分层回归分析

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2007-12-08 14:55:16| 分类:专业补充| 标签:|字号大中小订阅

Hierarchical Regression Analysis

In a hierarchical multiple regression, the researcher decides not only how many predictors to enter but also the order in which they enter. Usually, the order of entry is based on logical or theoretical considerations.

There are three predictor variables and one criterion variable in the following data set. A researcher decided the order of entry is X1, X2, and X3.

SPSS for Windows

1. Enter Data.

2. Choose Analyze / Regression / Linear.

Dependent: Select "y" and move it to the Dependent variable list. First, click on the variable y. Next, click on the right arrow.

Block 1 of 1

Independent(s): Choose the first predictor variable x1 and move it to the Independent(s) box. Next, click the Next button as shown below.

Block 2 of 2

Click the predictor variable x2 and move it to the Independent(s) box. Next, click the Next button as shown below.

Block 3 of 3

Click the predictor variable x3 and move it to the Independent(s) box.

3. Click the Statistics button. Check R squared change.

Click Continue and OK.

SPSS Output

1. R square Change

R Square and R Square Change

Order of Entry

Model 1 : Enter X1

Model 1: R square = .25

The predictor X1 alone accounts for 25% of the variance in Y.

R2 = .25

Model 2 : Enter X2 next

.Model 2: R square = .582

The Increase in R square: . 582 - .25 = .332

The predictor X2 accounts for 33% of the variance in Y after controlling for X1.

R2 = .25 + .332 = .582

Model Three: Enter X3 third

Model 3: R square = .835

The Increase in R square: . 835 - .582 = .253

The predictor X3 accounts for 25% of the variance in Y, after X1 and X2 were partialed out from X3.

R2 = .25 + .332 + .253 = .835

About 84% of the variance in the criterion variable was explained by the first (25%), second (33%) and third (25%) predictor variables.

2. Adjusted R Square

For our example, there are only five subjects. However, there are three predictors. Recall that R square may be overestimated when the data sets have few cases (n) relative to number of predictors (k).

Data sets with a small sample size and a large number of predictors will have a greater difference between the obtained and adjusted R square (.25 vs. .000, .582 vs. .165, and .835 vs. .338).

3. F Change and Sig. F Change

If the R square change associated with a predictor variable in question is large, it means that the predictor variable is a good predictor of the criterion variable.

In the first step, enter the predictor variable x1 first. This resulted in an R square of .25, which was not statistically significant (F Change = 1.00, p > .05). In the second step, we add x2. This increased the R square by 33%, which was not statistically significant (F Change = 1.592, p > .05). In the third step, we add x3. This increased the R square by an additional 25%, which was not statistically significant (F Change = 1.592, p > .05).

4. ANOVA Table

Model1:

About 25% (2.5/10 = .25) of the variance in the criterion variable (Y) can be accounted for by X1. The first model, which includes one predictor variable ( X1), resulted in an F ratio of 1.000 with a p > .05.

Model 2

About 58% (5.82/10 = .58) of the variance in the criterion variable (Y) can be accounted for by X1 and X2. The second model, which includes two predictors (X1 and X2), resulted in an F ratio of 1.395 with a p > .05.

Model 3:

About 84% (8.346/10 = .84) of the variance in the criterion variable (Y) can be accounted for by all three predictors (X1, X2 and X3). The third model, which includes all three predictors, resulted in an F ratio of 1.681 with a p > .05.

where k is the number of predictor variables and N is the sample size.

eviews多元线性回归案例分析

中国税收增长的分析 一、研究的目的要求 改革开放以来,随着经济体制的改革深化和经济的快速增长,中国的财政收支状况发生了很大的变化,中央和地方的税收收入1978年为519.28亿元到2002年已增长到17636.45亿元25年间增长了33倍。为了研究中国税收收入增长的主要原因,分析中央和地方税收收入的增长规律,预测中国税收未来的增长趋势,需要建立计量经济学模型。 影响中国税收收入增长的因素很多,但据分析主要的因素可能有:(1)从宏观经济看,经济整体增长是税收增长的基本源泉。(2)公共财政的需求,税收收入是财政的主体,社会经济的发展和社会保障的完善等都对公共财政提出要求,因此对预算指出所表现的公共财政的需求对当年的税收收入可能有一定的影响。(3)物价水平。我国的税制结构以流转税为主,以现行价格计算的DGP等指标和和经营者收入水平都与物价水平有关。(4)税收政策因素。我国自1978年以来经历了两次大的税制改革,一次是1984—1985年的国有企业利改税,另一次是1994年的全国范围内的新税制改革。税制改革对税收会产生影响,特别是1985年税收陡增215.42%。但是第二次税制改革对税收的增长速度的影响不是非常大。因此可以从以上几个方面,分析各种因素对中国税收增长的具体影响。 二、模型设定 为了反映中国税收增长的全貌,选择包括中央和地方税收的‘国家财政收入’中的“各项税收”(简称“税收收入”)作为被解释变量,以放映国家税收的增长;选择“国内生产总值(GDP)”作为经济整体增长水平的代表;选择中央和地方“财政支出”作为公共财政需求的代表;选择“商品零售物价指数”作为物价水平的代表。由于税制改革难以量化,而且1985年以后财税体制改革对税收增长影响不是很大,可暂不考虑。所以解释变量设定为可观测“国内生产总值(GDP)”、“财政支出”、“商品零售物价指数” 从《中国统计年鉴》收集到以下数据 财政收入(亿元) Y 国内生产总值(亿 元) X2 财政支出(亿 元) X3 商品零售价格指 数(%) X4 1978519.283624.11122.09100.7 1979537.824038.21281.79102 1980571.74517.81228.83106

