câu lệnh xử lý số liệu trong R, tổng hợp 34 bài tập phổ biến trong R, phần mềm xử lý số liệu trong thống kê, xác xuất, phổ biến, điển hình, chi tiết, đại học công nghiệp thành phố Hồ Chí Minh, câu lệnh xử lý số liệu trong R, tổng hợp 34 bài tập phổ biến trong R, phần mềm xử lý số liệu trong thống kê, xác xuất, phổ biến, điển hình, chi tiết, đại học công nghiệp thành phố Hồ Chí Minh
Bài Biểu đồ thể hiệu suất trích ly hai dung môi Bảng 1: Hiệu suất hai dung môi Dung môi Hiệu suất Diethyl eter 69.2 ± 5.17 Cồn 68.0 ± 15.03 Qua kết phân tích phương sai, ta thấy: giá trị p-value= 0.7078 > 0.05, nên khác biệt hiệu suất trích ly polyphenol cồn diethyl eter khơng có ý nghĩa thống kê Nên việc sử dụng cồn hay diethyl eter có hiệu Nhưng xét chi phí độ an tồn ta nên sử dụng cồn để trích ly polyphenol Phụ lục: > dungmoi hieusuat t.test(hieusuat~dungmoi) Welch Two Sample t-test data: hieusuat by dungmoi t = 0.39832, df = 4.7158, p-value = 0.7078 alternative hypothesis: true difference in means is not equal to 95 percent confidence interval: -17.83124 24.23124 sample estimates: mean in group mean in group 69.2 66.0 Bài Biểu đồ thể thời gian bền bọt sử dụng phụ gia trình chế biến Bảng 2: Thời gian bền bọt dùng phụ gia Phụ gia Đối chứng CMC Hiệu suất 1.047±0.049 1.223±0.0447 Qua kết phân tích phương sai ta thấy rằng: Giá trị P-valeu=1.319e-07 phugia benbot t.test(benbot~phugia) Welch Two Sample t-test data: benbot by phugia t = -8.3884, df = 17.853, p-value = 1.319e-07 alternative hypothesis: true difference in means is not equal to 95 percent confidence interval: -0.2201065 -0.1318935 sample estimates: mean in group mean in group 1.047 1.223 Bài Biểu đồ thể khả phân hủy protein enzyme trình sản xuất nước mắm Bảng 3: Hiệu suất phân hủy enzyme phân hủy protein Enzyme Hiệu suất Loại A 18.17ac ± 1.17 Loại B 14.80b ± 0.84 Loại C 19.00c ± 0.82 Loại D 16.25ab ± 1.26 Chú thích: [a], [b], [c] cho thấy khác biệt có ý nghĩa thống kê Qua kết phân tích ANOVA ta thấy: Giá trị Pr( enzyme hieusuat enzyme bai3 analysis anova(analysis) Analysis of Variance Table Response: hieusuat Df Sum Sq Mean Sq F value Pr(>F) enzyme 50.564 16.8547 15.431 7.463e-05 *** Residuals 15 16.383 1.0922 Signif codes: ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ > res TukeyHSD(res) Tukey multiple comparisons of means 95% family-wise confidence level Fit: aov(formula = hieusuat ~ enzyme) $enzyme diff lwr upr p adj 2-1 -3.3666667 -5.1905943 -1.5427391 0.0004459 3-1 0.8333333 -1.1109800 2.7776467 0.6151972 4-1 -1.9166667 -3.8609800 0.0276467 0.0539882 3-2 4.2000000 2.1794103 6.2205897 0.0001307 4-2 1.4500000 -0.5705897 3.4705897 0.2079384 4-3 -2.7500000 -4.8798886 -0.6201114 0.0098498 Bài 4: Biểu đồ thể ảnh hưởng nồng độ phụ gia đến khả trương nở bánh phồng tôm Bảng số liệu khả trương nở bánh phồng tôm Nồng độ phụ gia Khả trương nở 71.14a ± 6.89 0.5% 63.71ab ± 6.63 0.3% 61.14b ± 7.15 0.1% Chú