統(tǒng)計(jì)專業(yè)實(shí)驗(yàn)期末總報(bào)告

1、統(tǒng)計(jì)學(xué)基礎(chǔ)實(shí)驗(yàn)分析報(bào)告實(shí)驗(yàn)項(xiàng)目綜合練習(xí)實(shí)驗(yàn)日期2015.12.13實(shí)驗(yàn)地點(diǎn)80608實(shí)驗(yàn)?zāi)康氖炀氝\(yùn)用SPSS軟件相關(guān)功能實(shí)驗(yàn)內(nèi)容 影響國內(nèi)旅游總花費(fèi)增長的主要因素可能有：人口，旅行社的發(fā)展情況，城市公共交通運(yùn)營狀況，農(nóng)村居民家庭人均純收入，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入，城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款。 收集數(shù)據(jù)對此進(jìn)行分析。實(shí)驗(yàn)步驟收集數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)文件的預(yù)處理。單樣本的t檢驗(yàn)。配對樣本的t檢驗(yàn)。相關(guān)分析。曲線估計(jì)。兩個(gè)獨(dú)立樣本的t 檢驗(yàn)。實(shí)驗(yàn)結(jié)果1、單樣本的t檢驗(yàn)單個(gè)樣本統(tǒng)計(jì)量N均值標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)誤農(nóng)村居民家庭人均純收入（元）152638.947333953.5550472246.2068545圖1-1單個(gè)樣

2、本檢驗(yàn)檢驗(yàn)值 = 2500tdfSig.(雙側(cè))均值差值差分的 95% 置信區(qū)間下限上限農(nóng)村居民家庭人均純收入（元）.56414.581138.9473333-389.113851667.008517圖1-2 圖1-1是15位農(nóng)村居民家庭人均純收入的描述性分析，包含的統(tǒng)計(jì)量有：樣本量N=15，平均存款金額2638.947333千元，標(biāo)準(zhǔn)差=953.5550472，均值的標(biāo)準(zhǔn)誤差=246.2068545。 圖1-2的單個(gè)樣本的檢驗(yàn)結(jié)果是： t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：-0.564；自由度df=N-1：14； 雙側(cè)概率P值（sig)=0.581。概率P值大于顯著性水平=0.05，不應(yīng)拒絕原假設(shè)，即農(nóng)村居民家庭人

3、均純收入的平均收入與2500在95%的置信度下不存在顯著性差異。 農(nóng)村居民家庭人均純收入的平均收入在95%的置信度下的置信區(qū)間為：2500-389.1138,2500+667.0085=2110.8862，3167.0085。2、配對樣本的t檢驗(yàn)成對樣本統(tǒng)計(jì)量均值N標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)誤對 1農(nóng)村居民家庭人均純收入（元）2638.94733315953.5550472246.2068545城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入（元）7974.180000153628.6409434936.9110629圖2-1成對樣本相關(guān)系數(shù)N相關(guān)系數(shù)Sig.對 1農(nóng)村居民家庭人均純收入（元） & 城鎮(zhèn)居民家庭人均可

4、支配收入（元）15.991.000圖2-2成對樣本檢驗(yàn)成對差分tdfSig.(雙側(cè))均值標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)誤差分的 95% 置信區(qū)間下限上限對 1農(nóng)村居民家庭人均純收入（元） - 城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入（元）-5335.23266672686.2335143693.5825110-6822.8192032-3847.6461301-7.69214.000圖2-3 圖2-1是配對樣本T檢驗(yàn)的基本描述性統(tǒng)計(jì)分析，包括：均值、樣本容量、標(biāo)準(zhǔn)差和均值標(biāo)準(zhǔn)誤差。從兩對樣本的均值變化可以看出：二者的均值不完全相等，其離散程度也不完全相同。 圖2-2是兩配對樣本T檢驗(yàn)的相關(guān)分析，包括相關(guān)系數(shù)和檢驗(yàn)的概率

5、P值。 這兩個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)0.991，根據(jù)直觀的分析，說明二者具有線性相關(guān)。 對相關(guān)系數(shù)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，其概率P值0.000，小于顯著性水平0.05，接受原假設(shè)，即認(rèn)為農(nóng)村居民家庭人均純收入與城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入具有線性關(guān)系。 圖2-3是兩配對樣本T檢驗(yàn)的主要結(jié)果分別是： 兩配對樣本的平均差值：農(nóng)村居民家庭人均純收入 - 城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入平均差-5335.2326667； 差值的標(biāo)準(zhǔn)差為2686.2335143； 差值的均值標(biāo)準(zhǔn)誤差為693.5825110；置信度為95的差值的置信區(qū)間為-6822.8192032，-3847.6461301；t統(tǒng)計(jì)量-7.692；自由度為14

