回归分析试题答案

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回归分析试题答案

诚信应考 考出水平 考出风格

浙江大学城市学院

2011 — 2012 学年第一学期期末考试卷

《 回归分析 》

开课单位: 计算分院 ;考试形式:开卷(A4纸一张);考试时间:2011年01月6日; 所需时间: 120 分钟

一.计算题(10分。)

1,考虑过原点的线性回归模型

1,1,2,...,i i i y x i n βε=+=

误差1,...,n εε仍满足基本假定。求1β的最小二乘估计。并求出1β

的期望和方差,写出1β的分布。

12

211

1

11

11

1

21

,1,2,...,?()()2()0?i i i n

n

i i i i i i n

i i i i n

i i

i n

i

i y x i n Q y y

y x Q

y x x x y

x

βεββββ======+==-=-?=--=?=∑∑∑∑∑解:

第1页共 6 页

二. 证明题(本大题共2小题,每小题7分,共14分。)

1,证明:

(1)22

()1var()[1]i i xx

x x e n L σ-=--

(2)2

21

1??()2n

i i i y y n σ==--∑是2σ的无偏估计。 0111

1112

2???()()1()()1var()var[()()]

()

1var()var((()))

()

12cov[,(())]

(1(i i i i i n

n i i j j j

j j xx n

i i i j j j xx n

i i j j j xx n

i i j j j xx

e y y y x x x x y y x x y n L x x e y x x y n L x x y x x y n L x x y x x y n L x n ββσσ======-=----=----=-+--=++---+-=++∑∑∑∑∑解(1):222122

2

22

2

21

21

22

11)()1())2()()()11(12()]

()1[1]1??(2)

()(())21?[()]2()111var()[1]221

2

n i i j j xx xx

i i xx xx

i xx n

i i i n

i i i n n i i i i xx x x x x x L n L x x x x n L n L x x n L E E y y n E y y n x x e n n n L n σσσ

σσ=====----+--=++-+-=--=--=---==----=

-∑∑∑∑∑22

(11)n σσ--=

三.填空题.(每空2分,共46分)

1.为了研究家庭收入和家庭消费的关系,通过调查得到数据如下:

6.22893,

29.12349,

43008,

97.29,542

2

=====∑∑∑xy y

x

y x

1)用最小二乘估计求出线性回归方程的参数估计值0?

β= 。1?

β= 。

2)根据以下的方差分析表求F 统计量== 。在显著性水平05.0=α 时,检验回归方程是否显著 。已知 23.5)8,1(05.0=F 。

3) 在显著性水平05.0=α时,检验参数

1β 的显著性。已知306.2)8(05.0=t ,

在上表中找出2?σ

= 。求得t= 。是否拒绝假设

0:10=βH , 。

4) 在60000 x 元时,

0y 的置信水平为0.95的近似预测区间为

2.为了研究货运总量y (万吨)与工业总产值1x (亿元)、农业总产值2x (亿元)、居民非商品支出3

x (亿元)的关系,利用数据做多元回归分析,SPSS 结果如下。

Correlations

y

x1 x2 x3 y

Pearson Correlation 1

.556 .731*

.724*

Sig. (2-tailed)

.095

.016 .018 N

10

10 10 10 x1 Pearson Correlation .556 1

.155 .444 Sig. (2-tailed) .095 .650

.171 N

10 11

11 11 x2 Pearson Correlation .731*

.155 1

.562 Sig. (2-tailed) .016 .650 .072

N

10 11 11

11 x3 Pearson Correlation .724* .444 .562 1

Sig. (2-tailed) .018 .171 .072 N

10

11

11

11

*. Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).

Correlations

Control Variables x1

x2 x3

x1

Correlation 1.000

-.128 Significance (2-tailed) . .724 df

0 8 x2

Correlation -.128 1.000

Significance (2-tailed) .724 . df

8

Correlations

Control Variables y x3 x1 & x2 y

Correlation 1.000

.433 Significance (2-tailed) . .284 df

0 6 x3

Correlation .433 1.000

Significance (2-tailed) .284 . df

6

请根据上面的结果回答下面问题:

1) y 关于1x ,2x ,3x 的三元线性回归方程__________________________。

2) 标准化回归方程为___________________________。

3) y 与1x 的样本相关系数为____________________________ 。 4) 在X1、X2为控制变量下的y 与X3之间的偏相关系数____________________________ 。

5) 哪一个自变量对y 的影响最大____________________________ 。 6) 哪些回归系数没通过显著性检验______。

7) 应先剔除哪一个自变量后重新建立回归方程_____。

8) y 与321,,x

x x 样本决定系数为____________。

9) y 与321,,x

x x 样本复相关系数为____________。

10) y 与

3

21,,x x x 调整后的复决定系数为____________。

3.现对某数据进行多重共线性分析,SPSS 分析结果如下:

Coefficients a

Model Unstandardized Coefficients

Standardized

Coefficients

t Sig.

