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文档简介
应用回归分析课后答案
第二章一元线性回归
2.14解答:EXCEL结果:
SUMMARYOUTPUT
回归统计
MultipleR0.944911
RSquare0.892857
AdjustedRSquare0.857143
标准误差0.597614
观测值5
方差分析
dfSSMSFSignificanceF
回归分析18.9285718.928571250.015392
残差31,0714290.357143
总计410
Coefficients标准误差tStatP-valueLower95%Upper95%下限95.0%上限95.0%
Intercept-0.214290.6962-0.307790.778371-2.42992.001332-2.42992.001332
XVariable10.1785710.03571450.0153920.0649130.292230.0649130.29223
RESIDUALOUTPUT
观测值预测Y残差
11.571429-0.57143
21.5714290.428571
33.357143-0.35714
43.3571430.642857
55.142857-0.14286
SPSS结果:(1)散点图为:
4而大虏
CENTRALSOUTHUNIVERSITY
40.00000-
35.00000-
30.00000-
A25.00000-
20.00000-
15.00000-
10.00000-
1.000002.000003.000004.000005.00000
(2)x与y之间大致呈线性关系。
(3)设回归方程为y=/o+%x
AZx,/一〃xy
01=耳-------=7
JX,.2-A?(X)2
i=l
Bo-y~x=20—7x3=—1
.,.可得回归方程为y=-l+7x
A2]』tA2
⑷cr=-2L(y-y,)
n-2公;
1nAA2
=-SU-(A+Ax))
1(10-(-1+7x1))2+(10-(-1+7x2))2+(20-(-1+7X3))2
3+(20-(-1+7x4))2+(40-(-1+7X5))2
=#16+9+0+49+36]
=110/3
4而大虏
CENTRALSOUTHUNIVERSITY
A(J
(5)由于分iN1/3\,——)
Lxx
A
(J
服从自由度为n-2的t分布。因而
PI""可5"2)=l-«
a
A(JA
也即:P(尸i—%/2rp~<B\<Bi+1a/2
VL*
A1------1,-----
可得4的置信度为95%的置信区间为(7-2.353x§而,7+2.353x-V33)
即为:(2.49,11.5)
A
AN(A,(—+
n
饱=B0-Bo
服从自由度为n-2的t分布。因而
可得A的置信度为95%的置信区间为(-7.77,5.77)
2
4而大虏
CENTRALSOUTHUNIVERSITY
nA-
(6)X与y的决定系数/=(....-=490/600«0.817
i=\
(7)
ANOVA
x
平方和df均方F显著性
组间(组合)9.00024.5009.000.100
线性项加权的8.16718.16716.333.056
偏差.8331.8331.667.326
组内1.0002.500
总数10.0004
由于歹〉吃(1,3),拒绝“°,说明回归方程显著,x与y有显著的线性关系。
2
1n1nA
其中<y2(%-%)
n-2i=ln—2i=l
7xV10%y3.66
V33
3
ta/2=2.353
t=3.66>tan
••・接受原假设"0:以=0,认为片显著不为°,因变量y对自变量x的一元线性回归成立。
n--
£(七一%)(%—y)L
(9)相关系数r=「=
In-〃-TT
也(x「x)2£(y「y)—
Vi=li=l
707
=^=-0.904
V10x600V60
r小于表中a=l%的相应值同时大于表中a=5%的相应值,,x与y有显著的线性关系.
3
4而大虏
CENTRALSOUTHUNIVERSITY
(10)
序号XyAe
y
111064
221013-3
3320200
442027-7
5540346
残差图为:
残差图
5.00-
2.50-
o.oo-
-2.50-
-5.00-
从图上看,残差是围绕e=0随机波动,从而模型的基本假定是满足的。
(11)当广告费%=4.2万元时,销售收入%=28.4万元,置信度为95%的置信区间
近似为9±22,即(17.1,39.7)
2.15解答:
(1)散点图为:
4
4而大虏
CENTRALSOUTHUNIVERSITY
x与y散点图
5.00-
4.00-
3.00-
2.00-
1.00-
250.00500.00750.001000.001250.00
X
(2)x与y之间大致呈线性关系。
(3)设回归方程为y=/o+2]X
A(26370-21717)
B'=i=l=0.0036
(7104300-5806440)
i=l
4=y—/x=2.85—0.0036x762=0.1068
可得回归方程为y=0.1068+0.0036%
人2]J、A2
(4)o
n-2氢
1nAA21
=FX(%—(/O+6I%))
n-2仁
5
4而大虏
CENTRALSOUTHUNIVERSITY
=0.2305
b=0.4801
A<y
⑸由于4Wr—)
(A-伊仄
A
a
服从自由度为n-2的t分布。因而
PI立冬①<J/2(〃-2)=l-a
a
A(JA
也即:PlB\-tan-r=<B]+ta/2
\^xx
可得%的置信度为95%的置信区间为
(0.0036-1.860x0.4801/71297860,0.0036+1.860x0.4801/71297860)
即为:(0.0028,0.0044)
A
ANRJ+
n
B。—Bo=片一片
6
4而大虏
CENTRALSOUTHUNIVERSITY
可得自的置信度为95%的置信区间为(-0.3567,0.5703)
16.82027
(6)x与y的决定系数r~==0.908
18.525
(7)
ANOVA
平方和df均方F显著性
组间(组合)1231497.5007175928.2145.302.168
线性项加权的1168713.03611168713.03635.222.027
偏差62784.464610464.077.315.885
组内66362.500233181.250
总数1297860.0009
由于/〉心(1,9),拒绝8°,说明回归方程显著,x与y有显著的线性关系。
0.0036xJ1297860
=8.542
0.04801
垃〃=1.895
t=8.542>ta/2
:.接受原假设H0:1=0,认为用显著不为0,因变量y对自变量x的一元线性回归成立。
n--
—%)(3—y)
(9)相关系数i=l
i=li=l
4653
=0.9489
-71297860x18.525
7
4而大虏
CENTRALSOUTHUNIVERSITY
r小于表中«=1%的相应值同时大于表中a=5%的相应值,,x与y有显著的线性关系.