6、；雙側(cè)概率P值0.000，小于顯著性水平0.05，拒絕原假設(shè)，即：二者有顯著性差異。3、相關(guān)分析圖3-1相關(guān)性國內(nèi)旅游總花費(fèi)（億元）城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入（元）國內(nèi)旅游總花費(fèi)（億元）Pearson 相關(guān)性1.992*顯著性（雙側(cè)）.000N1515城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入（元）Pearson 相關(guān)性.992*1顯著性（雙側(cè)）.000N1515*. 在 .01 水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)。圖3-2相關(guān)性國內(nèi)旅游總花費(fèi)（億元）旅行社數(shù)量（個(gè)）國內(nèi)旅游總花費(fèi)（億元）Pearson 相關(guān)性1.957*顯著性（雙側(cè)）.000N1515旅行社數(shù)量（個(gè)）Pearson 相關(guān)性.957*1顯著性（雙側(cè)）.0

7、00N1515*. 在 .01 水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)。圖3-3相關(guān)性控制變量國內(nèi)旅游總花費(fèi)（億元）城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入（元）旅行社數(shù)量（個(gè)）國內(nèi)旅游總花費(fèi)（億元）相關(guān)性1.000.904顯著性（雙側(cè)）.000df012城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入（元）相關(guān)性.9041.000顯著性（雙側(cè)）.000.df120圖3-4 從散點(diǎn)圖3-1可以看出：國內(nèi)旅游總花費(fèi)與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入具有與相關(guān)性。 圖3-2中兩相關(guān)變量（國內(nèi)旅游總花費(fèi)與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入）的Pearson相關(guān)系數(shù)0.9920，表示呈正相關(guān)；相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)對應(yīng)的概率P值0.000，小于顯著性水平0.05，應(yīng)拒絕原假設(shè)（兩變量

8、之間不具有相關(guān)性）即國內(nèi)旅游總花費(fèi)與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入之間的相關(guān)性顯著。 圖3-3中兩相關(guān)變量（國內(nèi)旅游總花費(fèi)與旅行社個(gè)數(shù)）的Pearson相關(guān)系數(shù)0.9570，表示呈正相關(guān)；相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)對應(yīng)的概率P值0.000，小于顯著性水平0.05，應(yīng)拒絕原假設(shè)（兩變量之間不具有相關(guān)性）即國內(nèi)旅游總花費(fèi)與旅行社個(gè)數(shù)之間的相關(guān)性顯著。圖3-4兩相關(guān)變量（國內(nèi)旅游總花費(fèi)與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入）的偏相關(guān)系數(shù)0.904，呈正相關(guān)；對應(yīng)的偏相關(guān)系數(shù)雙側(cè)檢驗(yàn)概率P值0.000，小于顯著性水平0.05，應(yīng)拒絕原假設(shè)（兩變量之間不具有相關(guān)性）即國內(nèi)旅游總花費(fèi)與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入之間的相關(guān)性顯著。 不過，與國內(nèi)旅

9、游總花費(fèi)與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的相關(guān)分析比較：身高與肺活量的Pearson相關(guān)系數(shù)0.992，相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)對應(yīng)的概率P值0.000。說明控制變量（旅行社個(gè)數(shù)）使得國內(nèi)旅游總花費(fèi)與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的相關(guān)性降低。4、曲線估計(jì)圖4-1模型匯總和參數(shù)估計(jì)值因變量: 城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入（元）方程模型匯總參數(shù)估計(jì)值R 方Fdf1df2Sig.常數(shù)b1b2b3二次.973219.526212.0001272371.993-20.8388.559E-005三次.975236.630212.000398947.937.000-8.001E-0054.384E-010復(fù)合.960310.52211

10、3.000.0111.000冪.955276.035113.0007.536E-06513.320自變量為 年底總?cè)丝冢ㄈf人）。圖4-2圖4-3三次模型匯總RR 方調(diào)整 R 方估計(jì)值的標(biāo)準(zhǔn)誤.988.975.971616.341自變量為 年底總?cè)丝冢ㄈf人）。圖4-4ANOVA平方和df均方FSig.回歸179779978.692289889989.346236.630.000殘差4558512.65912379876.055總計(jì)184338491.35114自變量為 年底總?cè)丝冢ㄈf人）。圖4-5系數(shù)未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)tSig.B標(biāo)準(zhǔn)誤Beta年底總?cè)丝冢ㄈf人） * 2-8.001E-005