Collinearity Statistics B Std. Error

Beta

Tolerance

VIF

1

(Constant) 1348.225 2211.467 .610 .552

x1 -.641 .167 -1.125 -3.840 .002 .003 319.484 x2 -.317 .204 -1.305 -1.551 .143 .000 2.637E3 x3 -.413 .548 -.270 -.752 .464 .002 479.288 x4 -.002 .024 -.007 -.087 .932 .037 27.177 x5 .671 .128 3.706 5.241 .000 .001 1.861E3 x6

-.008

.008

-.020

-.928

.369

.574

1.743

a. Dependent Variable: y

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:

逐步回归法

逐步回归法 逐步回归的基本思想是:对全部因子按其对y 影响程度大小(偏回归平方的大小),从大到小地依次逐个地引入回归方程,并随时对回归方程当时所含的全部变量进行检验,看其是否仍然显著,如不显著就将其剔除,知道回归方程中所含的所有变量对y 的作用都显著是,才考虑引入新的变量。再在剩下的未选因子中,选出对y 作用最大者,检验其显著性,显著着,引入方程,不显著,则不引入。直到最后再没有显著因子可以引入,也没有不显著的变量需要剔除为止。 从方法上讲,逐步回归分析并没有采用什么新的理论,其原理还只是多元线性回归的内容,只是在具体计算方面利用一些技巧。 逐步回归分析时在考虑的全部自变量中按其对y 的贡献程度大小,由大到小地逐个引入回归方程,而对那些对y 作用不显著的变量可能是中不被引入回归方程。另外,已被引入回归方程的变量在引入新变量进行F 检验后失去重要性时,需要从回归方程中剔除出去。 Step 1 计算变量均值12,,,,n x x x y 和差平方和1122,,,,.pp yy L L L L 记各自的标准化 变量为11,,,j p x x y u j p u +-=== Step 2 计算12,,,,p x x x y 的相关系数矩阵(0)R 。 Step 3 设已经选上了K 个变量:12,, ,,k i i i x x x 且12,,,k i i i 互不相同,(0)R 经过变换后为()()().j k k i R r =对1,2,,j k =逐一计算标准化变量j i u 的偏回归平方和 ()2,(1)()()()j j j j k i p k i k i i r V r +=,记()()max{}j k k l i V V =,作F 检验,()()(1)(1)(1) k l k p p V F r n k ++=--,对给定的显著性水平α,拒绝域为1(1,1)F F n k α-<--。 Step 4 最Step 3 循环,直至最终选上了t 个变量12,,,t i i i x x x ,且12,,,t i i i 互不相同,(0)R 经过变换后为()()()j t t i R r = ,则对应的回归方程为: 1()(),(1),(1)?k k k i p i p x x x x y r r ++--=++, 通过代数运算可得110?k k i i i i y b b x b x =+++。

【专业文档】相关与回归分析案例分析.doc

案例:利兴铸造厂产品成本分析 最近几年利兴铸造厂狠抓成本管理,提高经济效益,在降低原材料和能源消耗,提高劳动生产率,以及增收节支等方面,取得了显著成绩,单位成本有明显下降,基本扭转了亏损局面。但是各月单位成本起伏很大,有的月份赢利,有的月份赢利少甚至亏损。为了控制成本波动,并指导今后的生产经营,利兴铸造厂统计部门进行了产品成本分析。 资料搜集整理分析 首先,研究单位成本与产量的关系(如下表): 表1 铸铁件产量及单位成本 从表1可以看出,铸铁件单位成本波动很大,在15个月中,最高的上年4月单位成本达800元,最低的今年3月单位成本为570元,全距是230元。上年2、4、5、9月4个月成本高于出厂价,出现亏损,而今年3月毛利率达到20.8%[(720-570)/720*100%]。

成本波动大的原因是什么呢?从表1可以发现,单位成本的波动与产量有关。上年4月成本最高,而产量最低,今年3月成本最低,而产量最高,去年亏损的4个月中,产量普遍偏低,这显然是个规模效益问题。在成本构成中,可以分为变动成本和固定成本两部分。根据利兴铸造厂的实际情况,变动成本主要包括原材料及能源消耗、工人工资、销售费用、税金等,固定成本主要包括折旧费用、管理费用和财务费用。在财务费用中,绝大部分是贷款利息,由于贷款余额大,在短期内无力偿还,所以每个月的贷款利息支出基本上是一项固定支出,不可能随产量的变动而变动,故将贷款利息列入固定成本之中。从目前情况看,在成本构成中,固定成本所占比重较大,每月产量大,分摊在单位产品中的固定成本就小;如果产量小,分摊在单位产品中的固定成本就大,所以每月产量的多少直接影响单位成本的波动。为了论证单位成本与产量之间是否存在相关关系,并找出其内在规律以指导今后的工作,现计算相关系数,并建立回归方程。 r= - 0.98 计算结果表明,单位成本与产量之间,存在着高度负相关,相关系数为-0.98。 设各月产量为自变量x ,单位成本为因变量y ,则有直线方程式 x y βα???+= 可得结果为 x y 49.01049?-= 计算结果表明,铸铁件产量每增加1吨,单位成本可以下降0.49

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:2204120202 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