中级计量经济学讲义_第六章带有线性约束的多元线性回归模型及其假设检验

第六章 带有线性约束的多元线性回归模型及其假设检验 在本章中,继续讨论第五章的模型,但新的模型中,参数β满足J 个线性约束集,R β=q ,矩阵R 有和β相一致的K 列和总共J 个约束的J 行,且R 是行满秩的,我们考虑不是过度约束的情况,因此,J <K 。 带有线性约束的参数的假设检验,我们可以用两种方法来处理。第一个方法,我们按照无约束条件求出一组参数估计后,然后我们对求出的这组参数是否满足假设所暗示的约束,进行检验,我们在本章的第一节中讨论。 第二个方法是我们把参数所满足的线性约束和模型一起考虑,求出参数的最小二乘解,尔后再作检验,后者就是参数带有约束的最小二乘估计方法,我们在本章的第二节中讨论。 第一节 线性约束的检验 从线性回归模型开始, εβ+=X y (1) 我们考虑具有如下形式的一组线性约束, J K JK J J K K K K q r r r q r r r q r r r =+++=+++=+++βββββββββ 22112 222212********* 这些可以用矩阵改写成一个方程 q R =β (2) 作为我们的假设条件0H 。 R 中每一行都是一个约束中的系数。矩阵R 有和β相一致的K 列和总共J 个约束的J 行,且R 是行满秩的。因此,J 一定要小于或等于K 。R 的各行必须是线性无关的,虽然J =K 的情况并不违反条件,但其唯一决定了β,这样的约束没有意义,我们不考虑这种情况。 给定最小二乘估计量b ,我们的兴趣集中于“差异”向量d=Rb -q 。d 精确等于0是不可能的事件(因为其概率是0),统计问题是d 对0的离差是否可归因于抽样误差或它是否是显著的。

多元线性回归模型的案例分析

1. 表1列出了某地区家庭人均鸡肉年消费量Y 与家庭月平均收入X ,鸡肉价格P 1,猪肉价格P 2与牛肉价格P 3的相关数据。 年份 Y/千 克 X/ 元 P 1/(元/千克) P 2/(元/千克) P 3/(元/千克) 年份 Y/千克 X/元 P 1/(元/ 千克) P 2/(元/ 千克) P 3/(元/千克) 1980 2.78 397 4.22 5.07 7.83 1992 4.18 911 3.97 7.91 11.40 1981 2.99 413 3.81 5.20 7.92 1993 4.04 931 5.21 9.54 12.41 1982 2.98 439 4.03 5.40 7.92 1994 4.07 1021 4.89 9.42 12.76 1983 3.08 459 3.95 5.53 7.92 1995 4.01 1165 5.83 12.35 14.29 1984 3.12 492 3.73 5.47 7.74 1996 4.27 1349 5.79 12.99 14.36 1985 3.33 528 3.81 6.37 8.02 1997 4.41 1449 5.67 11.76 13.92 1986 3.56 560 3.93 6.98 8.04 1998 4.67 1575 6.37 13.09 16.55 1987 3.64 624 3.78 6.59 8.39 1999 5.06 1759 6.16 12.98 20.33 1988 3.67 666 3.84 6.45 8.55 2000 5.01 1994 5.89 12.80 21.96 1989 3.84 717 4.01 7.00 9.37 2001 5.17 2258 6.64 14.10 22.16 1990 4.04 768 3.86 7.32 10.61 2002 5.29 2478 7.04 16.82 23.26 1991 4.03 843 3.98 6.78 10.48 (1) 求出该地区关于家庭鸡肉消费需求的如下模型: 01213243ln ln ln ln ln Y X P P P u βββββ=+++++ (2) 请分析,鸡肉的家庭消费需求是否受猪肉及牛肉价格的影响。 先做回归分析,过程如下: 输出结果如下:

第七章 带有线性约束的多元线性回归模型及其假设检验(金融计量-浙大 蒋岳祥)

第七章 带有线性约束的多元线性回归模型及其假设检验 在本章中,继续讨论第五章的模型,但新的模型中,参数β满足J 个线性约束集,R β=q ,矩阵R 有和β相一致的K 列和总共J 个约束的J 行,且R 是行满秩的,我们考虑不是过度约束的情况,因此,J <K 。 带有线性约束的参数的假设检验,我们可以用两种方法来处理。第一个方法,我们按照无约束条件求出一组参数估计后,然后我们对求出的这组参数是否满足假设所暗示的约束,进行检验,我们在本章的第一节中讨论。 第二个方法是我们把参数所满足的线性约束和模型一起考虑,求出参数的最小二乘解,尔后再作检验,后者就是参数带有约束的最小二乘估计方法,我们在本章的第二节中讨论。 第一节 线性约束的检验 从线性回归模型开始, εβ+=X y (1) 我们考虑具有如下形式的一组线性约束, J K JK J J K K K K q r r r q r r r q r r r =+++=+++=+++βββββββββ 22112 22221211 1212111 这些可以用矩阵改写成一个方程 q R =β (2) 作为我们的假设条件0H 。 R 中每一行都是一个约束中的系数。矩阵R 有和β相一致的K 列和总共J 个约束的J 行,且R 是行满秩的。因此,J 一定要小于或等于K 。R 的各行必须是线性无关的,虽然J =K 的情况并不违反条件,但其唯一决定了β,这样的约束没有意义,我们不考虑这种情况。 给定最小二乘估计量b ,我们的兴趣集中于“差异”向量d=Rb -q 。d 精确等于0是不可能的事件(因为其概率是0),统计问题是d 对0的离差是否可归因于抽样误差或它是否是显著的。

