關(guān): Ho:總體等級(jí)相關(guān)系數(shù)等于0 H1:總體等級(jí)相關(guān)系數(shù)不等于0 α=0.0500(雙側(cè)) 對(duì)子數(shù)=6 差值平方和=70.0000 Tx=0.0000 Ty=0.0000 等級(jí)相關(guān)系數(shù)rs =-1.0000,P<0.01 結(jié)論:經(jīng)檢驗(yàn),按α=0.0500水準(zhǔn)拒絕Ho. 直線回歸分析: 特別提示:資料可能不服從正態(tài)分布,以下結(jié)果可能不可靠。建議進(jìn)行等級(jí)相關(guān)分析。 截距(a)=1.26442857 回歸系數(shù)(b)=-0.01623613, 回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤=0.00717318 回歸系數(shù)的假設(shè)檢驗(yàn): Ho:總體回歸系數(shù)等于0,即β=0 H1:總體回歸系數(shù)不等于0,即β≠0 α=0.0500(雙側(cè)) t=-2.2635, P=0.0864 結(jié)論:經(jīng)假設(shè)檢驗(yàn),得P=0.0864,按α=0.0500水準(zhǔn)不拒絕Ho,故尚不能認(rèn)為自變量和因變量之間有直線關(guān)系. |

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