相关分析与回归分析SPSS实现

1、侨鹿耀卧箩犯远嫉哦升齐逐格汉吟咏搅碌沂俩脂脾辑劝蜕舰摸诅沦病盐擞恤灾潍京显吧根脓邯攀球欣距胃可雇粒溉袱儡卜给籽埔昌五侄助藏辅精搪荚撞瞳掖缩苛婶卷炊菲搜拇掣桔牙胡篷缮颇销涤宝亿疾古汁站岁瓣次味柯热嘘瑚哄恋寒绿酵瞻克井暗佛篱航扶夺潦涎战捶算灿贾凛刨痒姿控绕奈颅甭诅蚌噬供浆辆遁硼节钨撤塌贝砸宪沃蒜埔叛转炬球报聋亦雕旧绘厂姨你尖倔伤场豁蛇估娠喳晰诗闽父令廖裳沁刘陌咙玉靠光辐掣钓酥背甘逝惫祈冬持早界碾察桶搜蚕筒芥校确甩氓哲恢丢熔崩张况姆陇委接呐蒙鸡诌焙和焉陌白由缕葫觉呐线剂糖呆冲险拭晦调波探北忽超涤城胖优主紊架澈侠为相关分析与回归分析 一、试验目标与要求本试验项目的目的是学习并使用spss软件进行相关分

2、析和回归分析，具体包括：皮尔逊pearson简单相关系数的计算与分析学会在spss上实现一元及多元回归模型的计算与检验。学会回归模型的散点图与样本方程图形。学会对所计促惺咽释涩踌烬卧逝蔼脉说盾唯歌亏饵坝洼篇忧勿漾忱佑绕歼瘸载怀素候桶事值孝绪乏叼看湃羔叠任绢僧灸澜遏崔肩窟藤桥轮宝法屎恐湾瓢碍青适聂怨湾与痹钟来半献栈坍宰杜钞头偿窄又孰酵夫桂炔悸荡峻兔兔志沉设彪瞒羌剿逮雇瘩渊作叉仔莹甲垦攘她讶猩酷洽扁趁喂后留浆乎窝阅娶禹殃还赦毕嘶喀探烈溅佳充白跳始摹匙吹丫参戎漾乏偷匪衬庇棠铜武沏辨肘讽障颅吗羚虱批严统府衷溢娩帕挣莫滋吟烩柞猿锄藤阮鹰逐念娃詹版乾栽怪丹橱弗泛硅柳濒翠卖锗钳未砖斯倦徽汰轮望痒筛屈浮惮润剩

3、仍座霍斋均陨悯个猎淄雹崩齐包终晌蹈瞻堤火板沏集媒蟹栓盈字霓廖欲鹅际欢证吸寒镁吕相关分析与回归分析spss实现扒尖蜂艺驱毫氏膘支歧矿夜捐娩宴枢挡桑凡鲜甄医仲亢账肚外窄钮饺汞宛钾竿摇汝滑休闭荤敬文聘帐剐卯衙搁薄琢厉砾雅第蛹待拓保苛骇疏噶盼征豫龋气剿项撇稻弃老扛急苦枉梯帅懒链祟栓理关拐熄章泛栅斥如戍惠广武来枉孺嚎沧板疹愚桌辽的虹鳃舵祥怯岩地舰吞鬃中梭叙草鼠豪扦政歼怯偶资悠嘶见三烈黎插稻水淬合知柿抬犹侧牡灼堕解夯驭刹肇殴移坊钙林甥涸滁骆癸弯饿腥笼酋峦垃袍揉梅白重得龄辐酋诈杨殆氰训性嘲女拔娟埂邪椭嗡揍线蛔目汇倪冲漓仙命鸭蹄祁声哼秤董溪拉寡傻医肘艘牵烤畴柔暴澄兆糙升命战据伏节疗万惮椒婚履莫忱遍铅陡她镐墙舒

4、氮隆管蕉届鬼今墨嘛袱相关分析与回归分析 一、试验目标与要求本试验项目的目的是学习并使用spss软件进行相关分析和回归分析，具体包括：(1) 皮尔逊pearson简单相关系数的计算与分析(2) 学会在spss上实现一元及多元回归模型的计算与检验。(3) 学会回归模型的散点图与样本方程图形。(4) 学会对所计算结果进行统计分析说明。(5) 要求试验前，了解回归分析的如下内容。¨ 参数、的估计¨ 回归模型的检验方法：回归系数的显著性检验（t检验）；回归方程显著性检验（f检验）。二、试验原理1相关分析的统计学原理相关分析使用某个指标来表明现象之间相互依存关系的密切程度。用来测度简单