SPSS线性回归分析案例

回归分析 实验内容:基于居民消费性支出与居民可支配收入的简单线性回归分析 【研究目的】 居民消费在社会经济的持续发展中有着重要的作用。影响各地区居民消费支出的因素很多,例如居民的收入水平、商品价格水平、收入分配状况、消费者偏好、家庭财产状况、消费信贷状况、消费者年龄构成、社会保障制度、风俗习惯等等。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,可以建立相应的经济模型去研究。 【模型设定】 我们研究的对象是各地区居民消费的差异。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,现选用城镇居民消费进行比较。模型中被解释变量Y选定为“城市居民每人每年的平均消费支出”。从理论和经验分析,影响居民消费水平的最主要因素是居民的可支配收入,故可以选用“城市居民每人每年可支配收入”作为解释变量X,选取2010年截面数据。 1、实验数据 表1: 2010年中国各地区城市居民人均年消费支出和可支配收入

2、实验过程 作城市居民家庭平均每人每年消费支出(Y)和城市居民人均年可支配收入(X)的散点图,如图1:

表2 模型汇总b 表3 相关性 从散点图可以看出居民家庭平均每人每年消费支出(Y)和城市居民人均年可支配收入(X)大体呈现为线性关系,所以建立如下线性模型:Y=a+bX

表4 系数a 3、结果分析 表2模型汇总:相关系数为0.965,判定系数为0.932,调整判定系数为0.930,估计值的标准误877.29128 表3是相关分析结果。消费性支出Y与可支配收入X相关系数为0.965,相关性很高。 表4是回归分析中的系数:常数项b=704.824,可支配收入X的回归系数a=0.668。a的标准误差为0.034,回归系数t的检验值为19.921,P值为0,满足95%的置信区间,可认为回归系数有显著意义。得线性回归方程Y=0.668X+704.824. 【实验结论】 (1)结果显示,变量之间具有如下关系式:Y=0.668X+704.824.也就是说消费与收入之间存在稳定的函数关系。随着收入的增加,消费将增加,但消费的增长低于收入的增长。这与凯尔斯的绝对收入消费理论刚好吻合。但为了研究方便,这里假设边际消费倾向为常数。由公式知X每增长1个单位,Y增加0.668个单位。

资料回归分析-逐步回归分析

逐步回归分析 在自变量很多时,其中有的因素可能对应变量的影响不是很大,而且x 之间可能不完全相互独立的,可能有种种互作关系。在这种情况下可用逐步回归分析,进行x 因子的筛选,这样建立的多元回归模型预测效果会更较好。 逐步回归分析,首先要建立因变量y 与自变量x 之间的总回归方程,再对总的方程及每—个自变量进行假设检验。当总的方程不显著时,表明该多元回归方程线性关系不成立;而当某—个自变量对y 影响不显著时,应该把它剔除,重新建立不包含该因子的多元回归方程。筛选出有显著影响的因子作为自变量,并建立“最优”回归方程。 回归方程包含的自变量越多,回归平方和越大,剩余的平方和越小,剩余均方也随之较小,预测值的误差也愈小,模拟的效果愈好。但是方程中的变量过多,预报工作量就会越大,其中有些相关性不显著的预报因子会影响预测的效果。因此在多元回归模型中,选择适宜的变量数目尤为重要。 逐步回归在病虫预报中的应用实例: 以陕西省长武地区1984~1995年的烟蚜传毒病情资料、相关虫情和气象资料为例(数据见DATA6.xls ),建立蚜传病毒病情指数的逐步回归模型,说明逐步回归分析的具体步骤。影响蚜传病毒病情指数的虫情因子和气象因子一共有21个,通过逐步回归,从中选出对病情指数影响显著的因子,从而建立相应的模型。对1984~1995年的病情指数进行回检,然后对1996~1998年的病情进行预报,再检验预报的效果。 变量说明如下: y :历年病情指数 x1:前年冬季油菜越冬时的蚜量(头/株) x2:前年冬季极端气温 x3:5月份最高气温 x4:5月份最低气温 x5:3~5月份降水量 x6:4~6月份降水量 x7:3~5月份均温 x8:4~6月份均温 x9:4月份降水量 x11:5月份均温 x12:5月份降水量 x13:6月份均温 x14:6月份降水量 x15:第一次蚜迁高峰期百株烟草有翅蚜量 x16:5月份油菜百株蚜量 x17:7月份降水量 x18:8月份降水量 x19:7月份均温 x20:8月份均温 x21:元月均温

案例分析报告 案例分析报告范文30篇

案例分析报告案例分析报告范文30篇 精品文档,仅供参考

案例分析报告案例分析报告范文30篇 报告是一种公文格式,专指陈述调查本身或由调查得出的结论,可以是机关对其内部调查的结果,也可以是由独立的研究人员进行调查的结果,其使用范围很广,报告的风格与结构因应各个机构的惯例而有所不同。本站为大家整理的相关的案例分析报告,供大家参考选择。 案例分析报告 一、案例简介 十八届三中全会通过的《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》:赋予农民更多财产权利。赋予农民对集体资产股份占有、收益、有偿退出及抵押、担保、继承权。保障农户宅基地用益物权,改革完善农村宅基地制度,选择若干试点,慎重稳妥推进农民住房财产权抵押、担保、转让,探索农民增加财产性收入渠道。 建设城乡统一的建设用地市场。农村集体经营性建设用地与国有土地同等入市、同权同价。 二、研究主题 对十八届三中全会通过的《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》中农村产权改革政策的分析。 三、发展历程 1978年,十一届三中全会后确立家庭联产承包责任制:家庭联产承包责任制是指农户以家庭为单位向集体组织承