多元线性回归模型的各种检验方法

对多元线性回归模型的各种检验方法 对于形如 u X X X Y k k +++++=ββββ 22110 (1) 的回归模型,我们可能需要对其实施如下的检验中的一种或几种检验: 一、 对单个总体参数的假设检验:t 检验 在这种检验中,我们需要对模型中的某个(总体)参数是否满足虚拟假设0 H :j j a =β,做出具有统计意义(即带有一定的置信度)的检验,其中j a 为某个给定的已知数。特别是,当j a =0时,称为参数的(狭义意义上的)显著性检验。如果拒绝0H ,说明解释变量j X 对 被解释变量Y 具有显著的线性影响,估计值j β?才敢使 用;反之,说明解释变量j X 对被解释变量Y 不具有显 著的线性影响,估计值j β?对我们就没有意义。具体检验 方法如下: (1) 给定虚拟假设 0H :j j a =β;

(2) 计算统计量 )?(?)?()(?j j j j j j Se a Se E t βββββ-=-= 的数值; 11?)?(++-==j j jj jj j C C Se 1T X)(X ,其中σβ (3) 在给定的显著水平α下(α不能大于1.0即 10%,也即我们不能在置信度小于90%以下的前提下做结论),查出双尾t (1--k n )分布的临界值2/αt ; (4) 如果出现 2/αt t >的情况,检验结论为拒绝 0H ;反之,无法拒绝0H 。 t 检验方法的关键是统计量 )?(?j j j Se t βββ-=必须服从已 知的t 分布函数。什么情况或条件下才会这样呢?这需要我们建立的模型满足如下的条件(或假定): (1) 随机抽样性。我们有一个含n 次观测的随机样(){}n i Y X X X i ik i i ,,2,1:,,,,21 =。这保证了误差u 自身的随机性,即无自相关性,

多元线性回归模型案例

我国农民收入影响因素的回归分析 本文力图应用适当的多元线性回归模型,对有关农民收入的历史数据和现状进行分析,探讨影响农民收入的主要因素,并在此基础上对如何增加农民收入提出相应的政策建议。?农民收入水平的度量常采用人均纯收入指标。影响农民收入增长的因素是多方面的,既有结构性矛盾因素,又有体制性障碍因素。但可以归纳为以下几个方面:一是农产品收购价格水平。二是农业剩余劳动力转移水平。三是城市化、工业化水平。四是农业产业结构状况。五是农业投入水平。考虑到复杂性和可行性,所以对农业投入与农民收入,本文暂不作讨论。因此,以全国为例,把农民收入与各影响因素关系进行线性回归分析,并建立数学模型。 一、计量经济模型分析 (一)、数据搜集 根据以上分析,我们在影响农民收入因素中引入7个解释变量。即:2x -财政用于农业的支出的比重,3x -第二、三产业从业人数占全社会从业人数的比重,4x -非农村人口比重,5x -乡村从业人员占农村人口的比重,6x -农业总产值占农林牧总产值的比重,7x -农作物播种面积,8x —农村用电量。

资料来源《中国统计年鉴2006》。 (二)、计量经济学模型建立 我们设定模型为下面所示的形式: 利用Eviews 软件进行最小二乘估计,估计结果如下表所示: DependentVariable:Y Method:LeastSquares Sample: Includedobservations:19 Variable Coefficient t-Statistic Prob. C X1 X3 X4 X5 X6 X7 X8 R-squared Meandependentvar AdjustedR-squared 表1最小二乘估计结果 回归分析报告为: () ()()()()()()()()()()()()()()() 2345678 2? -1102.373-6.6354X +18.2294X +2.4300X -16.2374X -2.1552X +0.0100X +0.0634X 375.83 3.7813 2.066618.37034 5.8941 2.77080.002330.02128 -2.933 1.7558.820900.20316 2.7550.778 4.27881 2.97930.99582i Y SE t R ===---=230.99316519 1.99327374.66 R Df DW F ====二、计量经济学检验 (一)、多重共线性的检验及修正 ①、检验多重共线性 (a)、直观法 从“表1最小二乘估计结果”中可以看出,虽然模型的整体拟合的很好,但是x4x6

一般线性回归分析案例

一般线性回归分析案例 1、案例 为了研究钙、铁、铜等人体必需元素对婴幼儿身体健康的影响,随机抽取了30个观测数据,基于多员线性回归分析的理论方法,对儿童体内几种必需元素与血红蛋白浓度的关系进行分析研究。这里,被解释变量为血红蛋白浓度(y),解释变量为钙(ca)、铁(fe)、铜(cu)。 表一血红蛋白与钙、铁、铜必需元素含量 (血红蛋白单位为g;钙、铁、铜元素单位为ug) case y(g)ca fe cu 17.0076.90295.300.840 27.2573.99313.00 1.154 37.7566.50350.400.700 48.0055.99284.00 1.400 58.2565.49313.00 1.034 68.2550.40293.00 1.044 78.5053.76293.10 1.322 88.7560.99260.00 1.197 98.7550.00331.210.900 109.2552.34388.60 1.023 119.5052.30326.400.823 129.7549.15343.000.926 1310.0063.43384.480.869 1410.2570.16410.00 1.190 1510.5055.33446.00 1.192 1610.7572.46440.01 1.210 1711.0069.76420.06 1.361 1811.2560.34383.310.915 1911.5061.45449.01 1.380 2011.7555.10406.02 1.300 2112.0061.42395.68 1.142 2212.2587.35454.26 1.771 2312.5055.08450.06 1.012 2412.7545.02410.630.899 2513.0073.52470.12 1.652 2613.2563.43446.58 1.230