thích: kí hiệu [a], [b], [c] cho thấy khác biệt có ý nghĩa thống kê Qua kết phân tích anova ta thấy rằng: Giá trị Pr(>F) = 0.03722 * < 0.05,sự khác khả trương bánh nồng độ phụ gia khác có ý nghĩa thống kê Phân tích tukey kết hợp bảng số liệu ta nhận thấy: khả trương nồng độ 0.5% cao nhất, ta nên chọn nồng độ enzyme 0.5% thích hợp Phụ lục: > phugia no phugia bai4 analysis anova(analysis) Analysis of Variance Table Response: no Thí nghiệm 3.6437 0.0864 Df Sum Sq Mean Sq F value Pr(>F) phugia 377.52 188.762 3.9733 0.03722 * Residuals 18 855.14 47.508 Signif codes: ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ > res TukeyHSD(res) Tukey multiple comparisons of means 95% family-wise confidence level Fit: aov(formula = no ~ phugia) $phugia diff lwr upr p adj 2-1 -7.428571 -16.83138 1.9742350 0.1369187 3-1 -10.000000 -19.40281 -0.5971936 0.0361071 3-2 -2.571429 -11.97423 6.8313778 0.7677005 Bài Biểu đồ thể khác hàm lượng EST máu ngoại vi nhóm người trực tiếp tiếp xúc với hóa chất không trực tiếp tiếp xúc Bảng số liệu thể khác hàm lượng EST hai nhóm người Nhóm người Đối chứng Thí nghiệm Hàm lượng izozym EST máu 3.5317 ± 0.1226 3.6437 ± 0.0864 Qua kết phân tích t.test ta thấy : giá trị p-value = 4.305e-05 nhom hamluong t.test(hamluong~nhom) Welch Two Sample t-test data: hamluong by nhom t = -4.4076, df = 61.042, p-value = 4.305e-05 alternative hypothesis: true difference in means is not equal to 95 percent confidence interval: -0.16239625 -0.06103232 sample estimates: mean in group mean in group 3.531714 3.643429 Bài Biểu đồ thể yêu thích khách hàng hương chanh dây vani Bảng số liệu thể yêu thích hương chanh dây vani Hương chanh dây Hương vani Thích 132 145 Tổng 145 178 Qua kết phân tích prop.test ta thấy p-value = 0.05107>0.05, cho thấy khác mức độ ưa thích khách hàng hai sản phẩm khơng có ý nghĩa thống kê Nếu nhà sản xuất, để tiết kiệm chi phí sản xuất, tơi chon hương chanh dây để chế biến sản phẩm Phụ lục: > thich total prop.test(thich,total) 2-sample test for equality of proportions with continuity correction data: thich out of total X-squared = 3.8061, df = 1, p-value = 0.05107 alternative hypothesis: two.sided 95 percent confidence interval: 0.001950849 0.164754035 sample estimates: prop prop 0.8979592 0.8146067 Bài Biểu đồ thể hàm lượng saponin nhân sâm từ ba vùng khác Bảng số liệu thể hàm lượng saponin nhân sâm vùng Hàm lượng saponin 7.20a ± 0.43 5.90b ± 0.20 6.39c ± 0.16 Chú thích: kí hiệu [a], [b], [c] cho thấy khác biệt có ý nghĩa thống kê Dựa vào kết phân tích anova ta thấy: giá trị Pr(>F) = 9.247e-06 *** vung saponin vung bai7 analysisanova(analysis) Analysis of Variance Table Response: saponin Df Sum Sq Mean Sq F value Pr(>F) vung 5.159 2.5795 27.677 9.247e-06 *** Residuals 15 1.398 0.0932 Signif codes: ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ > res TukeyHSD(res) Tukey multiple comparisons of means 95% family-wise