數(shù)理統(tǒng)計(jì)實(shí)驗(yàn)A方差分析和線性回歸ppt課件

1、實(shí)驗(yàn)3方差分析和線性回歸ANOVA and Linear Regression實(shí)驗(yàn)3.1方差分析ANOVA實(shí)驗(yàn)3 方差分析和線性回歸工廠A工廠B工廠C4042454438363843424047504653三個(gè)工廠所產(chǎn)鋼管產(chǎn)品的鍍層厚度檢驗(yàn)數(shù)據(jù)m問(wèn)題：三工廠所產(chǎn)鋼管的鍍層質(zhì)量能否有差別？樣本和義務(wù)01231123:,HH 不全相等實(shí)驗(yàn)3.1 方差分析參考答案01231123:,HH 不全相等實(shí)驗(yàn)3.1 方差分析202.114395.6297.714311.62793.9823FSSASSESSTFWMSA MSE方差分析演示ANOVA Demo實(shí)驗(yàn)3.1 方差分析地區(qū)1地區(qū)2地區(qū)3404246

2、4438363844424047504453三個(gè)地域所產(chǎn)鐵礦石的含鐵量抽檢數(shù)據(jù)問(wèn)題：三地域所產(chǎn)鐵礦石的質(zhì)量能否有差別？1演示資料和問(wèn)題01231123:,HH 不全相等實(shí)驗(yàn)3.1 方差分析地區(qū)1 地區(qū)2 地區(qū)34042464438363844424047504453n=14CR=T2/n=26058.2857210200194T=604882080009409A=26229886080409454R=263542數(shù)據(jù)的表格計(jì)算01231123:,HH 不全相等實(shí)驗(yàn)3.1 方差分析dfE=n-a=14-3=11dfA=a-1=3-1=2dfT=n-1=14-1=13SSA=A-CR=26229-

3、26058.2857=170.7143SSE=R-A=26354-26229=125.0SST=R-CR=26354-26058.2587=295.71433平方和及自在度計(jì)算210.5773RSSE SST 實(shí)驗(yàn)3.1 方差分析SourceSSdfMSF valueF0.052,11Factor AError170.7143125.021185.357111.36367.51143.9823Total295.7143 13三地域鐵礦石含鐵量差別性檢驗(yàn)方差分析表0.05 2,117.51143.9823MSA MSEF4方差分析表01231123:,HH 不全相等實(shí)驗(yàn)3.1 方差分析 因p=0

4、.00883.9823屬于回絕域，故在0.05程度上否認(rèn)假設(shè)H0。 方差分析結(jié)果闡明，0.05程度上確認(rèn)三地域所產(chǎn)鐵礦石的含鐵量存在顯著差別。5方差分析結(jié)論01231123:,HH 不全相等實(shí)驗(yàn)3.1 方差分析實(shí)驗(yàn)3.2線性回歸Linear Regression實(shí)驗(yàn)3 方差分析和線性回歸x化學(xué)反響溫度y化工產(chǎn)品得率xy10011012013014015016017018019045515461667074788589樣本和義務(wù) 測(cè)得某化工產(chǎn)品得率y與其化學(xué)反響溫度x的樣本，試完成下面的義務(wù)：1繪散點(diǎn)圖并描畫分布特征2做回歸方程的最小二乘估計(jì)3做回歸方程的顯著性檢驗(yàn)4做反響溫度125時(shí)的點(diǎn)預(yù)測(cè)和

5、區(qū)間預(yù)測(cè)實(shí)驗(yàn)3.2 線性回歸x化學(xué)反響溫度y化工產(chǎn)品得率參考答案實(shí)驗(yàn)3.2 線性回歸2002020.957.231924.871932.10.99635.31772.739350.483032.739350.4830357.64112.3457.642.34,57.642.3455.30,59.98FExSSESSRSSTRWMSR MSEyxyxxxLtdfMSEnSSCI x化學(xué)反響溫度y化工產(chǎn)品得率參考答案實(shí)驗(yàn)3.2 線性回歸實(shí)驗(yàn)3.2 線性回歸線性回歸演示Linear Regression demox家庭月收入y家庭月支出xy201520251620181922161814172014

6、19171820131演示資料和問(wèn)題試完成下面的義務(wù)：1繪散點(diǎn)圖并描畫分布特征2回歸方程估計(jì)3回歸方程顯著性檢驗(yàn)4月收入17百元時(shí)支出的點(diǎn)預(yù)測(cè)和區(qū)間預(yù)測(cè)實(shí)驗(yàn)3.2 線性回歸x家庭月收入y家庭月支出xy20152025162018192216181417201419171820132散點(diǎn)圖和分布特征實(shí)驗(yàn)3.2 線性回歸x家庭月收入y家庭月支出3數(shù)據(jù)的表格計(jì)算xy2015202516201819221618141720141917182013n=10 xy=331019137311702948實(shí)驗(yàn)3.2 線性回歸x家庭月收入y家庭月支出221119119.1101117017.0103310191

7、 170/1063.03731 191 /1082.92948170 /1058.0 xyxxnyynSPSSSS4均值與平方和計(jì)算實(shí)驗(yàn)3.2 線性回歸2222263 82.90.7599517.00.75995 19.12.484952948170 /1058.063 82.947.876965863 82.910.12304xyxyxbSP SSaybxSSTSSSSRSPSSSSESSSPSS5參數(shù)估計(jì)與平方和計(jì)算實(shí)驗(yàn)3.2 線性回歸SourceSSdfMSF value F0.051,8ModelError47.8769610.123041847.876961.2653837.8365

8、.3177Total58.09方差分析表211 10.123 580.8255,0.05,5.3177REFRERSSE SSTP MSR MSEFdfdfWMSR MSEFdfdfMSR MSE 6方差分析表和決議系數(shù)01:0:0HbHb實(shí)驗(yàn)3.2 線性回歸 020.025202000001019.1170.05882.30601.2653882.9112.78562.484950.7599515.4041;12.6185,18.1897；點(diǎn)預(yù)測(cè)：區(qū)間預(yù)測(cè)：EEExExnxxdftdftMSESSE dfSSxxLtdfMSEnSSyxyyL yL7點(diǎn)預(yù)測(cè)和區(qū)間預(yù)測(cè)實(shí)驗(yàn)3.2 線性回歸8回歸預(yù)測(cè)對(duì)比實(shí)驗(yàn)觀測(cè)實(shí)驗(yàn)3.2 線性回歸9回歸分析結(jié)論回歸分析結(jié)論問(wèn)題的處置結(jié)果如下：1散點(diǎn)圖闡明y與x呈線性相關(guān)趨勢(shì)2回歸方程為y=2.48495+0.