(10)
序号XyAe
y
18253.53.07680.4232
221510.88080.1192
3107043.95880.0412
455022.0868-0.0868
548011.8348-0.8348
692033.4188-0.4188
713504.54.9688-0.4668
83251.51.27680.2232
967032.51880.4812
10121554.48080.5192
从图上看,残差是围绕e=0随机波动,从而模型的基本假定是满足的。
(11)新保单/=1000时,需要加班的时间为■=3.7小时o
(12)%的置信概率为ba的置信区间精确为,0±*2(〃-2)"兀/
即为(2.7,4.7)
近似置信区间为:y0±2a,即(2.74,4.66)
(13)可得置信水平为『a的置信区间为J土a2(〃-2)匹2,即为(3.33,4.07).
2.16⑴散点图为:
8
4而大虏
CENTRALSOUTHUNIVERSITY
45000.
40000.00-
30000.00-
25000.00-
20000.00-
15000.00-
2000.004000.006000.008000.00
X
可以用直线回归描述y与x之间的关系.
(2)回归方程为:J=12112.629+3.314%
(3)
直方图
9
4而大摩
CENTRALSOUTHUNIVERSITY
回归标准化残差的标准P-P图
因变量:y
1.0-
0.8-
期
望0.6-
的
累
积
概
率0.4-
0.2-
IIIIII
0.00.20.40.60.81.0
观测的累积概率
从图上可看出,检验误差项服从正态分布。
第三章多元线性回归
3.11初始数据:
编号yxlx2x3
116070351
226075402.4
321065402
426574423
524072381.2
622068451.5
727578424
816066362
927570443.2
1025065423
10
4而大虏
CENTRALSOUTHUNIVERSITY
解:(1)用SPSS算出y,xl,x2,x3相关系数矩阵:
相关性
yxlx2x3
Pearson相关性y1.000.556.731.724
xl,5561.000.113.398
x2.731.1131.000.547
x3.724.398.5471.000
y.048.008.009
xl.048.378.127
x2.008.378.051
x3.009.127.051
Ny10101010
xl10101010
x210101010
x310101010
/1.0000.5560.7310.724\
0.5561.0000.1130.398
0.7310.1131.0000.547
所以,=\o.7240.3980.5471.000/
系数a
模型标准系
非标准化系数数B的95.0%置信区间)~日关性共线性统计量
B标准误差试用版tSig.卜限上限零阶偏部分容差VIF
(常量)-348.2176.459-1.974.096-780.083.500
8060
xl3.7541.933.3851.942.100-.9778.485.556.621.350.8251.211
x27.1012.880,5352.465.049.05314,149.731.709,444.6871.455
x312.44710.569.2771.178,284-13.4138.310.724.433,212,5861.708
5
a.因变量:y
(2)
所以三元线性回归方程为y=-348.28+3.754x1+7.101x2+12.447x3
11
4而大虏
CENTRALSOUTHUNIVERSITY
模型汇总
模型标准估计的更改统计量
RR方调整R方误差R方更改F更改dfldf2Sig.F更改
1.898a.806.70823,44188.8068.28336.015
a.预测变量:(常量),x3,xl,x2。
(3)
由于决定系数R方=0.708R=0.898较大所以认为拟合度较高
(4)
Anovab
模型平方和df均方FSig.
1回归13655.37034551.7908.283.015a
残差3297.1306549.522
总计16952.5009
a.预测变量:(常量),x3,xl,x2。
b.因变量:y
因为F=8.283P=0.015<0.05所以认为回归方程在整体上拟合的好
(5)
系数a
模型B的95.0%置信区
非标准化系数标准系数间相关性共线性统计量
B标准误差试用版tSig.下限上限零阶偏部分容差VIF
1(-348.280176.459-1.974.096-780.06083.500
常
量
)
X13.7541.933.3851.942.100-.9778.485.556.621.350.8251.211
x27.1012.880.5352.465,049.05314.149.731.709.444.6871.455
x312.44710.569.2771.178,284-13.41538.310.724,433.212.5861.708
a.因变量:y
(6)可以看到P值最大的是x3为0.284,所以x3的回归系数没有通过显著检
验,应去除。
12
4而大虏
CENTRALSOUTHUNIVERSITY
去除x3后作F检验,得:
Anovab
模型平方和df均方FSig.