confidence level Fit: aov(formula = saponin ~ vung) $vung diff lwr upr p adj 2-1 -1.2937143 -1.7580293 -0.8293992 0.0000082 3-1 -0.8023810 -1.2435481 -0.3612138 0.0007469 3-2 0.4913333 0.0111668 0.9714999 0.0445872 > 9.247e-06 *** Bài Dựa vào kết kiểm định t.test cho cặp tính chất sản phẩm ta thấy: Độ sản phẩm ta có: p-value= 6.559e-05 < 0.05, giá trị cảm quan độ sản phẩm khác biệt so với độ sản phẩm Và độ sản phẩm cao sản phẩm Độ màu sản phẩm ta có : p-value= 1.968e-05 0.05 nên khác biệt mức ưa thích hai nhóm hương hương khơng có ý nghĩa thống kê nên chọn hai hương Vị mặn sản phẩm với vị mặn sản phẩm 2: p-value = 8.022e-05 dotrong sanpham t.test(sanpham~dotrong) Welch Two Sample t-test data: sanpham by dotrong t = 5.1612, df = 17.712, p-value = 6.895e-05 alternative hypothesis: true difference in means is not equal to 95 percent confidence interval: 1.244169 2.955831 sample estimates: mean in group mean in group 7.6 5.5 Độ màu sản phẩm: > domau sanpham t.test(sanpham~domau) Welch Two Sample t-test data: sanpham by domau t = 5.7301, df = 17.756, p-value = 2.074e-05 alternative hypothesis: true difference in means is not equal to 95 percent confidence interval: > mean(giongA) [1] 225.9756 > mean(giongB) [1] 238.9706 > sd(giongA) [1] 17.32833 > sd(giongB) [1] 20.7429 Bài 26 Biểu đồ thể khả nảy mầm loại hạt Bảng số liệu số lượng hạt nảy mầm loại hạt Lúa mì Lúa nếp Đại mạch Hạt nảy mầm 81 57 72 Tổng 100 100 100 Qua kết phân tích ta thấy: p-value = 0.0009119 naymam total prop.test(naymam,total) 3-sample test for equality of proportions without continuity correction data: naymam out of total X-squared = 14, df = 2, p-value = 0.0009119 alternative hypothesis: two.sided sample estimates: prop prop prop 0.81 0.57 0.72 Bài 27 Biểu đồ thể ảnh hưởng giống đến suất ngơ Bảng số liệu trung bình theo giống Giống Giống Giống Giống Giống Năng suất 4.56a ± 0.11 3.96ab ± 0.18 5.28ac ± 0.84 3.88a ± 0.50 Qua kết kiểm định ANOVA ta thấy, giá trị Pr(>F) =0.001352 ** < 0.05, giống khác cho suất khác có ý nghĩa thống kê Qua kết phân tích Tukey kết hợp bảng số liệu , giống số cho hiệu suất cao khác biệt so với loại giống lại Cho nên nhà nông nên canh tác giống để đạt suất cao Phụ lục > giong giong nangsuat anova(lm(nangsuat~giong)) Analysis of Variance Table Response: nangsuat Df Sum Sq Mean Sq F value Pr(>F) giong 6.312 2.10400 8.4583 0.001352 ** Residuals 16 3.980 0.24875 Signif codes: ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ > TukeyHSD(aov(nangsuat~giong)) Tukey multiple comparisons of means 95% family-wise confidence level Fit: aov(formula = nangsuat ~ giong) $giong diff lwr upr p adj 2-1 -0.60 -1.5024692 0.3024692 0.2659806 3-1 0.72 -0.1824692 1.6224692 0.1438289 4-1 -0.68 -1.5824692 0.2224692 0.1780807 3-2 1.32 0.4175308 2.2224692 0.0035176 4-2 -0.08 -0.9824692 0.8224692 0.9940433 4-3 -1.40 -2.3024692 -0.4975308 0.0021023 Bài 28 Biểu đồ thể mối tương quan