sss數(shù)據(jù)分析報(bào)告-在線瀏覽
2025-06-30 22:37本頁面
【正文】 秩統(tǒng)計(jì)量統(tǒng)計(jì)資料Rank of salary by educN有效遺漏4740平均數(shù)中位數(shù)標(biāo)準(zhǔn)偏差範(fàn)圍最小值最大值表 初始工資水平個(gè)案排秩統(tǒng)計(jì)量統(tǒng)計(jì)資料Rank of salbegin by educN有效遺漏4740平均數(shù)中位數(shù)標(biāo)準(zhǔn)偏差範(fàn)圍最小值最大值 連續(xù)變量變分組變量將被調(diào)查者的年齡分為5組。2 統(tǒng)計(jì)描述與統(tǒng)計(jì)圖表部分 頻數(shù)分析利用了某公司474名職工基本狀況的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表，在性別、受教育水平程度不同的狀況下進(jìn)行頻數(shù)分析，從而了解該公司職工的男女職工數(shù)量、受教育狀況的基本分布。下面對該公司員工受教育程度進(jìn)行頻數(shù)分析：表 職工受教育程度頻數(shù)統(tǒng)計(jì)表Educational Level (years)次數(shù)百分比有效的百分比累積百分比有效8121415161718195319061165911927202.4.4211.2.2總計(jì)474圖 職工受教育程度頻數(shù)分布直方圖，被調(diào)查的474名職工中，受過12年教育的職工是該組頻數(shù)最高的，為190人，%，其次為15年，共有116人，%。 描述統(tǒng)計(jì)分析以職工受教育水平程度為依據(jù)，對職工起始工資進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)分析，得到它們的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、偏度峰度等數(shù)據(jù)，以進(jìn)一步把握數(shù)據(jù)的集中趨勢和離散趨勢。（2） 離散趨勢指標(biāo)：，樣本中極小值為$9750，極大值為美元18750，兩者之差為全距（范圍）$9000，中間一半樣本的全距為四分位間距$4875。（4） 分布特征指標(biāo)：根據(jù)描述統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可知，0，曲線右偏；3，曲線較為平緩（）。H0：職工的現(xiàn)工資服從正態(tài)分布H1：職工的現(xiàn)工資不服從正態(tài)分布α=表 職工現(xiàn)工資正態(tài)分布檢驗(yàn)結(jié)果單一樣本 KolmogorovSmirnov 檢定Current SalaryN474常態(tài)參數(shù)a,b平均數(shù)$34,標(biāo)準(zhǔn)偏差$17,最極端差異絕對.208正.208負(fù)測試統(tǒng)計(jì)資料.208漸近顯著性 （雙尾）.000ca. 檢定分配是常態(tài)的。c. Lilliefors 顯著更正。 二項(xiàng)分布抽樣數(shù)據(jù)中職工的性別分布是否平衡。檢定比例。 游程檢驗(yàn)該樣本中的抽樣數(shù)據(jù)是否隨機(jī)（檢測數(shù)據(jù)均以均值為分割點(diǎn)）。（2） 年齡：H0：抽樣數(shù)據(jù)中年齡序列是隨機(jī)序列H1：抽樣數(shù)據(jù)中年齡序列不是隨機(jī)序列α=表 年齡序列游程檢驗(yàn)結(jié)果連檢定Years測試值a觀察值 檢定值298觀察值 = 檢定值175總箱數(shù)473連個(gè)數(shù)196Z漸近顯著性 （雙尾）.012a. 平均數(shù)圖 年齡序列游程檢驗(yàn)詳細(xì)模型輸出結(jié)果P=Pα接收H1,認(rèn)為年齡序列不是隨機(jī)序列。（1） 起始工資對現(xiàn)工資的影響分析H0：認(rèn)為起始工資對現(xiàn)工資沒有顯著影響H1：認(rèn)為起始工資對現(xiàn)工資有顯著影響α=表 起始工資對現(xiàn)工資的影響分析結(jié)果變異數(shù)分析Current Salary平方和df平均值平方F顯著性群組之間89.000在群組內(nèi)384總計(jì)473P=Pα接受H1，認(rèn)為起始工資對現(xiàn)工資有顯著影響。單因素方差檢驗(yàn)：H0：認(rèn)為受教育水平對現(xiàn)工資沒有顯著影
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