包土地等生产资料和生产任务的农业生产责任制形式。是以家庭承包经营为基础、统分结合的双层经营体制。 2003年3月1日施行《中华人民共和国土地承包法》赋予农民长期而有保障的土地使用权,国家依法保护农村土地承包关系的长期稳定。国家实行农村土地承包经营制度,农村土地承包后,土地的所有权性质不变。承包地不得买卖。 2008年10月12日,十七届三中全会通过《中共中央关于推进农村改革发展若干重大问题的决定》[指出,按照依法自愿有偿原则,允许农民以转包、出租、互换、转让、股份合作等形式流转土地承包经营权,发展多种形式的适度规模经营。 xx年11月12日,十八届三中全会通过决定,建立城乡统一的建设用地市场,允许工业、商业、综合等性质的经营性建设用地出让、租赁、入股。最终实现与国有土地同等入市、同权同价;赋予农民更多财产权利。赋予农民对集体资产股份占有、收益、有偿退出及抵押、担保、继承权。选择若干试点,慎重稳妥推进农民住房财产权抵押、担保、转让。 四、案例分析 (一)案例背景信息 十一届三中全会以来的改革红利,已基本释放完毕,后发劣势日渐彰显。在双轨制之下,各种特殊利益集团逐渐成型。经济改革尚未最终完成,政治、社会、文化等领域的改

案例分析报告范文2篇汇总word版

案例分析报告范文2篇 【篇一】 标题××× 分析背景和目标、基本情况、分析所用的理论介绍、分析过程、相关问题讨论和对策探讨、进一步的思考等 一、选题范围 在具体的案例或者某一类型的案例做分析报告。 二、报告内容 所有报告均应为对实际案例的分析论证,包括以下几方面内容 案由 即对案例提供内容的高度概括, 案情

案情材料应当事实完整、要素齐备、行文简洁、层次清晰、,涉及个人隐私的,须进行必要的技术处理,不得使用与案件原始材料相同的当事人名称、地名等具有明确指向性的内容(案件原始材料应当附随报告提交,并注明案件来源或被调查的单位和个人)。 案件焦点 应当根据案情归纳、提炼、列举出案件焦点所在,如“本案焦点在于关于合同的效力问题;关于合同的履行方式问题等。 争议与分歧意见 从学理和司法实践的角度,提炼出法学理论研究的问题,应当至少具有两种以上的观点、主张或意见,并清晰、明了地叙明各自的理由及其依据。 研究结论 应当明确表作者对于案件性质或其处理意见的观点和看法,并从法学理论和法律规定两方面详细阐明其理由和依据,使研究结论有助于解决案例本身,或者为解决类似案件提供有益帮助,或者提出理论上需要深化的问题。

一个完整的案例分析材料应包括以下几个基本要素 摘要 关键词 正文 a) 其中正文包括以下几个部分 i. ii. 绪论(包括研究背景,本行业情况,本公司概况) 公司生产经营情况分析(包括公司取得的成绩与存在的问题) iii. 公司拟采取的解决问题的对策分析与相关文献理论(即针对公司存在的问题现拟采取解决措施) iv. v.

vi. 基本结论与对策建议案例问题讨论参考文献资料 尾页要有参考文献 例,参考文献 [1] 甘肃省统计局.甘肃年鉴2009[N] .北京中国统计出版社,200 [2] 任家强,董琳瑛.基于空间统计分析的辽宁省县域经济空间差异研究[J].经济地理,xxxx,(9)1435-143 [3] 胡青峰,张子平.基于Geoda095i区域经济增长率的空间统计分析研究[J].测绘与空间地理信息,2007,(2)53-5 [4] 潘竟虎,冯兆东.甘肃省区域经济差异时空格局的ESDA-GIS[J].兰州大学学报(自然科学版),2008,(4)45-50. (目录) (正文) 5号,宋体,三级标题式,至少3000字。

统计学案例——相关回归分析

《统计学》案例——相关回归分析 案例一质量控制中的简单线性回归分析 1、问题的提出 某石油炼厂的催化装置通过高温及催化剂对原料的作用进行反应,生成各种产品,其中液化气用途广泛、易于储存运输,所以,提高液化气收率,降低不凝气体产量,成为提高经济效益的关键问题。 通过因果分析图和排列图的观察,发现回流温度是影响液化气收率的主要原因,因此,只有确定二者之间的相关关系,寻找适当的回流温度,才能达到提高液化气收率的目的。经认真分析仔细研究,确定了在保持原有轻油收率的前提下,液化气收率比去年同期增长1个百分点的目标,即达到12.24%的液化气收率。 2、数据的收集

目标值确定之后,我们收集了某年某季度的回流温度与液化气收率的30组数据(如上表),进行简单直线回归分析。 3.方法的确立 设线性回归模型为εββ++=x y 10,估计回归方程为x b b y 10?+= 将数据输入计算机,输出散点图可见,液化气收率y 具有随着回流温度x 的提高而降低的趋势。因此,建立描述y 与x 之间关系的模型时,首选直线型