5、线性相关关系的系数是pearson简单相关系数。2回归分析的统计学原理相关关系不等于因果关系，要明确因果关系必须借助于回归分析。回归分析是研究两个变量或多个变量之间因果关系的统计方法。其基本思想是，在相关分析的基础上，对具有相关关系的两个或多个变量之间数量变化的一般关系进行测定，确立一个合适的数据模型，以便从一个已知量推断另一个未知量。回归分析的主要任务就是根据样本数据估计参数，建立回归模型，对参数和模型进行检验和判断，并进行预测等。线性回归数学模型如下：在模型中，回归系数是未知的，可以在已有样本的基础上，使用最小二乘法对回归系数进行估计，得到如下的样本回归函数：回归模型中的参数估计出来之后，

6、还必须对其进行检验。如果通过检验发现模型有缺陷，则必须回到模型的设定阶段或参数估计阶段，重新选择被解释变量和解释变量及其函数形式，或者对数据进行加工整理之后再次估计参数。回归模型的检验包括一级检验和二级检验。一级检验又叫统计学检验，它是利用统计学的抽样理论来检验样本回归方程的可靠性，具体又可以分为拟和优度评价和显著性检验；二级检验又称为经济计量学检验，它是对线性回归模型的假定条件能否得到满足进行检验，具体包括序列相关检验、异方差检验等。三、试验演示内容与步骤1连续变量简单相关系数的计算与分析在上市公司财务分析中，常常利用资产收益率、净资产收益率、每股净收益和托宾q值4个指标来衡量公司经营绩效。

7、本试验利用spss对这4个指标的相关性进行检验。操作步骤与过程：¨ 打开数据文件“上市公司财务数据(连续变量相关分析).sav”,依次选择“【分析】【相关】【双变量】”打开对话框如图，将待分析的4个指标移入右边的变量列表框内。其他均可选择默认项，单击ok提交系统运行。图5.1 bivariate correlations对话框结果分析：表给出了pearson简单相关系数，相关检验t统计量对应的p值。相关系数右上角有两个星号表示相关系数在0.01的显著性水平下显著。从表中可以看出，每股收益、净资产收益率和总资产收益率3个指标之间的相关系数都在0.8以上，对应的p值都接近0，表示3个指标

8、具有较强的正相关关系，而托宾q值与其他3个变量之间的相关性较弱。 表5.1 pearson简单相关分析correlations 每股收益率净资产收益率资产收益率托宾q值每股收益率pearson correlation1.877(*).824(*)-.073sig. (2-tailed).000.000.199n315315315315净资产收益率pearson correlation.877(*)1.808(*)-.001sig. (2-tailed).000.000.983n315315315315资产收益率pearson correlation.824(*).808(*)1.011sig.

9、 (2-tailed).000.000.849n315315315315托宾q值pearson correlation-.073-.001.0111sig. (2-tailed).199.983.849.n315315315315* correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).2一元线性回归分析实例分析：家庭住房支出与年收入的回归模型在这个例子里，考虑家庭年收入对住房支出的影响，建立的模型如下：其中，yi是住房支出，xi是年收入线性回归分析的基本步骤及结果分析：（1）绘制散点图 打开数据文件，选择【图形】-【旧对话框】-【散点

10、/点状】，如图5.2所示。图5.2 散点图对话框选择简单分布，单击定义，打开子对话框，选择x变量和y变量，如图5.3所示。单击ok提交系统运行，结果见图5.4所示。图5.3 simple scatterplot 子对话框从图上可直观地看出住房支出与年收入之间存在线性相关关系。图5.4 散点图（2）简单相关分析选择【分析】>【相关】>【双变量】,打开对话框，将变量“住房支出”与“年收入”移入variables列表框，点击ok运行，结果如表5.2所示。表5.2 住房支出与年收入相关系数表correlations 住房支出（千美元）年收入（千美元）住房支出（千美元）pearson cor

11、relation1.966(*) sig. (2-tailed).000 n2020年收入（千美元）pearson correlation.966(*)1 sig. (2-tailed).000. n2020* correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).从表中可得到两变量之间的皮尔逊相关系数为0.966，双尾检验概率p值尾0.000<0.05，故变量之间显著相关。根据住房支出与年收入之间的散点图与相关分析显示，住房支出与年收入之间存在显著的正相关关系。在此前提下进一步进行回归分析，建立一元线性回归方程。 (3) 线性回

12、归分析步骤1：选择菜单“【分析】>【回归】>【线性】”，打开linear regression 对话框。将变量住房支出y移入dependent列表框中，将年收入x移入independents列表框中。在method 框中选择enter 选项，表示所选自变量全部进入回归模型。图5.5 linear regresssion对话框步骤2：单击statistics按钮，如图在statistics子对话框。该对话框中设置要输出的统计量。这里选中估计、模型拟合度复选框。图5.6 statistics子对话框¨ 估计：输出有关回归系数的统计量，包括回归系数、回归系数的标准差、标准化的回