mật độ quang nồng độ Mangan Bảng 28: Bảng mật độ quang nồng độ mangan Nồng độ Am Ống 0 Ống 1.5 0.279 Ống 3.0 0.563 Ống 4.5 0.835 Ống 6.0 1.119 Hàm lượng Mangan mẫu là: 13.63636 Hàm lượng Mangan mẫu là: 13.54688 Phụ lục: > v C C [1] 0.0 1.5 3.0 4.5 6.0 Am |t|) (Intercept) 0.0004000 0.0024166 0.166 0.879 C 0.1862667 0.0006577 283.202 9.71e-08 *** Signif codes: ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ Residual standard error: 0.00312 on degrees of freedom Multiple R-squared: 1, Adjusted R-squared: F-statistic: 8.02e+04 on and DF, p-value: 9.709e-08 > plot(Am~C, xlab="Nồng độ Mangan (ppm)", ylab="Mật độ đo quang (Am)", pch=16) > abline(lm(Am~C), col="red") > legend(3,0.2, c("y=0.1862667*x", "R^2=1")) > AM Cx Cx [1] 4.090908 4.064065 > hamluong hamluong [1] 13.63636 13.54688 Bài 29 Biểu đồ thể mối tương quan hàm lượng polyphenol với nồng độ mẫu Bảng 29.1: Hàm lượng polyphenol nồng độ ống chuẩn Hàm lượng polypheno l (ppm) Am Chuẩn Chuẩn Chuẩn Chuẩn Chuẩn Chuẩn 3.33333 6.66666 10.00000 13.33333 16.66666 20.00000 0.087 0.273 0.407 0.544 0.694 0.902 Bảng 29.2: Hàm lượng polyphenol Am mẫu Hàm lượng polyphenol (ppm) Mẫu 13.85071 Am 0.587 Chú thích: Các mẫu lại Am < 0.902 nên dựa vào kết tương quan giũa ống chuẩn mak phân tích, đề nghị pha lỗng thêm mẫu ban đầu Hàm lượng polyphenol mẫu là: 14427.82(ppm) Phụ lục: > v C Am summary(lm(Am~C)) Call: lm(formula = Am ~ C) Residuals: -0.0064286 0.0231429 0.0007143 -0.0187143 -0.0251429 0.0264286 Coefficients: Estimate Std Error t value Pr(>|t|) (Intercept) -0.063000 0.022120 -2.848 0.0465 * C 0.046929 0.001704 27.541 1.03e-05 *** Signif codes: ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ Residual standard error: 0.02376 on degrees of freedom Multiple R-squared: 0.9948, Adjusted R-squared: 0.9934 F-statistic: 758.5 on and DF, p-value: 1.034e-05 > plot(Am~C, xlab="Hàm lượng polyphenol (ppm)", ylab="Mật độ đo quang (Am)", pch=16) > abline(lm(Am~C), col="red") > legend(10,0.2, c("y=0.046929*x-0.063", "R^2=0.9948")) >C [1] 3.333333 6.666667 10.000000 13.333333 16.666667 20.000000 > AM Cx Cx [1] 13.85071 > Cm m hamluong hamluong [1] 14427.82 Bài 30 Bỏ qua ảnh hưởng nhiệt độ đến khả phát triển rau câu Biểu đồ thể ảnh hưởng chế độ ánh đến phát triển Bảng 31.1: Lượng tăng khối lượng rau chịu ảnh hưởng ánh sáng Chế độ ánh Khả phát triển A1 8.30 ± 3.89 A2 11.15 ± 4.28 Qua kết phân tích t.test, ta thấy: giá trị p-value = 0.2555 >0.05 nên bỏ qua tác động nhiệt độ tác động ánh sáng lên khả phát triển rau câu không đáng kể Phụ lục: >anhsang khanang anhsang=as.factor(anhsang) > t.test(khanang~anhsang) Welch Two Sample t-test data: a by anhsang t = -1.207, df = 9.913, p-value = 0.2555 alternative hypothesis: true difference in means is not equal to 95 percent confidence interval: -8.117651 2.417651 sample estimates: mean in group mean in group 8.30 11.15 Xem xét tác động ánh sáng nhiệt độ lên khả phát triển