相关分析与回归分析SPSS实现

1、相关分析与回归分析、试验目标与要求本试验项目的目的是学习并使用 SPSS软件进行相关分析和回归分析， 具体 包括：(1)皮尔逊pearson简单相关系数的计算与分析学会在SPS上实现一元及多元回归模型的计算与检验。学会回归模型的散点图与样本方程图形。学会对所计算结果进行统计分析说明。要求试验前，了解回归分析的如下内容。 参数a、P的估计豊 回归模型的检验方法：回归系数 P的显著性检验（t 检验）；回归 方程显著性检验（F检验）。二、试验原理1. 相关分析的统计学原理相关分析使用某个指标来表明现象之间相互依存关系的密切程度。用来测度简单线性相关关系的系数是Pearson简单相关系数。2. 回归分

2、析的统计学原理相关关系不等于因果关系，要明确因果关系必须借助于回归分析。回归分析是研究两个变量或多个变量之间因果关系的统计方法。其基本思想是，在相关分析的基础上，对具有相关关系的两个或多个变量之间数量变化的一般关系进行测 定，确立一个合适的数据模型，以便从一个已知量推断另一个未知量。回归分析 的主要任务就是根据样本数据估计参数， 建立回归模型，对参数和模型进行检验 和判断，并进行预测等。线性回归数学模型如下：yi = 00 + 0iXii + 02Xi2 +中 0kXik 中引在模型中，回归系数是未知的，可以在已有样本的基础上，使用最小二乘法 对回归系数进行估计，得到如下的样本回归函数：+ e

3、i如果通过检验发现重新选择被解释变量yi = f?o + f?Xii + ?2Xi2 + f?kXik回归模型中的参数估计出来之后，还必须对其进行检验。模型有缺陷，则必须回到模型的设定阶段或参数估计阶段，VLA具体又可以分为拟和优度评价和显著 它是对线性回归模型的假定条件能否 异方差检验等。和解释变量及其函数形式，或者对数据进行加工整理之后再次估计参数。回归模 型的检验包括一级检验和二级检验。 一级检验又叫统计学检验，它是利用统计学 的抽样理论来检验样本回归方程的可靠性， 性检验；二级检验又称为经济计量学检验， 得到满足进行检验，具体包括序列相关检验、三、试验演示内容与步骤1.连续变量简单相关

4、系数的计算与分析在上市公司财务分析中，常常利用资产收益率、净资产收益率、每股净收益 和托宾C值4个指标来衡量公司经营绩效。本试验利用 SPS对这4个指标的相关性 进行检验。操作步骤与过程： 打开数据文件“上市公司财务数据（连续变量相关分析）.sav ” ,依次选择“【分析】-【相关】-【双变量】”打开对话框如图，将待分析的4个指标移变里凹：炉每股收縊率leps 妙:争S产收牯率roe 少资产收益率Iroal 托宾51 Iq入右边的变量列表框内。其他均可选择默认项，单击 ok提交系统运行。Bootstrap(B|.少交易所Qysl 屈行业分类1叩1 少总资产t.assetsl 少股东个数Lhol

5、derl 少前两大股东持股比 少前五大股东持股比 农资产负债率【I时 少前五大般东持股比- 相关系数“ Pearson 口 Kendall tau-bK） 口 Spearman-显著性检验歆侧检验CD 单W检验（UN标记显著性相关确定粘贴（*重置迟）取消帮助图 5.1 Bivariate Correlations 对话框结果分析：表给出了 Pearson简单相关系数，相关检验t统计量对应的p值。相关系数右上角有两个星号表示相关系数在0.01的显著性水平下显著。从表中可以看出，每股收益、净资产收益率和总资产收益率3个指标之间的相关系数都在0.8以上，对应的P值都接近0,表示3个指标具有较强的正相

6、关关系，而托宾 Qfi与其他3个变量之间的相关性较弱。表5.1Pearson简单相关分析Correlations每股收益率P earsonCorrelationSig. (2-tailed)净资产收益率P earsonCorrelationSig. (2-tailed)资产收益率P earsonCorrelationSig. (2-tailed)托宾Q值NP earsonCorrelationSig. (2-tailed)N每股收益率净资产收益率资产收益率托宾Q值1.877().824(*)-.073.000.000.199315315315315.877(*)1.808(*)-.001.00

7、0.000.983315315315315.824(*).808(*)1.011.000.000.849315315315315-.073-.001.0111.199.983.849315315315315简单分布A-神:重瞿分布1 :V矩蹲分布#D分布简单点图5.2散点图对话框2 I选择简单分布，单击定义，打开子对话框，选择X变量和Y变量，如图5.3所示。 单击ok提交系统运行，结果见图5.4所示。H匱单散点图净 weight农住馬支出（千美元）y一 X轴TO标题daw农年收入（千美元）M设畫标记逍）: 标注个案:牛I面板依据行:图 5.3 Simp le Scatterplot子对话框从图

8、上可直观地看出住房支出与年收入之间存在线性相关关系。7 0(r6 00-5 00-4 00-80080 83 0Q-8200-ODO1.00-6.00S.OO 10j001j0014.0016.0016.0020.00年收入（2）简单相关分析 选择【分析】一【相关】与“年收入”移入variables图5.4散点图住房支出（千美元）年收入（千美元）住房支出（千美元）P earson Correlation1.966( Correlation is significant at the 0.01 level （2-tailed）.从表中可得到两变量之间的皮尔逊相关系数为0.966，双尾检验概率P值