经典线性回归模型的设定与推断

2 经典线性回归模型 §2.1 概念与记号 1.线性回归模型是用来描述一个特定变量y 与其它一些变量x 1,…,x p 之间的关系。 2.称特定变量y 为因变量(dependent variable )、被解释变量(explained variable )、响应变量(response variable )、被预测变量(predicted variable )、回归子(regressand )。 3.称与特定变量相关的其它一些变量x 1,…,x p 为自变量(independent variable )、解释变量(explanatory variable )、控制变量(control variable )、预测变量(predictor variable )、回归量(regressor )、协变量(covariate )。 4.假定我们观测到上述这些变量的n 组值:()ip i i x x y ,,,1Λ (i=1,…,n)。称这n 组值为样本(sample )或数据(data )。 §2.2 经典线性回归模型的假定 假定2.1(线性性(linearity)) i ip p i i x x y εβββ++++=Λ110 (i=1,…,n)。 (2.1) 称程(2.1)为因变量y 对自变量x 1,…,x p 的线性回归程(linear regression equation ),其中()p , k k ,,10Λ=β是待估的未知参数(unknown parameters ),()n i i ,,1Λ=ε是满足一定限制条件的无法观测的误差项(unobserved error term )。称自 变量的函数ip p i x x βββ+++Λ110为回归函数(regression function )或简称为回归(regression )。称0β为回归的截距(ntercept),称()p k k ,,1Λ=β为自变量的回归系数(regression coefficients )。某个自变量的回归系数表示在其它条件保持不变的情况下,

线性回归推导及实例

数据点基本落在一条直线附近。这告诉我们,变量X与Y的关系大致可看作是线性关系,即它们之间的相互关系可以用线性关系来描述。但是由于并非所有的数据点完全落在一条直线上,因此X与Y的关系并没有确切到可以唯一地由一个X值确定一个Y值的程度。其它因素,诸如其它微量元素的含量以及测试误差等都会影响Y的测试结果。如果我们要研究X与Y的关系,可以作线性拟合 (2-1-1) 我们称(2-1-1)式为回归方程,a与b是待定常数,称为回归系数。从理论上讲,(2-1-1)式有无穷多组解,回归分析的任务是求出其最佳的线性拟合。 二、最小二乘法原理 如果把用回归方程计算得到的i值(i=1,2,…n)称为回归值,那么实际测量值y i与回归值i之间存在着偏差,我们把这种偏差称为残差,记为e i(i=1,2,3,…,n)。这样,我们就可以用残差平方和来度量测量值与回归直线的接近或偏差程度。残差平方和定义为: (2-1-2) 所谓最小二乘法,就是选择a和b使Q(a,b)最小,即用最小二乘法得到的回归直线是在所有直线中与测量值残差平方和Q最小的一条。由(2-1-2)式可知Q是关于a,b的二次函数,所以它的最小值总是存在的。下面讨论的a和b的求法。 三、正规方程组 根据微分中求极值的方法可知,Q(a,b)取得最小值应满足 (2-1-3) 由(2-1-2)式,并考虑上述条件,则 (2-1-4)

(2-1-4)式称为正规方程组。解这一方程组可得 (2-1-5) 其中 (2-1-6) (2-1-7) 式中,L xy称为xy的协方差之和,L xx称为x的平方差之和。 如果改写(2-1-1)式,可得 (2-1-8) 或 (2-1-9) 由此可见,回归直线是通过点的,即通过由所有实验测量值的平均值组成的点。从力学观点看,即是N个散点的重心位置。 现在我们来建立关于例1的回归关系式。将表2-1-1的结果代入(2-1-5)式至(2-1-7)式,得出 a=1231.65 b=-2236.63 因此,在例1中灰铸铁初生奥氏体析出温度(y)与氮含量(x)的回归关系式为 y=1231.65-2236.63x 四、一元线性回归的统计学原理

SAS学习系列23. 多元线性回归

23. 多元线性回归 一、多元线性回归 1. 模型为 Y=β0+β1X1+…+ βN X N+ε 其中X1, …, X N是自变量,Y是因变量,β0, β1…, βN是待求的未知参数,ε是随机误差项(残差),若记 多元线性回归模型可写为矩阵形式: Y=Xβ+ε 通常要求:矩阵X的秩为k+1(保证不出现共线性), 且k

2. σ2的估计和T检验 选取σ2的估计量: 则 假如t值的绝对值相当大,就可以在适当选定的置信水平上否定原假设,参数的1-α置信区间可由下式得出: 其中tα/2为与α%显著水平有关的t分布临界值。 3. R2和F检验 若因变量不具有0平均值,则必须对R2做如下改进: 随着模型中增添新的变量,R2的值必定会增大,为了去掉这种增大的

干扰,还需要对R 2进行修正(校正拟合优度对自由度的依赖关系): 22/(1)1 11(1)/(1)1 ESS N k N R R TSS N N k ---=- =----- 做假设检验: H 0: β1=…=βN =0; H 1: β1…, βN 至少有一个≠0; 使用F 统计量做检验, 若F 值较大,则否定原假设。 二、PROC REG 过程步 基本语法: PROC REG data = 数据集; MODEL 因变量 = 自变量列表 ; < restrict 自变量的等式约束;> 说明:MODEL 语句用来指定因变量和自变量; restrict 语句示例:restrict a1+a2=1; 常用的输出可选项: STB ——输出标准化偏回归系数矩阵 CORRB ——输出参数估计矩阵 COLLINOINT ——对自变量进行共线性分析 P ——输出个体观测值、预测值及残差 (R/CLM/CLI 包含P )