rau câu Biểu đồ thể ảnh hưởng ánh sáng nhiệt độ đến phát triển Bảng 31.2: Lượng tăng khối lượng rau câu chịu ảnh hưởng nhiệt độ ánh sáng A1 A2 B1 12.5 15.5 B2 12.7 15.7 B3 8.3 11.5 B4 8.5 12.0 B5 3.8 6.0 B6 4.0 6.2 Qua kết phân tích ANOVA, ta thấy, giá trị Pr(>F) =4.747e-05 ***F) =6.516e-0506 ***anhsang nhietdo phattrien nhietdoanhsang < -as.factor(anhsang) >anova(lm(phattrien~anhsang+nhietdo)) Analysis of Variance Table Response: phattrien Df Sum Sq Mean Sq F value Pr(>F) anhsang 24.368 24.368 169.81 4.747e-05 *** nhietdo 166.558 33.312 232.14 6.516e-06 *** Residuals 0.718 0.144 > Tukey HSD(aov(phattrien~anhsang+nhietdo)) Tukey multiple comparisons of means 95% family-wise confidence level Fit: aov(formula = khoiluong ~ anhsang + nhietdo) $anhsang diff lwr upr p adj 2-1 2.85 2.287792 3.412208 4.75e-05 $nhietdo diff lwr upr p adj 2-1 0.20 -1.415985 1.815985 0.9921799 3-1 -4.10 -5.715985 -2.484015 0.0008271 4-1 -3.75 -5.365985 -2.134015 0.0012631 5-1 -9.10 -10.715985 -7.484015 0.0000206 6-1 -8.90 -10.515985 -7.284015 0.0000220 3-2 -4.30 -5.915985 -2.684015 0.0006590 4-2 -3.95 -5.565985 -2.334015 0.0009875 5-2 -9.30 -10.915985 -7.684015 0.0000193 6-2 -9.10 -10.715985 -7.484015 0.0000206 4-3 0.35 -1.265985 1.965985 0.9241470 5-3 -5.00 -6.615985 -3.384015 0.0003177 6-3 -4.80 -6.415985 -3.184015 0.0003879 5-4 -5.35 -6.965985 -3.734015 0.0002266 6-4 -5.15 -6.765985 -3.534015 0.0002744 6-5 0.20 -1.415985 1.815985 0.9921799 Bài 32 Xét ảnh hưởng lô đất lên suất, bỏ qua tác động giống lúa Biểu đồ thể ảnh hưởng lô đất lên suất lúa Bảng 32.1: Năng suất thu lô đất khác Lô đất Lô đất Lô đất Lô đất Lô đất Lô đất Năng suất (tấn/ha) 31.55 ± 1.85 31.63 ± 3.01 33.93 ± 2.87 33.23 ± 3.48 33.90 ± 3.50 2.Xét ảnh hưởng giống lúa khu vực trồng lên suất lúa Biểu đồ thể ảnh hưởng giống lúa khu vực trồng lên suất lúa Bảng 32.2: Năng suất bốn giống (tấn/ha) Giống Giống Giống Giống Lô đất 32,8 33,3 30,8 29,3 Lô đất 34 30 34,3 28,2 Lô đất 34,3 36,3 35,3 29,8 Lô đất 35 36,8 32,3 28,8 Lô đất 36,5 34,5 35,8 28,8 Qua kết phân tích Anova ta thấy: Nếu bỏ qua ảnh hưởng giống lúa lên suất ảnh hưởng lơ đất lên suất lúa không đáng kể (giá trị valeu Pr(>F)=0.6551) Khi xét hai yếu tố tác động lên suất (giống lúa khu vực trồng), chọn giống trồng lơ đất cho suất cao Phụ lục: > lodat nangsuat lodat bai32 attach(bai32) The following objects are masked _by_ GlobalEnv: lodat, nangsuat > bt anova(bt) Analysis of Variance Table Response: nangsuat Df Sum Sq Mean Sq F value Pr(>F) lodat 22.357 5.5893 0.6201 0.6551 Residuals 15 135.212 9.0142 > giong nangsuat2 giong baitap attach(baitap) The following objects are masked _by_ GlobalEnv: giong, lodat, nangsuat The following objects are masked from bai32: lodat, nangsuat > ketqua anova(ketqua) Analysis of Variance Table Response: nangsuat Df Sum Sq Mean Sq F value Pr(>F) giong 8.450 2.8165 0.3595 0.7834 lodat 55.098 13.7746 1.7581 0.2021 Residuals 