應(yīng)用回歸實(shí)驗(yàn)報(bào)告(參考版)
2025-08-06 12:42本頁面
【正文】 。其實(shí)我們從相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出自變量之間的相關(guān)性比較大，還有從復(fù)相關(guān)系數(shù)和決定系數(shù)也可以看出用線性來擬合這組數(shù)據(jù)有些問題，因?yàn)樗鼈兊闹刀紴?，而在實(shí)際生活中一般是不存在這樣的數(shù)據(jù)。（5）對(duì)每一個(gè)回歸系數(shù)做顯著性檢驗(yàn)；解：系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B標(biāo)準(zhǔn) 誤差試用版1(常量).577.575x1.997.002.133.000x2.001.538.000x3.002.333.000a. 因變量: y從上表看每個(gè)自變量對(duì)應(yīng)的sig=，所以都通過了顯著性檢驗(yàn)。（4）對(duì)回歸方程做顯著性檢驗(yàn)；解：Anovab模型平方和df均方FSig.1回歸3.000a殘差11總計(jì)14a. 預(yù)測(cè)變量: (常量), x3, x1, x2。（2）求y關(guān)于，的三元線性回歸方程；解： 系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B標(biāo)準(zhǔn) 誤差試用版1(常量).577.575x1.997.002.133.000x2.001.538.000x3.002.333.000a. 因變量: y回歸方程為：（3）對(duì)所求得的方程作擬合優(yōu)度檢驗(yàn)；解：模型匯總b模型RR 方調(diào)整 R 方標(biāo)準(zhǔn) 估計(jì)的誤差1a. 預(yù)測(cè)變量: (常量), x3, x1, x2。對(duì)得到的二元回歸方程，你能夠合理地解釋兩個(gè)回歸系數(shù)嗎？如果現(xiàn)在不能給出合理的解釋，不妨在學(xué)過第6章多重共線性后再來解釋這個(gè)問題， 學(xué)過第7章領(lǐng)回歸后再來改進(jìn)這個(gè)問題。我們可以通過該模型來預(yù)測(cè)將來。貨運(yùn)總量y（萬噸）工業(yè)總產(chǎn)值x1億元農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值x1億元居民非商品支出x3（億元）PRELICIUICI1607035 26075402106540 2657442 240723822068452757842 1606636 2757044 2506542 7542從上面的數(shù)據(jù)可知： ，精確置信區(qū)間為（,），由前面問題6的表得 ；手工計(jì)算進(jìn)似預(yù)測(cè)區(qū)間為 即 （，）⑽結(jié)合回歸方程對(duì)問題做一些基本分析。回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)：剔除x3后，其余自變量的顯著性都發(fā)生了不同程度的變化，這是由于自變量之間的相關(guān)性造成的，此時(shí)P1=，P2=，說明自變量都已顯著，都通過了顯著性檢驗(yàn)。b. 因變量: yAnovab模型平方和df均方FSig.1回歸2.007a殘差7總計(jì)9a. 預(yù)測(cè)變量: (常量), x2, x1。(6)如果有的回歸系數(shù)沒通過顯著性檢驗(yàn)，將其剔除，重新建立回歸方程，再作回歸方程的顯著性檢驗(yàn)和回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)。b. 因變量: y方差分析表，F(xiàn)=，P=，表明回歸方程顯著相關(guān)，說明x1，x2，x3整體上對(duì)y有顯著的線性影響。b. 因變量: y復(fù)相關(guān)系數(shù)R=，決定系數(shù)R方=，由決定系數(shù)看回歸方程顯著相關(guān)。.貨運(yùn)總量y（萬噸）工業(yè)總產(chǎn)值x1億元農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值x1億元居民非商品之處x3（億元）1607035 26075402106540 2657442 240723822068452757842 160663
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