约束线性回归模型

实验三:滞后变量模型 (验证性实验) 一、实验名称和性质 二、实验目的 1、掌握滞后变量回归模型参数估计及检验方法。 三、实验的软硬件环境要求 硬件环境要求: 科学计算与经济分析实验室,计算机网络设备,需要连接Internet 使用的软件名称、版本号以及模块 带Windows操作系统以及EViews应用演示软件。 四、知识准备 前期要求掌握的知识: (1)理解分布滞后模型及其在实际经济问题中应用; 实验流程: 滞后模型设定→滞后模型的参数估计→格兰杰因果检验→结论 五、实验材料和原始数据 数据1:表5.1给出了中国电力行业基本建设投资X与发电量Y的相关资料,建立一个多项式分布滞后模型来考察两者的关系。 表5.1 :中国电力工业固定资产投资与发电量

资料来源:电力固定资产固定资产投资来自《中国电力统计年鉴》,发电量来自《中国统计年鉴》。 数据2:为了考察2006年中国居民收入与消费的关系,下表给出了中国名义支出法地区生产总值(GDP)、名义居民总消费(CONS)以及税收总额(TAX)、居民消费价格指数(CPI),并由这些数据整理出实际消费支出(Y)以及实际可支配收入(X) 表2.6.3 中国居民总量消费支出与收入资料 单位:亿元年份GDP CONS CPI TAX GDPC X Y 19783605.6 1759.1 46.21519.28 7802.5 6678.83806.7 19794092.6 2011.5 47.07537.828694.2 7551.64273.2 19804592.9 2331.2 50.62571.70 9073.7 7944.24605.5 19815008.8 2627.9 51.90629.899651.8 8438.05063.9 19825590.0 2902.9 52.95700.02 10557.3 9235.25482.4 19836216.2 3231.1 54.00775.5911510.8 10074.65983.2 19847362.7 3742.0 55.47947.35 13272.8 11565.06745.7 19859076.7 4687.4 60.652040.79 14966.8 11601.77729.2 198610508.5 5302.1 64.572090.37 16273.7 13036.58210.9 198712277.4 6126.1 69.302140.36 17716.3 14627.78840.0 198815388.6 7868.1 82.302390.47 18698.7 15794.09560.5 198917311.3 8812.6 97.002727.40 17847.4 15035.59085.5 199019347.8 9450.9 100.002821.86 19347.8 16525.99450.9 199122577.4 10730.6 103.422990.17 21830.9 18939.610375.8 199227565.2 13000.1 110.033296.91 25053.0 22056.511815.3 199336938.1 16412.1 126.204255.30 29269.1 25897.313004.7 199450217.4 21844.2 156.655126.88 32056.2 28783.413944.2 199563216.9 28369.7 183.416038.04 34467.5 31175.415467.9 199674163.6 33955.9 198.666909.82 37331.9 33853.717092.5 199781658.5 36921.5 204.218234.04 39988.5 35956.218080.6 199886531.6 39229.3 202.599262.80 42713.1 38140.919364.1 199991125.0 41920.4 199.7210682.58 45625.8 40277.020989.3 200098749.0 45854.6 200.5512581.51 49238.0 42964.622863.9 2001108972.4 49213.2 201.9415301.38 53962.5 46385.424370.1 2002120350.3 52571.3 200.3217636.45 60078.0 51274.026243.2 2003136398.8 56834.4 202.7320017.31 67282.2 57408.128035.0 2004160280.4 63833.5 210.6324165.68 76096.3 64623.130306.2 2005188692.1 71217.5 214.4228778.54 88002.1 74580.433214.4 2006221170.5 80120.5 217.6534809.72 101616.3 85623.136811.2

第二章一元线性回归案例分析

第二章一元线性模型案例分析 居民消费模式和消费规模分析 一、研究的目的要求 居民消费在社会经济的持续发展中有着重要的作用。居民合理的消费模式和居民适度的消费规模有利于经济持续健康的增长,而且这也是人民生活水平的具体体现。改革开放以来随着中国经济的快速发展,人民生活水平不断提高,居民的消费水平也不断增长。但是在看到这个整体趋势的同时,还应看到全国各地区经济发展速度不同,居民消费水平也有明显差异。例如,2002年全国城市居民家庭平均每人每年消费支出为6029.88元, 最低的黑龙江省仅为人均4462.08元,最高的上海市达人均10464元,上海是黑龙江的2.35倍。为了研究全国居民消费水平及其变动的原因,需要作具体的分析。影响各地区居民消费支出有明显差异的因素可能很多,例如,居民的收入水平、就业状况、零售物价指数、利率、居民财产、购物环境等等都可能对居民消费有影响。为了分析什么是影响各地区居民消费支出有明显差异的最主要因素,并分析影响因素与消费水平的数量关系,可以建立相应的计量经济模型去研究。 二、模型设定 研究的对象是各地区居民消费的差异。居民消费可分为城市居民消费和农村居民消费,由于各地区的城市与农村人口比例及经济结构有较大差异,最具有直接对比可比性的是城市居民消费。而且,由于各地区人口和经济总量不同,只能用“城市居民每人每年的平均消费支出”来比较,而这正是可从统计年鉴中获得数据的变量。所以模型的被解释变量Y选定为“城市居民每人每年的平均消费支出”。 因为研究的目的是各地区城市居民消费的差异,并不是城市居民消费在不同时间的变动,所以应选择同一时期各地区城市居民的消费支出来建立模型。因此建立的是2002年截面数据模型。 影响各地区城市居民人均消费支出有明显差异的因素有多种,但从理论和经验分析,最主要的影响因素应是居民收入,其他因素虽然对居民消费也有影响,但有的不易取得数据,如“居民财产”和“购物环境”;有的与居民收入可能高度相关,如“就业状况”、“居民财产”;还有的因素在运用截面数据时在地区间的差异并不大,如“零售物价指数”、“利率”。因此这些其他因素可以不列入模型,即便它们对居民消费有某些影响也可归入随即扰动项中。为了与“城市居民人均消费支出”相对应,选择在统计年鉴中可以获得的“城市居民每人每年可支配收入”作为解释变量X。 从2002年《中国统计年鉴》中得到表2.5的数据: 表2.52002年中国各地区城市居民人均年消费支出和可支配收入

