二元logistic邏輯回歸分析2

1、logistic模型方法的運(yùn)用分析一.基于logistic模型的失地農(nóng)民土地征收意愿影響因素研究。構(gòu)建模型：，文中因變量的量化取值，當(dāng)農(nóng)戶愿意土地被征收時(shí)，取值1，當(dāng)農(nóng)戶不愿意土地被征收時(shí)，取值0。可構(gòu)建模型:爲(wèi)+RLxa+列呵+，+日|2J2燉諂叼+*77=變量描述及賦值：采用李克特5分量表法進(jìn)行賦值，對與征地意愿有正向作用的因素從非常同意到非常不同意分別賦值5、4、3、2、1，對負(fù)向作用的因素從非常同意到非常不同意分別賦值1、2、3、4、5；而家庭人口特征和區(qū)位特征則采取實(shí)際量化值。表彳孌盤堆幡與說圳IsiblvAui曲MkENphnU口口類別預(yù)炳作J4J方向的.汪地前對甘地的拓!It非粉

2、極.收人的45%來自耕地=5:魁恠亂臨&也油-4加卷自軼唯=不足很樂栽-臨人的四-血來門徘擔(dān)山:扳栽一點(diǎn)，臨人的14伽梟F1博地4來桎浪少或完全不依栽”臨A的L0%來自耕地=時(shí)冊地閩霸甘住桑件酣購拿圧（非命意=5：tEW=4=3;形fc謀意=2；很不1B車=1江地對嫩3地補(bǔ)空知電也非當(dāng)音說=4；還綽5光=3；不丈甘用=2匸非常不合專=】14-電殆利帖征地對竄紳擠時(shí)秦哪捉髙很爭寺W*-A=t；沒變=3;Pf#-A=2；降低徂界=1】4-%正地廿悴4-兇影用t顯容SJ=5i墾不爭網(wǎng)不知也=3；費(fèi)圉堆=）4-斗徒地對麻庖卄血懈總拊第響1變好很雋吏4點(diǎn)-4;戟更創(chuàng)變差一慮“；趙抿41）*征地對像能居住

3、剜1愉誓響陀好很鉅霽熱F點(diǎn)斗祝有蠻fl3;瑋一點(diǎn)心査譽(yù)囉事）*圧地研家人龍卑的惠府:交軒fit麥蟲;變再1戍7超變=5“亞H詵切H事=1|家?guī)烊丝陧響艄つ挲gi爭不確定特正戶主亞我背帛平1年）不Eft定JlL求庭人口撫養(yǎng)比（*HSt能中苗竟莽人口傢睡總扎口）區(qū)應(yīng)特證交通罠也遵里鮎祥舟打曲戢近的富迫或囚迫陽南）結(jié)果分析：3.1模型檢驗(yàn)?zāi)Ｐ拖禂?shù)檢驗(yàn)：似然比卡方檢驗(yàn)的觀測值48.460,概率p值為0.000,小于0.05,說明模型整體顯著。-2對數(shù)似然值檢驗(yàn)：-2倍的對數(shù)似然函數(shù)值為105.111,說明模型擬合度較理。RSquare檢驗(yàn)：R方值越大模型越優(yōu)。NagelkerkeR2值為0.384,說明

4、模型擬合度較好。OverallPercentage:觀察0verallPercentage值，如果為92.4%,說明回歸后模型總預(yù)測正確率為92.4%,與步驟0的90.8%比,提高1.6%,說明模型預(yù)測效果較理想。變量的顯著性檢驗(yàn)：顯著性水平的值代表變量對模型顯著影響的大小。是x1-征地前對耕地的依賴度(p=0.034)、x2-對征地前家庭居住條件的滿意度(p=0.120)、x3-征地補(bǔ)償合理性(p=0.027)、x4-征地對家庭經(jīng)濟(jì)的影響(p=0.005)、x5-征地對就業(yè)的影響(p=0.045)。表4方根中的孌量prable4Thevarifhlesintheequjilinn自變量回歸系

5、數(shù)S.K.Mil”顯首性水平expll工征地曲對耕地的般度-.74OJ174.516(W斗0.510AL對征扯前家庭居住年件的満音度住戲2.420.1200.552心-征地補(bǔ)償倉理性O(shè)J470.337丄偵M72.110心-征地対家庭輕濟(jì)的影響0J；240331上7旳U.OU51519征地對就業(yè)的匪響0.520O.25Q4.0100.0451.6S1征地對家庭社會保障的貂咀仆抹時(shí)991,4.(1.2311.613心-征地對家庭居住茱件的影響-J290.480.072U.7SS0.879工廠世吐村家k儺康旳軒響OJOO0.7951350兀-戶主年裁U.CI20.026D.2I9“K4UI.UI2珀

