spss多元回归分析案例.doc

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1、.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.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

2、)、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。（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。总消费(C:亿元)总GDP（亿元）消费率(%)19951095.972109.3851.96 19971438.122856.4750.35 20001594.083545.3944.96 20011767.383880.5345.54 20021951.544212.8246.32 20032188.054757.4545.99 20042452.625633.2443.

3、54 20052785.426590.1942.27 20063124.377617.4741.02 20073709.699333.439.75 20084225.3811328.9237.30 20094456.3112961.134.38 20105136.7815806.0932.50 （注：数据来自湖北省统计年鉴）一、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（%）。Y：消费率(%)X1:总收

4、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：居民消费比重（%）199551.961590.759.2717.145.39.4268.9199750.352033.688.122.841.19.4470.72200044.962247.253.70.4399.5770.93200145.542139.712.440.737.839.7282.6200246.322406.552.21-0.436.189.8181.09200345.992594.612.322.234.439.8784.33200443.542660.112.44.932.

5、699.892.2200542.273172.413.052.931.099.7387.8200641.023538.43.131.630.179.988.3200739.754168.523.234.829.4610.0488.99200837.34852.582.716.328.6210.187.07200934.385335.543.48-0.428.0510.2583.52201032.56248.754.342.927.8310.4182.2(二)、计量经济学模型建立假定各个影响因素与Y的关系是线性的，则多元线性回归模型为：利用spss统计分析软件输出分析结果如下：Descripti

6、ve StatisticsMeanStd. DeviationNY42.76005.7457413X13.3068E31436.4549013X23.87692.2353813X33.52314.5718613X682.20387.5374413X56.8638.4378513X423.52542.9375213表1表2Variables Entered/RemovedbModelVariables EnteredVariables RemovedMethod1X4, X3, X2, X6, X1, X5a.Entera. All requested variables entered.b.

7、Dependent Variable: Y这部分被结果说明在对模型进行回归分析时所采用的方法是全部引入法Enter。表3CorrelationsYX1X2X3X6X5X4Pearson CorrelationY1.000-.965.480.354-.566-.960.927X1-.9651.000-.288-.215.451.932-.877X2.480-.2881.000.656-.767-.577.623X3.354-.215.6561.000-.293-.365.392X6-.566.451-.767-.2931.000.722-.795X5-.960.932-.577-.365.722

8、1.000-.982X4.927-.877.623.392-.795-.9821.000Sig. (1-tailed)Y.000.049.118.022.000.000X1.000.170.240.061.000.000X2.049.170.007.001.020.011X3.118.240.007.166.110.093X6.022.061.001.166.003.001X5.000.000.020.110.003.000X4.000.000.011.093.001.000.NY13131313131313X113131313131313X213131313131313X3131313131

9、31313X613131313131313X513131313131313X413131313131313这部分列出了各变量之间的相关性，从表格可以看出Y与X1的相关性最大。且自变量之间也存在相关性，如X1与X5，X1与X4，相关系数分别为0.932和0.877，表明他们之间也存在相关性。表4Model SummarybModelRR SquareAdjusted R SquareStd. Error of the EstimateDurbin-Watson1.991a.982.9641.091502.710a. Predictors: (Constant), X4, X3, X2, X6,

10、X1, X5b. Dependent Variable: Y这部分结果得到的是常用统计量，相关系数R=0.991，判定系数=0.982，调整的判定系数=0.964，回归估计的标准误差S=1.09150。说明样本的回归效果比较好。表5ANOVAbModelSum of SquaresdfMean SquareFSig.1Regression389.015664.83654.421.000aResidual7.14861.191Total396.16312a. Predictors: (Constant), X4, X3, X2, X6, X1, X5b. Dependent Variable:

11、Y该表格是方差分析表，从这部分结果看出：统计量F=54.421，显著性水平的值P值为0，说明因变量与自变量的线性关系明显。Sum of Squares一栏中分别代表回归平方和为389.015,、残差平方和7.148、总平方和为396.163.表6CoefficientsaModelUnstandardized CoefficientsStandardized CoefficientstSig.BStd. ErrorBeta1(Constant)-33.36466.059-.505.632X1-.006.002-1.475-2.663.037X2.861.391.3352.201.070X3.0