可化为线性的非线性回归模型估计、受约束回归检验

实验三可化为线性的非线性回归模型估计、受约束回归检验一、实验目的: (1)掌握可化为线性的的非线性回归模型的估计方法 (2)掌握Chow检验的基本原理和主要用途 (3)掌握Chow分割点检验和Chow预测检验的操作过程,判断分割点。 二、实验要求 做可化为线性的非线性回归模型估计,掌握Chow稳定性检验 三、实验原理 普通最小二乘法、模型参数线性受约束检验法、Chow检验法 四、预备知识 普通最小二乘法原理、t检验、F检验、Chow检验 五、实验步骤 13..建立工作文件并录入全部数据

1.设定并估计可化为线性的非线性回归模型ln(y) = c + aln(k) + bln(l) +u eviews结果

根据数据得到模型的估计结果为: Ln(y)=1.153994 + 0.609236 ln(k)+ 0.360796 ln(l) (1.586004) (3.454149) (1.789741) R^R=0.809925 R_^R_=0.796348 D.W.=0.793209 e1^e1+…+ei^ei=5.070303 F=59.65501 df= 随机干扰项的方差估计值为:6=5.070303/(31 – 3)= 0.181082 我们根据得出的回归结果表明: (1)ln(y)变化的81.90%可由其他两个变量的变化来解释。 (2)在5%的显著性水平下。F统计量的临界值为F0.05(2,28)= 3.34,表明模型的线性关系显著成立。 (3)自由度为n-k-1=28的t检验量临界值为t0.025(28)=2.048,因此,ln(y)的参数显著的异与零,却不拒绝ln(k) 与ln(l)前参数为零的假设。 (4)从ln(k)前的参数来看,该行业的工业生产总值关于资产合计的弹性为0.609236,表明该行业的工业资产合计每增加1%,该行业工业生产总值增加约61%。

案例分析(一元线性回归模型)

案例分析报告 (2014——2015学年第一学期) 课程名称:预测与决策 专业班级:电子商务1202 学号:02 学生姓名:陈维维 2014 年11月 案例分析(一元线性回归模型) 我国城镇居民家庭人均消费支出预测 一、研究目的与要求 居民消费在社会经济的持续发展中有着重要的作用,居民合理的消费模式和居民适度的消费规模有利于经济持续健康的增长,而且这也是人民生活水平的具体体现。从理论角度讲,消费需求的具体内容主要体现在消费结构上,要增加居民消费,就要从研究居民消费结构入手,只有了解居民消费结构变化的趋势和规律,掌握消费需求的热点和发展方向,才能为消费者提供良好的政策环境,引导消费者合理扩大消费,才能促进产业结构调整与消费结构优化升级相协调,才能推动国民经济平稳、健康发展。例如,2008年全国城镇居民家庭平均每人每年消费支出为11242.85元,最低的青海省仅为人均8192.56元,最高的上海市达人均19397.89元,上海是黑龙江的2.37倍。为了研究全国居民消费水平及其变动的原因,需要作具体的分析。影响各地区居民消费支出有明显差异的因素可能很多,例如,零售物价指数、利率、居民财产、购物环境等等都可能对居民消费有影响。为了分析什么是影响各地区居民消费支出有明显差异的最主要因素,并分析影响因素与消费水平的数量关系,可以建立相应的计量经济模型去研究。 二、模型设定 我研究的对象是各地区居民消费的差异。居民消费可分为城镇居民消费

和农村居民消费,由于各地区的城镇与农村人口比例及经济结构有较大差异,最具有直接对比可比性的是城市居民消费。而且,由于各地区人口和经济总量不同,只能用“城镇居民每人每年的平均消费支出”来比较,而这正是可从统计年鉴中获得数据的变量。 所以模型的被解释变量Y选定为“城镇居民每人每年的平均消费支出”。 因为研究的目的是各地区城镇居民消费的差异,并不是城镇居民消费在不同时间的变动,所以应选择同一时期各地区城镇居民的消费支出来建立模型。因此建立的是2008年截面数据模型。影响各地区城镇居民人均消费支出有明显差异的因素有多种,但从理论和经验分析,最主要的影响因素应是居民收入,其他因素虽然对居民消费也有影响,但有的不易取得数据,如“居民财产”和“购物环境”;有的与居民收入可能高度相关,如“就业状况”、“居民财产”;还有的因素在运用截面数据时在地区间的差异并不大,如“零售物价指数”、“利率”。因此这些其他因素可以不列入模型,即便它们对居民消费有某些影响也可归入随即扰动项中。 为了与“城镇居民人均消费支出”相对应,选择在统计年鉴中可以获得的“城市居民每人每年可支配收入”作为解释变量X。 以下是2008年各地区城镇居民人均年消费支出和可支配收入表