是合理的。 从线性回归的计算结果,可以知道回归系数的最小二乘估计值 b 0=21.263和b 1=-0.229,于是最小二乘直线为 x y 229.0263.21?-= 这就表明,回流温度每增加1℃,估计液化气收率将减少0.229%。 (3)残差分析 为了判别简单线性模型的假定是否有效,作出残差图,进行残差分析。

从图中可以看到,残差基本在-0.5—+0.5左右,说明建立回归模型所依赖的假定是恰当的。误差项的估计值s=0.388。 (4)回归模型检验 a.显著性检验 在90%的显著水平下,进行t 检验,拒绝域为︱t ︱=︱b 1/ s b1︱>t α /2=1.7011。 由输出数据可以找到b 1和s b1,t=b 1/ s b1=-0.229/0.022=-10.313,于是拒绝原假设,说明液化气收率与回流温度之间存在线性关系。 b.拟合度检验 判定系数r 2=0.792。这意味着液化气收率的样本变差大约有80%可以由它与回流温度的线性关系来解释。 2r r ==-0.89 这样,r 值为y 与x 之间存在中高度的负线性关系提供了进一步的证据。 由于n ≥30,我们近似确定y 的90%置信区间为: s z y )(?2 α±=21.263-0.229x ±1.282×0.388 = 21.263-0.229x ± 0.497

多元逐步回归算法

逐步回归分析的基本思想 在实际问题中, 人们总是希望从对因变量y有影响的诸多变量中选择一些变量作为自变量, 应用多元回归分析的方法建立“最优”回归方程以便对因变量y进行预报或控制。所谓“最优”回归方程, 主要是指希望在回归方程中包含所有对因变量y影响显著的自变量而不包含对影响不显著的自变量的回归方程。逐步回归分析正是根据这种原则提出来的一种回归分析方法。它的主要思路是在考虑的全部自变量中按其对y的作用大小, 显著程度大小或者说贡献大小, 由大到小地逐个引入回归方程, 而对那些对作用不显著的变量可能始终不被引人回归方程。另外, 己被引人回归方程的变量在引入新变量后也可能失去重要性, 而需要从回归方程中剔除出去。引人一个变量或者从回归方程中剔除一个变量都称为逐步回归的一步, 每一步都要进行F检验, 以保证在引人新变量前回归方程中只含有对y 影响显著的变量, 而不显著的变量已被剔除。 逐步回归分析的实施过程是每一步都要对已引入回归方程的变量计算其偏回归平方和(即贡献), 然后选一个偏回归平方和最小的变量, 在预先给定的水平下进行显著性检验, 如果显著则该变量不必从回归方程中剔除, 这时方程中其它的几个变量也都不需要剔除(因为其它的几个变量的偏回归平方和都大于最小的一个更不需要剔除)。相反, 如果不显著, 则该变量要剔除, 然后按偏回归平方和由小到大地依次对方程中其它变量进行检验。将对影响不显著的变量全部剔除, 保留的都是显著的。接着再对未引人回归方程中的变量分别计算其偏回归平方和, 并选其中偏回归平方和最大的一个变量, 同样在给定水平下作显著性检验, 如果显著则将该变量引入回归方程, 这一过程一直继续下去, 直到在回归方程中的变量都不能剔除而又无新变量可以引入时为止, 这时逐步回归过程结束。 在供选择的m个自变量中,依各自变量对因变量作用的大小,即偏回归平方和(partial regression sum of squares)的大小,由大到小把自变量依次逐个引入。每引入一个变量,就 ≤时,将该自变量引入回归方程。新变量引入回归方程后,对方对它进行假设检验。当Pα 程中原有的自变量也要进行假设检验,并把贡献最小且退化为不显著的自变量逐个剔出方程。因此逐步回归每一步(引入一个自变量或剔除一个自变量)前后都要进行假设检验,直至既没有自变量能够进入方程,也没有自变量从方程中剔除为止。回归结束,最后所得方程即为所求得的“最优”回归方程。 逐步回归分析的特点:双向筛选,即引入有意义的变量(前进法),剔除无意义变量(后退法) 多元线性回归的应用 1.影响因素分析 2.估计与预测用回归方程进行预测时,应选择 具有较高2 R值的方程。 3.统计控制指利用回归方程进行逆估计,即通 过控制自变量的值使得因变量Y为 给定的一个确切值或者一个波动范 围。此时,要求回归方程的2R值要 大,回归系数的标准误要小。 1.样本含量 应注意样本含量n与自变量个数m的比例。通常,

spss多元回归分析报告案例

企业管理 对居民消费率影响因素的探究 --- 以湖北省为例改革开放以来,我国经济始终保持着高速增长的趋势,三十多年间综合国力得到显著增强,但我国居民消费率一直偏低,甚至一直有下降的趋势。居民消费率的偏低必然会导致我国内需的不足,进而会影响我国经济的长期健康发展。 本模型以湖北省1995年-2010 年数据为例,探究各因素对居民消费率的影响及多元关系。(注:计算我国居民的消费率,用居民的人均消费除以人均GDP,得到居民的消费率)。通常来说,影响居民消费率的因素是多方面的,如:居民总 收入,人均GDP,人口结构状况1(儿童抚养系数,老年抚养系数),居民消费价格指数增长率等因素。 1. 人口年龄结构一种比较精准的描述是:儿童抚养系数(0-14 岁人口与15-64 岁人口的比值)、老年抚养系数(65岁及以上人口与15-64岁人口的比值〉或总抚养系数(儿童和老年抚养系数之和)。0-14岁人口比例与65岁及以上人口比例可由《湖北省统计年鉴》查得。