6、戶主受教育水平-.230.05).2141).6440.977知-媒庭人口撫養(yǎng)比.旳I5H5(W5O.K3?0.7925交通區(qū)位0.IJ20.20S0.291U.590l.lJJ常雖-7.i7S2.6W7.9610.005O.tJOl二.黃河流域居民生態(tài)補(bǔ)償意愿及支付水平分析一一以山東省為例構(gòu)建模型以及變量賦值以變量y表示居民生態(tài)補(bǔ)償意愿，將“不愿意”賦值為0,將“愿意”賦值為1。變量賦值：以變量y1表示居民生態(tài)補(bǔ)償?shù)闹Ц端?，其取值為被調(diào)查者愿意支付的年度生態(tài)補(bǔ)償數(shù)額所在區(qū)間對應(yīng)的取值，從50400元共分7檔，檔間距離為50元(見表3)。表3黃河逋域山東皆苦民生態(tài)補(bǔ)卷盒恿醫(yī)支忖水平進(jìn)項(xiàng)樣本埶

7、1比匝(%)1633艮否虧巒朮帶不愿歳0S36.750-1007L1231513101-150jl25636JS4151200兀3342237磁補(bǔ)償者每年的補(bǔ)細(xì)變203-250X4Id9.21251*-3K7L563.301350元642.63351-40C元710.66選擇建立Logit回歸模型來分析它與影響因素間的關(guān)系。以愿意補(bǔ)償?shù)臋C(jī)率（ip）與不愿意補(bǔ)償?shù)臋C(jī)率比的對數(shù)為被解釋變量z：1一卩山此建立Logit回歸方程為土z=燉+0兩爐心+恥+趙4-MX1為被調(diào)查者的受教育程度（取值為受教育年限），x2為被調(diào)查者的年收入，x3為被調(diào)查者的性別（取值見表4），x4為被調(diào)查者的年齡。以被調(diào)查者的

8、年度生態(tài)補(bǔ)償支付數(shù)額1y作為被解釋變量，以被調(diào)查者的受教育程度（1x）、收入（2x）、性別（3x）、年齡（4x）為解釋變量，建立線性回歸模型如下：y=a0-閔冷+昭兀3+ff4x4-A2.參數(shù)分析：變量的顯著性檢驗(yàn)：Logit回歸模型系數(shù)及檢驗(yàn)結(jié)果，*、*、*分別表示通過1%、5%和10%水平的顯著性檢驗(yàn)。在模型（1）中，和分別通過和的檢驗(yàn)，而和不通過的檢驗(yàn)。因此被調(diào)查者的受教育程度對其生態(tài)補(bǔ)償意愿的影響具有顯著性，收入因素對生態(tài)補(bǔ)償意愿的影響較為顯著，年齡因素及性別因素對生態(tài)補(bǔ)償意愿的影響不顯著。表弓檯型I回口結(jié)果變雖Logit回1摸型系線件回1樓住系“git回i棲甲.聚箜性目歸模卑系故反檢

9、驗(yàn)誥果-3.42*-2.01*性別（g1-0.254113苗0獷年齡x+0.00780.013收人（掄）0.14*ML注：廣分別袤示通過1圻、化和10%水平的鈦暑性檢虬線性模型分析：在模型（2）中，根據(jù)其整體檢驗(yàn)程度，線性擬合程度F檢驗(yàn)值達(dá)到20.45,為高度顯著。從各變量的顯著性程度來看，被調(diào)查者的受教育程度和收入水平均高度顯著同模型（1）一樣，性別以及年齡對生態(tài)補(bǔ)償支付水平影響不顯著。3.結(jié)果分析：由模型和,推知變量對生態(tài)補(bǔ)償意愿的影響程度。和.在其他條件不變的前提下，居民受教育程度越高，其生態(tài)補(bǔ)償意愿越強(qiáng)。居民收入水平越高，其生態(tài)補(bǔ)償意愿就越強(qiáng)烈。在模型（1）中，性別3x變量的回歸系數(shù)為負(fù)，這說明，女性生態(tài)補(bǔ)償?shù)囊庠敢笥谀行浴Ｓ赡Ｐ?，推出變量變化而引起生態(tài)補(bǔ)償支付水平的變化變化程度。1在.目前的水平上，居民受教育年限每增加1年，其生態(tài)補(bǔ)償支付水平大約提高0.21檔，按照每檔50元的標(biāo)準(zhǔn)，大約增加10.5元。2.居民年收入水平每增加5000元，其生態(tài)補(bǔ)償支付水平大約增加0.35檔，