线性回归分析案例分析

28.05.2007 1 Corporate Communication 相关分析案例 Justin Tao 陶维胜 28.05.2007 2 Corporate Communication 散布图—练习 某建筑公司想了解位于 某街区的住宅地产的销 售价格y 与总评估价x 之 间的相关程度到底有多大?于是从该街区去年售出的住宅中随机抽10所住宅房作样本,分别 的总评估价和销售资料 如右表95,00079,760 1156,900110,6553110,110100,861 5170,400139,850 8100,000105,2306y 美元X 美元房产111,00096,8594211,500170,341 9116,50098,480 2185,000 155,137 10 94,798总评估价130,0007销售价格 28.05.2007 3Corporate Communication 绘制散布图,观察其相关关系 输入数据 点击Graph>ScatterPlot 弹出对话框,依次对应X 、Y 输入变量列 点击OK 28.05.2007 4Corporate Communication 散布图及关系分析 从散布图可以看出:总评估价值X 与销售价格Y 存在线性正相关,相关程度较大;随X 增大,Y 有增长趋势 计算相关系数 输入数据 点击Stat>Basic Statistics>Correlation… 弹出对话框,输入X 、Y 变量列 点击OK 得出相关系数及检验p 值 散布图(相关分析)案例 下面是表示某公司广告费用和销售额之间关系的资料。试求这家公司的广告费和销售额的相关系数 2510 186 2312 158 229 106 177 20 209 销售额(100万) 9 8 4广告费(10万)

利用Excel进行线性回归分析实例

1 利用Excel2000进行一元线性回归分析 第一步,录入数据 以连续10年最大积雪深度和灌溉面积关系数据为例予以说明。录入结果见下图(图1)。 图1 第二步,作散点图 如图2所示,选中数据(包括自变量和因变量),点击“图表向导”图标;或者在 “插入”菜单中打开“图表(H)”。图表向导的图标为。选中数据后,数据变为蓝色(图2)。 图2 点击“图表向导”以后,弹出如下对话框(图3):

图3 在左边一栏中选中“XY散点图”,点击“完成”按钮,立即出现散点图的原始形式(图 第三步,回归 观察散点图,判断点列分布是否具有线性趋势。只有当数据具有线性分布特征时,才能采用线性回归分析方法。从图中可以看出,本例数据具有线性分布趋势,可以进行线性回归。回归的步骤如下: ⑴首先,打开“工具”下拉菜单,可见数据分析选项(见图5):

图5 用鼠标双击“数据分析”选项,弹出“数据分析”对话框(图6): 图6 ⑵然后,选择“回归”,确定,弹出如下选项表:

图7 进行如下选择:X、Y值的输入区域(B1:B11,C1:C11),标志,置信度(95%),新工作表组,残差,线性拟合图。 或者:X、Y值的输入区域(B2:B11,C2:C11),置信度(95%),新工作表组,残差,线性拟合图。 注意:选中数据“标志”和不选“标志”,X、Y值的输入区域是不一样的:前者包括 数据标志: 最大积雪深度x(米)灌溉面积y(千亩) 后者不包括。这一点务请注意。

图8-1 包括数据“标志” 图8-2 不包括数据“标志” ⑶再后,确定,取得回归结果(图9)。

图9 线性回归结果 ⑷ 最后,读取回归结果如下: 截距:356.2=a ;斜率:813.1=b ;相关系数:989.0=R ;测定系数:979.02=R ;F 值:945.371=F 。 ⑸ 建立回归模型,并对结果进行检验 模型为:x y 813.1356.2?+= 至于检验,R 、R 2 和F 值可以直接从回归结果中读出。实际上,8,05.0632.0989416.0R R =>=,检验通过。有了R 值,F 值和t 值均可计算出来。F 值的计算公式和结果为: 8,05.022 22 32.5945.371) 989416.01(1 1101 989416 .0)1(11F R k n R F =>=---=---= 显然与表中的结果一样。t 值的计算公式和结果为: 8,05.02 306.2286.191110979416.01979416 .01 1t k n R R t =>=---=---= 回归结果中给出了残差(图10),据此可以计算标准离差。首先求残差的平方 2 2)?(i i i y y -=ε,然后求残差平方和107.16174.0724.1101 2 =++==∑== n i i S ε ,于是标准 离差为

多元线性回归案例

REGRESSION /MISSING LISTWISE /STATISTICS COEFF OUTS R ANOVA COLLIN TOL /CRITERIA=PIN(.05) POUT(.10) /NOORIGIN /DEPENDENT 商品房平均售价(元平方米) /METHOD=STEPWISE 城市人口密度人平方公里)城市居民人均可支配收入元五年以上平均贷款利率房屋空置率 /SCATTERPLOT=(*ZPRED ,商品房平均售价(元平方米)) /RESIDUALS DURBIN HISTOGRAM(ZRESID) NORMPROB(ZRESID) /CASEWISE PLOT(ZRESID) OUTLIERS(3) /SAVE PRED RESID. 迴歸 附註 已建立輸出21-MAR-2019 20:52:04 備註 輸入作用中資料集数据集1 過濾器<無> 粗細<無> 分割檔案<無> 工作資料檔案中的 N 列11 遺漏值處理遺漏的定義使用者定義的遺漏值會被視為遺漏。

已使用觀察值統計資料基於所使用任何變數之沒有遺 漏值的觀察值。 語法REGRESSION /MISSING LISTWISE /STATISTICS COEFF OUTS R ANOVA COLLIN TOL /CRITERIA=PIN(.05) POUT(.10) /NOORIGIN /DEPENDENT 商品房平均售价(元平方 米) /METHOD=STEPWISE 城市人口密度人平 方公里)城市居民人均可支配收入元五 年以上平均贷款利率房屋空置率 /SCATTERPLOT=(*ZPRED ,商品房平均 售价(元平方米)) /RESIDUALS DURBIN HISTOGRAM(ZRESID) NORMPROB(ZRESID) /CASEWISE PLOT(ZRESID) OUTLIERS(3) /SAVE PRED RESID. 資源處理器時間00:00:01.28 經歷時間00:00:01.53 需要記憶體4624 位元組數 殘差圖需要額外的記憶體632 位元組數 已建立或修改變數PRE_1 Unstandardized Predicted Value RES_1 Unstandardized Residual a. 應變數: 商品房平均售价(元平方米) 该表显示模型最先引入变量城市人口密度(人/平方公里),第二个引入模型的是变量城