1回归12893.19926446.60011.117.007
残差4059.3017579.900
总计16952.5009
a.预测变量:(常量),x2,xl°
b.因变量:y
由表知通过F检验
继续做回归系数检验
系数,
模型共线性统计
非标准化系数标准系数B的95.0%置信区间相关性量
B标准误差试用版tSig.下限上限零阶偏部分容差VIF
(常量)-459.624153.058-3.003.020-821.547-97.700
X14.6761.816.4792.575.037,3818.970.556.697.476.9871.013
x28.9712.468.6763.634.0083.13414.808,731.808.672.9871.013
a.因变量:y
此时,我们发现Xl,x2的显著性大大提高。
(7)xl:(-0.997,8.485)x2:(0.053,14.149)x3:(-13.415,38.310)
(8)y*=0.385x1*+0.535x2*+0.277x3*
(9)
残差统计量2
极小值极大值均值标准偏差N
预测值175.4748292.5545231.500038.9520610
标准预测值-1.4381.567.0001.00010
预测值的标准误差10.46620,19114.5263.12710
调整的预测值188.3515318.1067240.183549.8391410
残差-25.1975933.22549.0000019.1402210
标准残差-1.0751.417.000.81610
Student化残差-2.1161.754-.1231.18810
13
4而大虏
CENTRALSOUTHUNIVERSITY
已删除的残差-97.6152350.88274-8.6834843.4322010
Student化已删除的残差-3.8322.294-.2551.65810
Mahal°距离.8945.7772.7001.55510
Cook的距离.0003.216.486.97610
居中杠杆彳直.099,642.300.17310
a.因变量:y
所以置信区间为(175.4748,292,5545)
(10)由于x3的回归系数显著性检验未通过,所以居民非商品支出对货运总量
影响不大,但是回归方程整体对数据拟合较好
3.12解:在固定第二产业增加值,考虑第三产业增加值影响的情况下,第一产
业每增加一个单位,GDP就增加0.607个单位。
在固定第一产业增加值,考虑第三产业增加值影响的情况下,第二产业每
增加一个单位,GDP就增加1.709个单位。
第四章违背基本假设的情况
4.9初始数据:
用户序号Xy
16790.79
22920.44
310120.56
44930.79
55822.7
611563.64
79974.73
821899.5
910975.34
1020786.85
1118185.84
1217005.21
137473.25
1420304.43
1516433.16
164140.5
173540.17
14
4而大虏
CENTRALSOUTHUNIVERSITY
1812761.88
197450.77
204351.39
215400.56
228741.56
2315435.28
2410290.64
257104
2614340.31
278374.2
2817484.88
2913813.48
3014287.58
3112552.63
3217774.99
333700.59
3423168.19
3511304.79
364630.51
377701.74
387244.1
398083.94
407900.96
417833.29
424060.44
4312423.24
446582.14
4517465.71
464680.64
4711141.9
484130.51
4917878.33
50356014.94
5114955.11
5222213.85
5315263.93
解:
15
4而大虏
CENTRALSOUTHUNIVERSITY
系数’
模型非标准化系数标准系数
B标准误差试用版tSig.
1(常量)-.831.442-1.882.065
X.004.000.83911.030.000
a.因变量:y
由SPSS计算得:y=-0.831+0.004x
残差散点图为:
散点图
因变量:y
o
回
归0-
标
准
化
残
差-1-
-2-
-3-
IIIIIIII
0.002.004.006.008.0010.0012.0014.00
y
(2)由残差散点图可知存在异方差性
再用等级相关系数分析:
相关系数
Xt
Spearman的rhox相关系数1.000.318*
16
4而大虏
CENTRALSOUTHUNIVERSITY
Sig.(双侧),021
N5353
t相关系数.318*1.000
Sig.(双侧).021
N5353
*.在置信度(双测)为0.05时,相关性是显著的。
P=o.021所以方差与自变量的相关性是显著的。
(3)
模型描述
因变量y
自变量1X
权重源X
号值1.500
模型:MOD_1.
M=l.5时可以建立最优权函数,此时得到:
ANOVA
平方和df均方FSig.
回归,0061.00698.604.000
残差.00351,000
总计.00952
系数
未标准化系数标准彳匕系数
B标准误试用版标准误tSig.
(常数)-.683.298-2.296,026
X.004,000.812.0829.930.000
所以:y=-0.683+0.004x
(4)
系数1
17
4而大虏
CENTRALSOUTHUNIVERSITY
模型非标准化系数标准系数
B标准误差试用版tSig.
1(常量).582.1304.481.000
X.001.000.8059.699.000
a.因变量:yy
散点图
因变量:yy
回
归
标O
准
化
残
差
-3-O
IIIII
0.001.002.003.004.00
yy
4.13初始数据:
序号xy
1127.320.96
213021.4
3132.721.96
4129.421.52
513522.39
6137.122.76
7141.123.48
18
4而大虏
CENTRALSO
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