注:数据来自《湖北省统计年鉴》) 、计量经济模型分析 (一)、数据搜集 根据以上分析,本模型在影响居民消费率因素中引入6个解释变量。X1:居民总收入(亿元),X2:人口增长率(‰),X3:居民消费价格指数增长率,X4:少儿抚养系数,X5:老年抚养系数,X6:居民消费占收入比重(%)。 X3:居民 X2:人口X6:居民 Y:消费率(%)X1:总收入 (亿元) 增长率 (‰) 消费价格 指数增长 率 X4:少儿X5:老年 消费比重 (%) 抚养系数抚养系数 1995 51.96 1590.75 9.27 17.1 45.3 9.42 68.9 1997 50.35 2033.68 8.12 2.8 41.1 9.44 70.72 2000 44.96 2247.25 3.7 0.4 39 9.57 70.93

项目二 相关与回归分析报告案例及练习要求

项目二:相关与回归分析 一、实验目的 1、掌握Pearson简单相关分析方法,并根据相关系数判断两变量的相关程度。 2、熟悉偏相关系数、Kendall tau-b和Spearman等级相关系数的计算方法,理解其区别与联系。 3、掌握一元与多元回归分析方法,对回归模型估计和检验,并对结果进行分析。 4、了解曲线回归分析方法。并对回归结果进行分析。 二、实验内容和要求 1、现有杭州市区 1978-2014 年的 GDP、城镇居民年人均可支配收入和年人均消费支出的数据资料(example1.sav),如下:

数据来源:历年《杭州统计年鉴》和《2014年杭州市国民经济和社会发展统计公报》。 要求: (1)求人均可支配收入、GDP、人均消费性支出与消费价格指数的双变量Pearson相关系数。 相关性 income bcpi income Pearson 相关性 1 .841**显著性(双侧).000 N 37 37 bcpi Pearson 相关性.841** 1 显著性(双侧).000 N 37 37 **. 在 .01 水平(双侧)上显著相关。 相关性 gdp bcpi gdp Pearson 相关性 1 .751**显著性(双侧).000 N 37 37 bcpi Pearson 相关性.751** 1 显著性(双侧).000 N 37 37 **. 在 .01 水平(双侧)上显著相关。

相关性 payout bcpi payout Pearson 相关性 1 .873**显著性(双侧).000 N 37 37 bcpi Pearson 相关性.873** 1 显著性(双侧).000 N 37 37 **. 在 .01 水平(双侧)上显著相关。 (2)画出人均可支配收入与人均消费支出的散点图,求人均消费支出倚人均可支配收入的直线回归方程,解释方程结果,并给出方程的估计标准误差。

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

SAS系统和数据分析逐步回归分析

SAS系统和数据分析逐步回归分析

电子商务系列 第三十三课逐步回归分析 一、逐步回归分析 在一个多元线性回归模型中,并不是所有的自变量都与因变量有显著关系,有时有些自变量的作用可以忽略。这就产生了怎样从大量可能有关的自变量中挑选出对因变量有显著影响的部分自变量的问题。 在可能自变量的整个集合有40到60个,甚至更多的自变量的情况下,使用“最优”子集算法可能并不行得通。那么,逐步产生回归模型要含有的X变量子集的自动搜索方法,可能是有效的。逐步回归方法可能是应用最广泛的自动搜索方法。这是在求适度“好”的自变量子集时,同所有可能回归的方法比较,为节省计算工作量而产生的。从本质上说,这种方法在每一步增加或剔除一个X变量时,产生一系列回归模型。增加或剔除一个X变量的准则,可以等价地用误差平方和缩减量、偏相关系数或F统计量来表示。 无疑选择自变量要靠有关专业知识,但是作

电子商务系列 为起参谋作用的数学工具,往往是不容轻视的。通常在多元线性模型中,我们首先从专业角度选择有关的为数众多的因子,然后用数学方法从中选择适当的子集。本节介绍的逐步回归法就是人们在实际问题中常用的,并且行之有效的方法。 逐步回归的基本思想是,将变量一个一个引入,引入变量的条件是偏回归平方和经检验是显著的,同时每引入一个新变量后,对已选入的变量要进行逐个检验,将不显著变量剔除,这样保证最后所得的变量子集中的所有变量都是显著的。这样经若干步以后便得“最优”变量子集。 逐步回归是这样一种方法,使用它时每一步只有一个单独的回归因子引进或从当前的回归模型中剔除。Efroymoson (1966)编的程序中,有两个F 水平,记作F in 和F out ,在每一步时,只有一个回归因子,比如说X i ,如果剔除它可能引起RSS 的减少不超过残差均方MSE (即ESS/(N-k-1))的F out 倍,则将它剔除;这就是在当前的回归模型中,用来检验βi =0的F 比MSE x x x RSS x x x x RSS i i i /)),,(),,,((121121--- 是小于或等于F out 。 若剔除的变量需要选择,则就选择使RSS 减

