《數(shù)據(jù)模型與決策課程大作業(yè)》.docx

1、數(shù)據(jù)模型與決策課程大作業(yè)以我國(guó)汽油消費(fèi)量為因變量，乘用車(chē)銷(xiāo)量、城鎮(zhèn)化率和90#汽油噸 價(jià)與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的比值為自變量時(shí)行回歸（數(shù)據(jù)為年度時(shí)間 序列數(shù)據(jù)）。試根據(jù)得到部分輸出結(jié)果，回答下列問(wèn)題：1）“模型匯總表”中的R方和標(biāo)準(zhǔn)估計(jì)的誤差是多少？2）寫(xiě)出此回歸分析所對(duì)應(yīng)的方程；3）將三個(gè)自變量對(duì)汽油消費(fèi)量的影響程度進(jìn)行說(shuō)明：4）對(duì)回歸分析結(jié)果進(jìn)行分析和評(píng)價(jià)，指出其中存在的問(wèn)題。1）“模型匯總表”中的R方和標(biāo)準(zhǔn)估計(jì)的誤差是多少？答案：R方為0.993一2=0.986:標(biāo)準(zhǔn)估計(jì)的誤差為120910. 147* （0.5） =347. 722）寫(xiě)出此回歸分析所對(duì)應(yīng)的方程；答案：假設(shè)汽油消費(fèi)量為

2、Y,乘用車(chē)銷(xiāo)量為a,城鎮(zhèn)化率為b, 90#汽油噸價(jià)/城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為c,則回歸方程為：Y=240. 534+0. 00s027a+8649. 895b-198. 692c3）將三個(gè)自變量對(duì)汽油消費(fèi)量的影響程度進(jìn)行說(shuō)明；乘用車(chē)銷(xiāo)量對(duì)汽油消費(fèi)量相關(guān)系數(shù)只有0. 00027,數(shù)值太小，幾 乎沒(méi)有影響，但是城鎮(zhèn)化率對(duì)汽油消費(fèi)量相關(guān)系數(shù)是8649. 895,具 有明顯正相關(guān)，當(dāng)城鎮(zhèn)化率每提高1,汽油消費(fèi)量增加8649. 895o 乘用90#汽油噸價(jià)/城鎮(zhèn)居民人均可支配收入相關(guān)系數(shù)為-198. 692,呈明顯 負(fù)相關(guān)，即乘用90#汽油噸價(jià)/城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增 加1個(gè)單位, 汽油消費(fèi)量降低1

3、98. 692個(gè)單位。a, b, C三個(gè)自變 量的Sig值為0.000、 0.000、0. 009,在顯著性水平0. 01情形下，乘用車(chē)消費(fèi)量對(duì)汽油消費(fèi)量的 影響顯著為正。（4）對(duì)回歸分析結(jié)果進(jìn)行分析和評(píng)價(jià)，指出其中存在的問(wèn)題。在學(xué)習(xí)完本課程之后，我們可以統(tǒng)計(jì)方法為特征的不確定性決策、以 運(yùn)籌方法為特征的策略的基本原理和一般方法為基礎(chǔ)，結(jié)合抽樣、參數(shù)估 計(jì)、假設(shè)分析、回歸分析等知識(shí)對(duì)我國(guó)汽油消費(fèi)量影響因素進(jìn)行了模擬回 歸，并運(yùn)用軟件計(jì)算出回歸結(jié)果，故根據(jù)回歸結(jié)果，對(duì)具體回歸方程，回 歸準(zhǔn)確性，白變量影響展開(kāi)分析。AnoVa表中，Sig值是t統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的概率值，所以t和Sig兩 者是等 效的，s