12、36.121.029.301.774X6-.091.198-.120-.460.662X512.7159.581.9691.327.233X4.527.818.269.644.543a. Dependent Variable: Y该表格为回归系数分析，其中Unstandardized Coefficients为非标准化系数，Standardized Coefficients为标准化系数，t为回归系数检验统计量，Sig.为相伴概率值。从表格中可以看出该多元线性回归方程：Y=-33.364-0.006X1+0.861X2+0.036X3+0.527X4+12.715X5-0.091X6二、计量经济

13、学检验(一)、多重共线性的检验及修正、检验多重共线性从“表3 相关系数矩阵”中可以看出，个个解释变量之间的相关程度较高，所以应该存在多重共线性。、多重共线性的修正逐步迭代法运用spss软件中的剔除变量法，选择stepwise逐步回归。输出表7：进入与剔除变量表。Variables Entered/RemovedaModelVariables EnteredVariables RemovedMethod1X1.Stepwise (Criteria: Probability-of-F-to-enter = .100).2X2.Stepwise (Criteria: Probability-of-F

14、-to-enter = .100).a. Dependent Variable: Y可以看到进入变量为X1与X2.表8：Model SummarycModelRR SquareAdjusted R SquareStd. Error of the EstimateDurbin-Watson1.965a.932.9251.570162.988b.976.971.976731.983a. Predictors: (Constant), X1b. Predictors: (Constant), X1, X2c. Dependent Variable: Y表8是模型的概况，我们看到下图中标出来的五个参数

15、，分别是负相关系数、决定系数、校正决定系数、随机误差的估计值和D-W值，这些值（除了随机误差的估计值，D-W越接近2越好）都是越大表明模型的效果越好，根据比较，第二个模型应该是最好的。表9：方差分析表ANOVAcModelSum of SquaresdfMean SquareFSig.1Regression369.0431369.043149.689.000aResidual27.119112.465Total396.163122Regression386.6232193.311202.632.000bResidual9.54010.954Total396.16312a. Predictors

16、: (Constant), X1b. Predictors: (Constant), X1, X2c. Dependent Variable: Y方差分析表，四个模型都给出了方差分析的结果，这个表格可以检验是否所有偏回归系数全为0，sig值小于0.05可以证明模型的偏回归系数至少有一个不为零。表10：参数检验CoefficientsaModelUnstandardized CoefficientsStandardized CoefficientstSig.BStd. ErrorBeta1(Constant)55.5261.13149.109.000X1-.004.000-.965-12.235

17、.0002(Constant)52.497.99652.686.000X1-.004.000-.902-17.599.000X2.565.132.2204.293.001a. Dependent Variable: Y参数的检验，这个表格给出了对偏回归系数和标准偏回归系数的检验，偏回归系数用于不同模型的比较，标准偏回归系数用于同一个模型的不同系数的检验，其值越大表明对因变量的影响越大。综上可得：模型2为最优模型。得出回归方程Y=52.497-0.004X1+0.056X2+(二)、异方差的检验输出残差图：如图1从图1看出，e2并不随x的增大而变化，表明模型不存在异方差。(三) 、自相关检验-用

18、D-W检验由输出结果表8得：DW= 1.983，查表得DL=0.861 ，DU=1.562，4-DU=2.438所以DUDW4-DU=2.438，因此误差项之间不存在自相关性。（四）、统计检验1.拟合优度检验：由表8相关系数R=0.988，判定系数=0.976，调整的判定系数=0.971，回归估计的标准误差S=0。9673。说明样本的回归效果比较好。2.F值检验：由表9F=202.632。查表得，置信度为95%，自由度为1,12的F临界值为4.474，F值远远大于临界值，则说明模型显著。3.t检验由表10，0，1，2的t值分别问52.686，-17.599,4.293。查表得，t检验的临界值为