相关分析与回归分析实例

相关与回归分析法探究实例 ——上海市城市居民家庭人均可支配收入与 储蓄存款关系的统计分析 系别经济系 专业金融学 学号 姓名 指导教师 2011年1月1日

上海市城市居民家庭人均可支配收入与储蓄存款关系的统计分析 摘要:随着中国经济的迅速发展,我国居民的消费水平不断提高,居民储蓄存款作为消费支出的重要组成部分,直接关系到国家对资金的合理使用。本文采用相关分析与回归分析方法,对上海市居民家庭人均可支配收入与储蓄存款进行了定量地分析,探求了二者之间的关系。所得结论对研究中国居民储蓄行为的规律具有一定的参考价值。 关键词:居民家庭人均可支配收入,储蓄存款,相关分析,回归分析 自经济体制改革以后,我国国民收入分配的格局发生巨大变化。变化之一是居民收入在国民收入中的比重迅速提高。这使居民的消费和储蓄行为对于经济发展有越来越重要的意义。居民储蓄存款是社会总储蓄的重要组成部分,也是推动经济增长的重要资源。居民储蓄的快速增长,是我国经济发展的重要资金来源,是改革开放顺利进行的重要保证。过度储蓄构成经济的一种潜在威胁甚至现实扭曲,它的负面影响也不容忽视。为了了解我国居民储蓄的现状,认真分析影响居民储蓄变动的主要因素——居民家庭人均可支配收入,本文采用了多元统计中的相关分析及回归方法,借助于SPSS,对1997—2009年上海市城市居民家庭人均可支配收入与储蓄存款进行了分析和评价。 1.选择指标,收集数据资料 西方经济学通行的储蓄概念是,储蓄是货币收入中没有用于消费的部分。这种储蓄不仅包括个人储蓄,还包公公司储蓄、政府储蓄。储蓄的内容有在银行的存款、购买的有价证券及手持现金等。在其他条件不变的情况下,个人可支配收入与居民储蓄是正比例函数关系,是居民储蓄存款增长的基本因素。本文遵循了可比性、可操作性等原则,指标记为年份分别为a1,a2,a3,……,a11,a12,a13;人均可支配收入分别为b1,b2,b3,……,b11,b12,b13;居民储蓄存款分别为c1,c2,c3,……,c11,c12,c13。本文研究所分析的数据资料来源于上海统计网——上海统计年鉴2010目录。 表8.13 主要年份城市居民家庭人均可支配收入 单位:元 1997 8 439 5 969 150 69 2 251 1998 8 773 6 004 98 57 2 614 1999 10 932 7 326 156 68 3 382 2000 11 718 7 832 120 65 3 701 2001 12 883 7 975 119 39 4 750 2002 13 250 7 915 436 94 4 805 2003 14 867 10 097 377 130 4 263 2004 16 683 11 422 507 215 4 539 2005 18 645 12 409 798 292 5 146 2006 20 668 13 962 959 300 5 447 2007 23 623 16 598 1 158 369 5 498 2008 26 675 18 909 1 399 369 5 998 2009 28 838 19 811 1 435 474 7 118 注:本表数据为城市居民家庭收支抽样调查资料,由国家统计局上海调查总队提供。

案例分析报告范文6篇

案例分析报告范文6篇 案例分析报告范文篇一:标题 分析背景和目标、基本情况、分析所用的理论介绍、分析过程、相关问题讨论和对策探讨、进一步的思考等 一、选题范围 在具体的案例或者某一类型的案例做分析报告。 二、报告内容 所有报告均应为对实际案例的分析论证,包括以下几方面内容: 1.案由 即对案例提供内容的高度概括, 2.案情 案情材料应当事实完整、要素齐备、行文简洁、层次清晰、,涉及个人隐私的,须进行必要的技术处理,不得使用与案件原始材料相同的当事人名称、地名等具有明确指向性的内容(案件原始材料应当附随报告提交,并注明案件来源或被调查的单位和个人)。 3.案件焦点 应当根据案情归纳、提炼、列举出案件焦点所在,如本案焦点在于:1.关于合同的效力问题;关于合同的履行方式问题;3等。 4.争议与分歧意见 从学理和司法实践的角度,提炼出法学理论研究的问

题,应当至少具有两种以上的观点、主张或意见,并清晰、明了地叙明各自的理由及其依据。 5.研究结论 应当明确表作者对于案件性质或其处理意见的观点和看法,并从法学理论和法律规定两方面详细阐明其理由和依据,使研究结论有助于解决案例本身,或者为解决类似案件提供有益帮助,或者提出理论上需要深化的问题。 一个完整的案例分析材料应包括以下几个基本要素: 摘要 关键词 正文 a) 其中正文包括以下几个部分 i. ii. 绪论(包括研究背景,本行业情况,本公司概况) 公司生产经营情况分析(包括公司取得的成绩与存在的问题) iii. 公司拟采取的解决问题的对策分析与相关文献理论(即针对公司存在的问题现拟采取解决措施) iv. v. vi. 基本结论与对策建议案例问题讨论参考文献资料 尾页要有参考文献 例,参考文献: [1] 甘肃省统计局.甘肃年鉴20xx[N] .北京:中国统计