4、ig要小于給定的顯著性水平，越接近于0越好。F是檢驗(yàn)方程顯著 性的統(tǒng)計(jì)量，是平均的回歸平方和平均剩余平方和之比，越大越好。在圖 表中，回歸模型統(tǒng)計(jì)值F=804.627,p值為0. 000,因此證明回歸模型有統(tǒng)計(jì) 學(xué)意義，表現(xiàn)回歸極顯著。即因變量與三個(gè)自變量之間存在線性關(guān)系。系數(shù)表中，除了常數(shù)項(xiàng)系數(shù)顯著性水平大于0.05,不影響，其它項(xiàng)系數(shù)都是0.000/b于0.005,即每個(gè)回歸系數(shù)均具有意義。，-.:口、P?gcn 盾 I19S8"1 &6C,S歡090000000H39383839mg紀(jì)丁!882". 76廣9t。塊：.»-000000000n33的的

5、3§ . ' *rPearson ,892，1.吊000000001u3d3939399 0»P引sen *. 657" 76l".",:. ，J >, ,.'/，OCO000001n3939*3901模型iCb v'RR:Rf.： L C F i J： 4> Durbin- Watson1.993a.985.741a i90# J" W I :" .： 、. ； '" . iAnova3|v-J, Idfi j *iFSig.1葉：2918628135397287604

6、 49804 627000b4110944.98934120910147如295973758 537a. N fK'： /油,W： <f翔 找:g), 90#4U嫩f袖忒人均W "門(mén)；、,列:：'，的也街世E；iX(i1'11i%1 r;<6 ",v；f1 |.»!:血以“ ；i !' <，；! lii!:，冷混$；" !；<；e '搟"!：1rii：心國(guó)12000400060008000100001X00汽油2000400060008000100001X00汽油散點(diǎn)圖因變量：汽油

7、泊哉量hlrlu& 戒差當(dāng)然，這其中也存在一定的問(wèn)題:在模型設(shè)計(jì)中，乘用車(chē)銷(xiāo)量為、城鎮(zhèn)化率為、90#汽油噸價(jià)/城鎮(zhèn)居民 人均可支配收入為三個(gè)自變量的單位均不同，因此會(huì)造成自變量前面的回 歸系數(shù)不具有準(zhǔn)確的宏觀意義，因此需要對(duì)模型進(jìn)行實(shí)現(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)化，也就是 引入B系數(shù)，消除偏回歸系數(shù)帶來(lái)的數(shù)量單位影響。根據(jù)共線性統(tǒng)計(jì)量中的變量的容差t和方差膨脹因子(VIF),白變量間存 在共性問(wèn)題，容差和膨脹因子為倒數(shù)關(guān)系，容差越小，膨脹因子越大，尤 其是城鎮(zhèn)化率VIF為11.213,說(shuō)明共線性明顯，可能原因是由于樣本容量太 小，也可能是城鎮(zhèn)化之后乘用車(chē)銷(xiāo)售量和、90#汽油噸價(jià)/城鎮(zhèn)居民人均可 支配收入本身

8、就具有相關(guān)性。缺乏模型異方差檢驗(yàn)。在多元回歸模型中，由于數(shù)據(jù)質(zhì)量原因、模型 設(shè)定原因，異方差的存在會(huì)使回歸系數(shù)估計(jì)結(jié)果誤差較多，所以在建立模 型分析的過(guò)程紅要對(duì)異方差進(jìn)行檢驗(yàn)。數(shù)據(jù)模型與決策使我們學(xué)會(huì)使用科學(xué)的分析和決策，對(duì)經(jīng)營(yíng)管理活動(dòng) 實(shí)現(xiàn)合理化、精細(xì)化、科學(xué)化，從而避免了盲目的生產(chǎn)活動(dòng)。通過(guò)數(shù)據(jù)預(yù) 測(cè)、假設(shè)檢驗(yàn)、公式、分析、驗(yàn)證等一系列的步驟，將數(shù)據(jù)結(jié)果逐一展現(xiàn)。 為我們的學(xué)習(xí)和工作提供了一些非常有用、便捷的，處理問(wèn)題的方法。附表：t分布表:單尾檢驗(yàn)的顯著水平0. 0500. 0250.0100. 005df雙尾檢驗(yàn)的顯著水平0. 100. 050. 020.0132. 3533. 1824. 5415. 84142. 1322. 7763. 7474. 60452.0152. 5713. 3654. 03261.9432. 4473. 1433. 70771.8952. 3652. 9983. 49981.8602. 3062.