統(tǒng)計(jì)-spss雙變量回歸與相關(guān)

SPSS雙變量回歸與相關(guān)河北醫(yī)科大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)教研組內(nèi)容直線回歸1直線相關(guān)與秩相關(guān)2曲線擬合3（一）直線回歸例1某地方病研究所調(diào)查了8名正常兒童的尿肌酐含量（mmol/24h）如表1。估計(jì)尿肌酐含量（Y）對(duì)其年齡（X）的回歸方程。表18名正常兒童的年齡（歲）與尿肌酐含量（mmol/24h）2.653.183.362.562.483.093.013.54尿肌酐含量Y712108691113年齡X87654321編號(hào)1.建立數(shù)據(jù)文件取兩個(gè)變量：X變量（本例為“年齡”）、Y變量（本例為“尿肌酐含量”）2.統(tǒng)計(jì)分析（1）散點(diǎn)圖(2)直線回歸

殘差的獨(dú)立性檢驗(yàn)結(jié)果如下：（二）直線相關(guān)與秩相關(guān)例2

某省調(diào)查了1995年到1999年當(dāng)?shù)鼐用?8類死因的構(gòu)成以及每種死因?qū)е碌臐撛诠ぷ鲹p失年數(shù)WYPLL的構(gòu)成，結(jié)果見表2。以死因構(gòu)成為X，WYPLL構(gòu)成為Y，作等級(jí)相關(guān)分析。表2某省1995年到1999年居民死因構(gòu)成與WYPLL構(gòu)成死因類別死因構(gòu)成(%)WYPLL構(gòu)成(%)XY10.030.0520.140.3430.200.9340.430.6950.440.3860.450.7970.471.1980.654.7490.952.31100.965.95112.441.11122.693.53133.073.48147.785.65159.8233.951618.9317.161722.598.421827.969.33（三）曲線擬合例3以不同劑量的標(biāo)準(zhǔn)促腎上腺皮質(zhì)激素釋放因子CRF（nmol/L）刺激離體培養(yǎng)的大鼠垂體前葉細(xì)胞，監(jiān)測其垂體合成分泌腎上腺皮質(zhì)激素ACTH的量（pmol/L）。根據(jù)表3中得的5對(duì)數(shù)據(jù)建立CRF-ACTH工作曲線。1.建立數(shù)據(jù)文件同前表3標(biāo)準(zhǔn)CRF刺激大鼠垂體前葉細(xì)胞分泌ACTH測定結(jié)果

編號(hào)

XY10.00534.1120.05057.9930.50094.4945.000128.50525.000169.982.統(tǒng)計(jì)分析（1）散點(diǎn)圖（同前）例4一位醫(yī)院管理人員想建立一個(gè)回歸模型，對(duì)重傷病人出院后的長期恢復(fù)情況進(jìn)行預(yù)測。自變量為病人住院天數(shù)（X），應(yīng)變量為病人出院后長期恢復(fù)的預(yù)后指數(shù)（Y），指數(shù)取值越大表示預(yù)后結(jié)局越好。

表9-1115名重傷病人的住院天數(shù)X（天）與預(yù)后指數(shù)Y編號(hào)123456789101112131415住院天數(shù)257101419263134384552536065預(yù)后指數(shù)

54504537352520161813811846y=56.665×e-0.0380x注意括號(hào)在英文半角狀態(tài)下輸入不同方式擬合效果的比較估計(jì)方法回歸方程決定系數(shù)相關(guān)指數(shù)直線回歸0.88560.9411指數(shù)擬合0.98740.9937指數(shù)擬合0.95500.977對(duì)數(shù)擬合0.96500.9823