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: 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)

逐步回归分析计算法

前面我们介绍了通过回归的基本思想是将变量逐一引入回归方程,先建立与y相关最密切的一元线性回归方程,然后再找出第二个变量,建立二元线性回归方程,…。在每一步中都要对引入变量的显著性作检验,仅当其显著时才引入,而每引入一个新变量后,对前面已引进的变量又要逐一检验,一旦发现某变量变得不显著了,就要将它剔除。这些步骤反复进行,直到引入的变量都是显著的而没有引入的变量都是不显著的时,就结束挑选变量的工作,利用所选变量建立多元线性回归方程。为实现上述思想,我们必须在解方程组的同时,求出其系数矩阵的逆矩阵。为节约内存,计算过程中在消去x k时用了如下变换公式——求解求逆紧凑变换。 一、求解求逆紧凑变换 求解求逆紧凑变换记作L k,其基本变换关系式为: (2-3-30)当对(2-3-27)的增广矩阵 (2-3-31) 依次作L1,L2,…,L m-1变换后,所得矩阵的前m-1列,便是系数矩阵的逆矩阵,最后一列便是(2-3-27)的解,即

求解求逆紧凑变换具有以下性质: (1) 若对作了L k1, L k2,…,L k L变换,则得如下子方程组 (2-3-32) 的解及相应的系数矩阵的逆矩阵,其中k1,k2,…,k l互不相同,若记 L k1L k2…L kl,则 (2-3-33) ,j=1,2,…,l (2) L i L j =L j L i,即求解求逆紧凑变换结果与变换顺序无关。 (3) L k L k = (4) 若,ij=1,2,…,m-1,记 L k1L k2…L kl 则中的元素具有以下性质: 式中上行为对作了变换L i,L j或两个变换均未作过;下行为对作过变换L i和L j之一。

相关分析与回归分析实例doc资料

相关分析与回归分析 实例

相关与回归分析法探究实例 ——上海市城市居民家庭人均可支配收入与 储蓄存款关系的统计分析 系别经济系 专业金融学 学号 姓名 指导教师 2011年1月1日

上海市城市居民家庭人均可支配收入与储蓄存款关系的统计分析 摘要:随着中国经济的迅速发展,我国居民的消费水平不断提高,居民储蓄存款作为消费支出的重要组成部分,直接关系到国家对资金的合理使用。本文采用相关分析与回归分析方法,对上海市居民家庭人均可支配收入与储蓄存款进行了定量地分析,探求了二者之间的关系。所得结论对研究中国居民储蓄行为的规律具有一定的参考价值。 关键词:居民家庭人均可支配收入,储蓄存款,相关分析,回归分析 自经济体制改革以后,我国国民收入分配的格局发生巨大变化。变化之一是居民收入在国民收入中的比重迅速提高。这使居民的消费和储蓄行为对于经济发展有越来越重要的意义。居民储蓄存款是社会总储蓄的重要组成部分,也是推动经济增长的重要资源。居民储蓄的快速增长,是我国经济发展的重要资金来源,是改革开放顺利进行的重要保证。过度储蓄构成经济的一种潜在威胁甚至现实扭曲,它的负面影响也不容忽视。为了了解我国居民储蓄的现状,认真分析影响居民储蓄变动的主要因素——居民家庭人均可支配收入,本文采用了多元统计中的相关分析及回归方法,借助于SPSS,对1997—2009年上海市城市居民家庭人均可支配收入与储蓄存款进行了分析和评价。 1.选择指标,收集数据资料 西方经济学通行的储蓄概念是,储蓄是货币收入中没有用于消费的部分。这种储蓄不仅包括个人储蓄,还包公公司储蓄、政府储蓄。储蓄的内容有在银行的存款、购买的有价证券及手持现金等。在其他条件不变的情况下,个人可支配收入与居民储蓄是正比例函数关系,是居民储蓄存款增长的基本因素。本文遵循了可比性、可操作性等原则,指标记为年份分别为a1,a2,a3,……,a11,a12,a13;人均可支配收入分别为b1,b2,b3,……,b11,b12,b13;居民储蓄存款分别为c1,c2,c3,……,c11,c12,c13。本文研究所分析的数据资料来源于上海统计网——上海统计年鉴2010目录。 表8.13 主要年份城市居民家庭人均可支配收入 单位:元 1997 8 439 5 969 150 69 2 251 1998 8 773 6 004 98 57 2 614 1999 10 932 7 326 156 68 3 382 2000 11 718 7 832 120 65 3 701 2001 12 883 7 975 119 39 4 750 2002 13 250 7 915 436 94 4 805 2003 14 867 10 097 377 130 4 263 2004 16 683 11 422 507 215 4 539 2005 18 645 12 409 798 292 5 146 2006 20 668 13 962 959 300 5 447 2007 23 623 16 598 1 158 369 5 498 2008 26 675 18 909 1 399 369 5 998 2009 28 838 19 811 1 435 474 7 118 注:本表数据为城市居民家庭收支抽样调查资料,由国家统计局上海调查总队提供。 表8.10 居民储蓄存款(1997~2009)

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