19、1.771。说明回归方程对各个变量均有显著影响。（五）、模型结果因为最终进入模型的两个变量间不存在共线问题，各解释变量无异方差，D-W检验显示各误差项之间不存在自相关性。Y =52.497-0.004X1+0.056X2+ 三、经济意义检验模型估计结果表明：在假定其他解释变量不变的情况下，湖北居民总收入每增加1亿元其居民消费率降低0.004；在假定其他解释变量不变的情况下，人口增长率每提高1个千分点，居民消费率将增加0.056；:单纯的课本内容，并不能满足学生的需要，通过补充，达到内容的完善 教育之通病是教用脑的人不用手，不教用手的人用脑，所以一无所能。教育革命的对策是手脑联盟，结果是手与脑的

20、力量都可以大到不可思议。9议可到都的手是联手的命能一所人用不用脑教之完容达补，的足不容课 00增消点个高率口下变量解其；.低率居元每收北下的不解明结检检+ + .-. 性相在不误显 ，差变各问在不变型入结模响响均个程归。 .界检得。 , .， 问值 检著著说值临远， 为界 度，为置得。 由值好比归回明 。 准的归 .数的， =系 .0系表验检检检性关存间项， = 所 = = . ， . 结检 检差异不明化大的随 图如检差、+ . . .方归。优为：大大的对大其验数的模于数归标的模用数，检数准数回对出个检 0 0 .000 0 0 00 000 检参零为有数系的明 .值 为数偏有检格个果分了出个

21、四分 (: , . 0 . . . . 0 . . . 析分的好该个第较，果的明是越 ，的机随些，-计估随系正数系系负分参五标图们况的 , , : 与 入到 ) = - - ( )0. ,. - - : ( 表变剔：归步 选法的件 代步的线性线在应所较相之释个看中矩系 线重修验性共检学 - . + 0 + 0 程方线多看格表概为 量验数回 化 系标 中，分回 0 0 . 00 0 0. 表 总 平、 为平表分一 系性变自因0 平性 =量出果分表差方 , , , . 0 . 表好较归本说。0=误的归 .0判的， =， .数关量常到结 , , ( - 表性相存之表 0 0分数，与，与如相也量且大相

22、 看表关相变各列 00 00 00 00 00 0 0 00 00 0 00 0 (.0 0 0 0 0 0 0 表 法部法用所归进模明果 , , 表 00 . 下果分件分统为型归多则是系素响建型济、. . . 0. 00. . .0 0 . . 0. . .00. 0.0 0. . . 0 . . 00 . 0. . 0 . . 0 . . . . 0 %（费民系抚系抚长增价消率长元（总%率）（入收民 数抚 数养少，长格费：，）率人 亿收民 量个 因消民型，分据搜据分模量年统据0 .0. . 00 .0 . .0 0 0 0 . . 0 .000 0 . 0 0 0 . . %(元亿元 得得

23、年北湖可上及与口 -和系年童数养值口- 上及(养年)口岁-与岁 (养：述精种一口素因增格费居系养数养（。年北比人岁与例 -和系抚童(养的岁-与人及 系抚值比 与人 数养儿描准比结龄 构口 均，居，方素率消影说通费的到 均费均居率费民计注。多的费居各，据年 湖模 展发期济我会进需我导低率民势降有甚偏直民我但增得综多,的长持始济,放 为湖探的因消民管管消的湖济长,综民甚降低导会发 据各的计费均 费影方，均构准描 比及与童和 人北。数系增素种养岁与口养-数和口与湖得亿元 . 0 0 0 0 0 0 0 0. 0 00量分，民个民 ）费长数抚收入%长价抚费% . . . 0 . 0 .0. 0 0 0 . .济系则为统果 0 表 , 明进部 0 0 0 (0 00 0 0 00000 各相看大相如，0表之 ( 常关=的判的0。较表 0 , 差果出 0因 分表、 表 . 0 0 ， 系 回验概格方 + 性验 看释相线线件 步归 - .) - =) 入 :, , 们标参数系-些的越的较该分 .0 . . : 分个果检数值明数有检 00 00. 0 检出数，数归于数其大优方.、检 大异检检. =间性检验.=数 明比值 置， 为值说检 ，,。界。程模入在各 误性-+结不北元率；变率点增课不，完脑用一的是手到 .