多元线性回归实例分析报告

SPSS--回归-多元线性回归模型案例解析!(一) 多元线性回归,主要是研究一个因变量与多个自变量之间的相关关系,跟一元回归原理差不多,区别在于影响因素(自变量)更多些而已,例如:一元线性回归方程为: 毫无疑问,多元线性回归方程应该为: 上图中的 x1, x2, xp分别代表“自变量”Xp截止,代表有P个自变量,如果有“N组样本,那么这个多元线性回归,将会组成一个矩阵,如下图所示: 那么,多元线性回归方程矩阵形式为: 其中:代表随机误差,其中随机误差分为:可解释的误差和不可解释的误差,随机误差必须满足以下四个条件,多元线性方程才有意义(一元线性方程也一样)1:服成正太分布,即指:随机误差必须是服成正太分别的随机变量。 2:无偏性假设,即指:期望值为0 3:同共方差性假设,即指,所有的随机误差变量方差都相等 4:独立性假设,即指:所有的随机误差变量都相互独立,可以用协方差解释。 今天跟大家一起讨论一下,SPSS---多元线性回归的具体操作过程,下面以教程教程数据为例,分析汽车特征与汽车销售量之间的关系。通过分析汽车特征跟汽车销售量的关系,建立拟合多元线性回归模型。数据如下图所示:

点击“分析”——回归——线性——进入如下图所示的界面:

将“销售量”作为“因变量”拖入因变量框内,将“车长,车宽,耗油率,车净重等10个自变量拖入自变量框内,如上图所示,在“方法”旁边,选择“逐步”,当然,你也可以选择其它的方式,如果你选择“进入”默认的方式,在分析结果中,将会得到如下图所示的结果:(所有的自变量,都会强行进入) 如果你选择“逐步”这个方法,将会得到如下图所示的结果:(将会根据预先设定的“F统计量的概率值进行筛选,最先进入回归方程的“自变量”应该是跟“因变量”关系最为密切,贡献最大的,如下图可以看出,车的价格和车轴跟因变量关系最为密切,符合判断条件的概率值必须小于0.05,当概率值大于等于0.1时将会被剔除)

多元线性回归实例分析

SPSS--回归-多元线性回归模型案例解析!(一) 多元线性回归,主要是研究一个因变量与多个自变量之间的相关关系,跟一元回归原理 差不多,区别在于影响因素(自变量)更多些而已,例如:一元线性回归方程为: 丫 = 十卩?十£ 毫无疑问,多元线性回归方程应该为: Y = 0十艮&十角兀2 +…十£ 上图中的x1, x2, xp分别代表自变量” xp截止,代表有P个自变量,如果有“N组样本, 那么这个多元线性回归, 将会组成一个矩阵,如下图所示: 记n组样本分别是心…,备= 12…?丹)■令 r = yi ■ ■ * <1 1 ■ w 工|1 X2I 兀12 X22 * ?t v ] 厂A? A ■ ■ ■■ £ 二 &2 1儿J J…兀即丿 其中:代表随机误差,其中随机误差分为:可解释的误差 差,随机误差必须满足以下四个条件,多元线性方程才有意义(一元线性方程也一样) 2 :无偏性假设,即指:期望值为0 3 :同共方差性假设,即指,所有的随机误差变量方差都相等 4 :独立性假设,即指:所有的随机误差变量都相互独立,可以用协方差解释。 今天跟大家一起讨论一下,SPSS---多元线性回归的具体操作过程,下面以教程教程数据 为例,分析汽车特征与汽车销售量之间的关系。通过分析汽车特征跟汽车销售量的关系,建立拟合多元线性回归模型。数据如下图所示: 那么,多元线性回归方程矩阵形式为: 和不可解释的误1:服成正太分布,即指:随机误差必须是服成正太分别的随机变量。

sales nestle type price eng:ine_s horsepow wheelbas width length curt 16 91? 16.360 0 21.5D0 1.8 140 101.2 673 172.4 39 384 19675 0 28.400 3.2225108 1 70 3 192.9 14.1 U 18.225 0 + 3.2 225106.9 70.5 192.0 8 58& 29 725 0 42 000 35 210 114 6 71.4 196 6 20.397 22255 0 23.990 1.8 150 102.S 69.2 178.0 13.780 23.555 0 33 950 2 8 200 1087 76.1 192.0 1 380 39 000 0 62.000 4.2310 113 0 74 0 1982 19 747 -0 26.990 2.5170 107.3 68.4 1760 9 231 2S675 0 33 400 28 193 107 J 63 5 176 0 17 637 36.125 0 38.900 2.8 193 111.4 70.9 188.0 91 561 12 475 0 21 975 3.1 175 109 0 72 7194 6 39.360 13 740 0 25.300 3 8 240 109.0 72 71962 27.851 20 190 0 31.965 3.8 205 113 8 74.7 2068 33257 13 360 0 27.8 S5 3 6 205 1122 73 5 200.0 6372& 22 525 0 39.B95 4.6 275 115.3 74.5 2072 16 943 27.100 0 44 475 46 275 112.2 75 0 201 0 6.536 25 725 0 39.665 4.6 275 108.D75.5 2006 11 185 18 225 0 31.010 3 0 200 1074 70.3 194.a 14 78S - 1 46.226 5.7 255 117.5 77.0 201.2 U5.51& 9 250 0 13.260 2.2 115 104.1 67 9 ieo9 135 126 11 225 0 16 535 3.1 170 107 0 694 190.4 24.62& 10310 0 18.890 3.1 175 107.5 72.S 2009 42.S93 11 525 Q 19 390 34 130 110 5 72 1197.9 点击分析回归——线性——进入如下图所示的界面:

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