12 94.022 7.8351 Bài 33 Biểu đồ thể ảnh hưởng giống môi trường lên khả cho sinh khối Bảng 33: Khả cho sinh khối nấm men bánh mì Giống Giống Giống Giống Giống Giống Môi trường 5,06±0.07 6,24±0.41 4,14±0.95 5,24±0.12 6,74±0.13 7.28±0.23 Môi trường 12,09±0.74 12,03±0.02 11,78±0.23 12,18±0.32 14,04±0.80 15.09±0.53 Môi trường 14,35±0.30 15,24±0.36 12,53±0.26 16,25±0.52 14,77±0.23 14.51±0.44 Môi trường 16,74±0.20 18,16±0.45 8,640±1.06 14,04±0.83 16,49±0.76 22.49±2.30 Môi trường 6,530±0.43 16,34±0.48 12,38±0.18 11,54±0.15 11,31±0.29 17.11±0.21 Dựa vào kết phân tích ANOVA ta thấy: giá trị Pr(>F) = 5.223e-09 *** giong moitruong giong moitruong nangsuat analysis anova(analysis) Analysis of Variance Table Response: nangsuat Df Sum Sq Mean Sq F value Pr(>F) giong 278.76 55.752 12.562 5.223e-09 *** moitruong 1125.67 281.418 63.407 < 2.2e-16 *** Residuals 80 355.06 4.438 Signif codes: ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ > res TukeyHSD(res) Tukey multiple comparisons of means 95% family-wise confidence level Fit: aov(formula = nangsuat ~ giong + moitruong) $giong diff lwr upr p adj 2-1 2.6482667 0.4020565 4.8944768 0.0114479 3-1 -1.0618667 -3.3080768 1.1843435 0.7385496 4-1 0.8937333 -1.3524768 3.1399435 0.8534329 5-1 1.7164000 -0.5298102 3.9626102 0.2352884 6-1 4.3414000 2.0951898 6.5876102 0.0000036 3-2 -3.7101333 -5.9563435 -1.4639232 0.0000950 4-2 -1.7545333 -4.0007435 0.4916768 0.2141034 5-2 -0.9318667 -3.1780768 1.3143435 0.8300940 6-2 1.6931333 -0.5530768 3.9393435 0.2488803 4-3 1.9556000 -0.2906102 4.2018102 0.1243613 5-3 2.7782667 0.5320565 5.0244768 0.0067857 6-3 5.4032667 3.1570565 7.6494768 0.0000000 5-4 0.8226667 -1.4235435 3.0688768 0.8920208 6-4 3.4476667 1.2014565 5.6938768 0.0003425 6-5 2.6250000 0.3787898 4.8712102 0.0125431 $moitruong diff lwr upr p adj 2-1 7.0845556 5.1246207 9.0444904 0.0000000 3-1 8.8259444 6.8660096 10.7858793 0.0000000 4-1 10.3101111 8.3501762 12.2700460 0.0000000 5-1 6.7516667 4.7917318 8.7116015 0.0000000 3-2 1.7413889 -0.2185460 3.7013238 0.1055665 4-2 3.2255556 1.2656207 5.1854904 0.0001532 5-2 -0.3328889 -2.2928238 1.6270460 0.9894846 4-3 1.4841667 -0.4757682 3.4441015 0.2245762 5-3 -2.0742778 -4.0342126 -0.1143429 0.0326425 5-4 -3.5584444 -5.5183793 -1.5985096 0.0000247 ... estimates: prop prop prop prop 0.04761905 0.05825243 0.08762887 0.22580645 > prop.test(cautruckhongdat,total) 4-sample test for equality of proportions without continuity correction data: cautruckhongdat... 0.1 ‘ ’ Residual standard error: 0.002066 on degrees of freedom Multiple R- squared: 1, Adjusted R- squared: F-statistic: 3.601e+05 on and DF, p-value: 1.02e-08 > plot(am~c, xlab="Nồng độ Nitrat (ppm)",... data: cautructot out of total X-squared = 92.755, df = 3, p-value < 2.2e-16 alternative hypothesis: two.sided sample estimates: prop prop prop prop 0. 9345 238 0.9174757 0.8762887 0.5935484 > prop.test(cautrucvua,total)