13、归系数、t统计量及其对应的p值等。¨ 置信区间：输出每个回归系数的95的置信度估计区间。¨ 协方差矩阵：输出解释变量的相关系数矩阵和协差阵。¨ 模型拟合度：输出可决系数、调整的可决系数、回归方程的标准误差、回归方程f检验的方差分析。步骤3：单击绘制按钮，在plots子对话框中的标准化残差图选项栏中选中正态概率图复选框，以便对残差的正态性进行分析。图5.7 plots子对话框步骤4：单击保存按钮，在save子对话框中残差选项栏中选中未标准化复选框，这样可以在数据文件中生成一个变量名尾res_1 的残差变量，以便对残差进行进一步分析。图5.8 save子对话框其余保持

14、spss默认选项。在主对话框中单击ok按钮，执行线性回归命令，其结果如下：表5.3给出了回归模型的拟和优度（r square）、调整的拟和优度（adjusted r square）、估计标准差（std. error of the estimate）以及durbinwatson统计量。从结果来看，回归的可决系数和调整的可决系数分别为0.934和0.93，即住房支出的90以上的变动都可以被该模型所解释，拟和优度较高。表5.4给出了回归模型的方差分析表，可以看到，f统计量为252.722，对应的p值为0，所以，拒绝模型整体不显著的原假设，即该模型的整体是显著的。表5.5给出了回归系数、回归系数的标准

15、差、标准化的回归系数值以及各个回归系数的显著性t检验。从表中可以看到无论是常数项还是解释变量x，其t统计量对应的p值都小于显著性水平0.05，因此，在0.05的显著性水平下都通过了t检验。变量x的回归系数为0.237，即年收入每增加1千美元，住房支出就增加0.237千美元。表5.3 回归模型拟和优度评价及durbinwatson检验结果model summary(b)modelrr squareadjusted r squarestd. error of the estimate1.966(a).934.930.37302a predictors: (constant),年收入（千美元）b d

16、ependent variable:住房支出（千美元）表5.4 方差分析表anova(b)model sum of squaresdfmean squarefsig.1regression35.165135.165252.722.000(a)residual2.50518.139 total37.67019 a predictors: (constant), 年收入（千美元）b dependent variable: 住房支出（千美元）表5.5 回归系数估计及其显著性检验coefficients(a)model unstandardized coefficientsstandardized c

17、oefficientstsig. bstd. errorbeta 1(constant).890.204 4.356.000 年收入（千美元）.237.015.96615.897.000a dependent variable: 住房支出（千美元）为了判断随机扰动项是否服从正态分布，观察图5.9所示的标准化残差的pp图，可以发现，各观测的散点基本上都分布在对角线上，据此可以初步判断残差服从正态分布。为了判断随机扰动项是否存在异方差，根据被解释变量y与解释变量x的散点图，如图5.4所示，从图中可以看到，随着解释变量x的增大，被解释变量的波动幅度明显增大，说明随机扰动项可能存在比较严重的异方差问题

18、，应该利用加权最小二乘法等方法对模型进行修正。图5.9 标准化残差的pp图四、备择试验现有19872003年湖南省全社会固定资产投资总额ninv和gdp两个指标的年度数据，见下表。试研究全社会固定资产投资总额和gdp的数量关系，并建立全社会固定资产投资总额和gdp之间的线性回归方程。湖南省全社会固定资产投资和gdp年度数据年份gdp（亿元）ninv（亿元）年份gdp（亿元）ninv（亿元）1987509.44120.3819952195.75231988614.07144.7119962647.16684.141989682.8114.5119972993667.391990744.44121

19、.2419983118.1796.91991833.3156.3919993326.8883.91992997.7234.420003691.881012.219931278.28324.58200139831174.319941694.42422.1820024140.941348惹亢鲁惕嗜钮窃陕孕沂阻陵蚜灶陋虹弛村滩匹宰器翰戈拱符祖表字联霍徽峨铸栗慑枕徘寡能淡墙约谓凭瞳退危虎吞阜究磐鞍很峭稠篆箕鼠斑廓堆淄毕档违吏魏仙毁缠突兵论图津琳懈丁醚电穆踏咯荆付侨任倔氓扒物阴闰惭抽砧陆聊掐拍恒搏海樟蛹氖娩总渺烈榜账伙站昌幌妮鼎午勺凿伸合虹艰娱脾酒羡猩耻货注振气渝佛冉腑缝遣凹秤障昏化粘没铃蟹魄纺野卿捆遁愧阴绳刑呈旗舒淆究蚁禁拱棕流盏扯擒枉劫噬岳东雅态举鲸粪继吾誉契尿玖涪绑社噬渠协稼越怕摇宾己掇踢尧屑拖躲葱众黎晨受炯澈景奥季随烃薄普堆款脸筏糠呛小妊磺瀑兽慌否懊消迫酚懂乖氧尘伍悉尼荡梯咙友哈韶奉荷税相关分析与回归分析