11、.000-22.838-7.133.000年底總?cè)丝冢ㄈf人） * 34.384E-010.00023.768.（常數(shù)）398947.93759805.0376.671.000圖4-6復(fù)合模型匯總RR 方調(diào)整 R 方估計(jì)值的標(biāo)準(zhǔn)誤.980.960.957.092自變量為 年底總?cè)丝冢ㄈf人）。圖4-7ANOVA平方和df均方FSig.回歸2.61712.617310.522.000殘差.11013.008總計(jì)2.72714自變量為 年底總?cè)丝冢ㄈf人）。圖4-8系數(shù)未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)tSig.B標(biāo)準(zhǔn)誤Beta年底總?cè)丝冢ㄈf人）1.000.0002.664166825.411.000（常數(shù)）.01

12、1.0081.312.212因變量為 ln(城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入（元）)。圖4-9從散點(diǎn)圖4-1可以看出，年底總?cè)丝诤统擎?zhèn)居民家庭人均可支配收入呈明顯的曲線關(guān)系，而不是線性關(guān)系。因此，我們考慮曲線估計(jì)。圖4-2是曲線模型的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：從擬合優(yōu)度來看：四種曲線的擬合優(yōu)度都較高，其中三次曲線模型最高（0.975）、二次曲線模型其次（0.973）、復(fù)合模型0.960，最后是冪函數(shù)曲線模型0.955。再結(jié)合曲線的簡單性，可以首選三次曲線模型或二次曲線模型。又二次曲線模型中的年度的回歸系數(shù)（-20.838）為負(fù)值，與實(shí)際不符，應(yīng)該舍去。圖4-3是從圖形直觀展示各種模型與觀測值的擬合程度。從擬合優(yōu)

13、度的檢驗(yàn)可知，二次曲線模型是不恰當(dāng)?shù)?。三次曲線模型、復(fù)合曲線模型可選。 圖4-4是三次曲線模型的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)。=0.975 圖4-5是三次曲線模型的整體性檢驗(yàn)。對應(yīng)的概率P值0.00，小于顯著性水平0.05，拒絕原假設(shè)。表示建立的三次曲線模型是恰當(dāng)?shù)摹D4-6是三次曲線模型的回歸系數(shù)檢驗(yàn)?；貧w系數(shù)對應(yīng)的概率P值為0.000，都小于顯著性水平0.05，拒絕原假設(shè)。說明回歸系數(shù)不顯著。可見三次曲線模型不適用。圖4-7是復(fù)合曲線模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)。0.960圖4-8是復(fù)合曲線模型的整體性檢驗(yàn)。對應(yīng)的概率P值0.000，小于顯著性水平0.05，拒絕原假設(shè)。表示建立的復(fù)合曲線模型是恰當(dāng)?shù)摹D4-9是復(fù)合曲

14、線模型的回歸系數(shù)檢驗(yàn)?；貧w系數(shù)、對應(yīng)的概率P值分別為0.212、0.000，對應(yīng)的概率P值大于顯著性水平0.05，拒絕原假設(shè)。說明回歸系數(shù)不顯著。復(fù)合曲線模型不合理。5、兩個(gè)獨(dú)立樣本的t檢驗(yàn)組統(tǒng)計(jì)量戶口N均值標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)誤收入農(nóng)村152638.947333953.5550472246.2068545城鎮(zhèn)157974.1800003628.6409434936.9110629圖5-1圖5-2獨(dú)立樣本檢驗(yàn)方差方程的 Levene 檢驗(yàn)均值方程的 t 檢驗(yàn)FSig.tdfSig.(雙側(cè))均值差值標(biāo)準(zhǔn)誤差值差分的 95% 置信區(qū)間下限上限收入假設(shè)方差相等16.287.000-5.50828.000

15、-5335.2326667968.7208860-7319.5674480-3350.8978854假設(shè)方差不相等-5.50815.924.000-5335.2326667968.7208860-7389.6218395-3280.8434939 圖5-1是關(guān)于兩獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)的基本描述統(tǒng)計(jì)量。 圖5-2是關(guān)于兩獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)的檢驗(yàn)結(jié)果： 首先，利用F檢驗(yàn)對兩總體方差是否相等的檢驗(yàn)：Levene檢驗(yàn)的F值=16.287，對應(yīng)的P值（sig）=0.000；概率P值小于顯著性水平=0.05；應(yīng)拒絕原假設(shè)，即：兩總體（城鎮(zhèn)和農(nóng)村戶口的收入）方差不相等，沒有通過Levene方差齊性檢驗(yàn)。 其次，利用t檢驗(yàn)對兩總體均值差是否存在顯著性差異的檢驗(yàn)：t統(tǒng)計(jì)量的值=-5.508；對應(yīng)的雙側(cè)概率P值（sig）=0.000；概率P值小