如果您有兩個總體分布的未知樣本，并且您測試兩個樣本是否具有相同的分布，則需要使用兩個單獨樣本的非參數檢驗來檢驗從不同總體中擷取的兩個獨立樣本之間的顯着差異，并且零假設：兩個單獨的樣本或總體分布之間沒有顯着差異。
沒什麼好說的，直接就操縱了。
原始資料
問題：獨立測試了兩個樣本，以确定兩組在注射次數上是否存在顯着差異。
要執行的操作： 分析→非參數測試→ 2 個單獨的樣本→舊對話框
2 個獨立的樣品操作
檢查變量清單：命中的射擊次數
組變量：組、已定義組 （1，2）
測試類型
Mann-Whitney U：測試兩個樣本的整體位置相等，等效于兩個樣本的秩和測試（最廣泛）
Kolmogorov-Smirnov Z：基于兩個樣本累積分布之間的最大絕對差，當內插補點較大時，兩個分布被認為是不同的分布，同時測試兩個樣本在未知形狀上是否有顯着差異
摩西極限反應：假設實驗變量在一個方向上影響一些受試者，在相反方向上影響其他受試者，方法是減少極值的影響，控制樣品的初始跨度，并測量實驗組中極端影響實驗跨度的程度，因為意外的異常值很容易使跨度範圍變形， 是以在去掉每個5%的最大值和最小值後，比較兩個樣本之間的極大內插補點相等
Wald-Wolfowitz Run：組合或排序兩個樣本資料的運作測試，如果兩個樣本是相同的總體，則兩組應随機分散在各個級别，這是一個秩測試
選項→描述性的四分位數
輸出
<col>
描述統計學
N
意味 着
标準差
非常小的價值
最大值
百分之
第25名
第50名（中位數）
第75名
命中的射擊次數
40
5.50
2.918
1
10
3.00
5.00
8.00
組别
1.50
.506
2
上表顯示了40個射擊案例，平均值為5.5，标準偏差為2.918。
曼惠特尼U測試
次序
排名平均值
排名和
20
19.90
398.00
21.10
422.00
總
測試統計a
曼-惠特尼 U
188.000
威爾科克森 W
Z
-.327
拟密閉顯著性（雙側）
.744
精确顯著性（單側顯著性）
.758b
一個。組變量：組
b.沒有對路口進行任何修改。
上表顯示，1組和2組的病例數為10例，1組的平均值為19.90，2組的平均值為21.10，漸近顯著性（雙側）為0.744>0.05，是以原始假設無法否定，表明兩組注射之間沒有顯着差異。
摩西測試
頻率
1（控制）
2（測試）
測試統計量 a，b
對照組觀察跨度
38
意義（片面）
.500
敷料控制組跨度
從兩端修剪的異常值
一個。摩西測試
b.組變量：組
從上表中可以看出，修正後的顯著性（單側）為1.000>0.05，表明原假設兩組鏡頭之間沒有顯著差異。
雙樣大學爾莫羅夫-斯米爾諾夫Z檢驗
最極端的差異
絕對值
.100
正确
陰性
-.050
柯爾莫哥洛夫-斯米爾諾夫 Z
.316
從上表中可以看出，拟密閉顯著性（兩側）為1.000>0.05，這意味着原始假設不能被否定，兩組鏡頭之間沒有顯著差異。
沃爾福威茨測試
運作次數
無症狀意義（片面）
最小可能
9c
-3.684
.000
最大可能
33c
4.005
一個。沃爾福威茨測試
c. 有七項組際結論，涉及33起案件。
從上表中可以看出，最小運作次數（最小可能性）為9，最大運作次數（最大可能性）為33，最小範圍的無症狀顯著性（一側）為0.000<0.05，表示接受原假設是兩組射擊之間存在顯着差異，最大範圍的無症狀顯著性（一側）為1.000>0.05，這意味着原始假設不能被否定，即 兩組鏡頭之間沒有顯着差異。
總而言之，所有四個測試都表明，原始假設不能被否定，兩組射擊命中之間沒有顯着差異。
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