9、尾0.000V0.05，故变量之间显著相关。根据住房支出与年收入之间的散点图与相关 分析显示，住房支出与年收入之间存在显著的正相关关系。在此前提下进一步进行回归分析，建立一元线性回归方程。（3）线性回归分析步骤1:选择菜单【分析】一【回归】一【线性】”，打开Linear Regression 对话框。将变量住房支出y移入Depen de nt列表框中，将年收入x移入In de pen de nts 列表框中。在Method框中选择Enter选项，表示所选自变量全部进入回归模型。)Sig. (2-tailed).000N2020年收入（千美元）P earson Correlation.966(*

10、)1Sig. (2-tailed).000N2020 【双变量】，打开对话框，将变量“住房支出” 列表框，点击ok运行，结果如表5.2所示。表5.2住房支出与年收入相关系数表Correlations炉年收入（千美元）M weight护住房支出（千美元）W块啲1绕计重逻h-绘制下一张迥$ ZI保存Sh，自賁BQ）：少年收入C千美元）凶Dootstrap(B)方法廻丘进入个案标签:WLS权重凹:粘贴吃）1重置迟）取消帮助图 5.5 Lin ear Regresssi on对话框步骤2：单击Statistics按钮，如图在Statistics 子对话框。该对话框中设置要输出的统计量。这里选中估计、模

11、型拟合度复选框。ffl吐回!&统计量I E3 I-回归系数M模型掘舍度辿）d估计I R方变化国ZJ置信区间n描述性-. r -1部分相关和偏相关性（O协方差矩P（y）共曹性诊断CL）L残差|_ Durbin-WatsonfU)DI个案诊断匸 TTf;间二1J，十=亠维续I 取消帮助图5.6 Statistics 子对话框估计：输出有关回归系数的统计量，包括回归系数、回归系数的标准 差、标准化的回归系数、t统计量及其对应的P值等。置信区间：输出每个回归系数的95%的置信度估计区间。协方差矩阵：输出解释变量的相关系数矩阵和协差阵。模型拟合度：输出可决系数、调整的可决系数、回归方程的标准误差、 回归

12、方程F检验的方差分析。步骤3：态概率图复选框，以便对残差的正态性进行分析。单击绘制按钮，在Plots子对话框中的标准化残差图选项栏中选中正产生所有部分图迟）DEPENDNT *ZPRED *ZRESID PRESID *ADJPRED *SRESID *SDRESID标:隹化残差图 直方图也）正态概率图迟）1继续II!取消MI图5.7 plots 子对话框步骤4：单击保存按钮，在Save子对话框中残差选项栏中选中未标准化复选框， 这样可以在数据文件中生成一个变量名尾res_1的残差变量，以便对残差进行进 一步分析。厂园谨性回归:餵存残差N未标灌化迥）标准化囲学生化国删除（y学生化已删除电）-预

13、测值未标准化也）标准化迟）调节世）均值预测值的SE迟）图5.8 Save子对话框其余保持SpSS默认选项。在主对话框中单击ok按钮，执行线性回归命令，其 结果如下：表5.3给出了回归模型的拟和优度（RSquare）、调整的拟和优度（Adjusted R Square）、估计标准差（Std. Error of the Estimate ）以及 Durbin Watson 统计量。从结果来看，回归的可决系数和调整的可决系数分别为0.934和0.93 ,即住房支出的90%以上的变动都可以被该模型所解释，拟和优度较高。表5.4给出了回归模型的方差分析表，可以看到，F统计量为252.722，对应的 P值

14、为0,所以，拒绝模型整体不显著的原假设，即该模型的整体是显著的。表5.5给出了回归系数、回归系数的标准差、标准化的回归系数值以及各个回 归系数的显著性t检验。从表中可以看到无论是常数项还是解释变量x，其t统计量对应的P值都小于显著性水平0.05，因此，在0.05的显著性水平下都通过了 t 检验。变量x的回归系数为0.237,即年收入每增加1千美元，住房支出就增加0.237 千美元。表5.3回归模型拟和优度评价及 Durbin - Watson检验结果Model Summary（b）ModelRR SquareAdjusted RSquareStd. Error of the Estimate1

15、.966(a).934.930.37302a P redictors: (Constant),年收入(千美元)b De pendent Variable:住房支出(千美元)表5.4方差分析表ANOVA(b)ModelSum ofSquaresdfMean SquareFSig.1Regression35.165135.165252.722.000(a)Residual2.50518.139Total37.67019a P redictors: （Constant）, 年收入（千美元）b Dep endent Variable:住房支出（千美元）表5.5回归系数估计及其显著性检验Coeffici

16、ents(a)ModelUnstandardizedCoefficientsStandardizedCoefficientsBetatSig.BStd. Error1(Constant).890.2044.356.000年收入（千美元）.237.015.96615.897.000a Dep endent Variable:住房支出（千美元）为了判断随机扰动项是否服从正态分布，观察图5.9所示的标准化残差的P- P图，可以发现，各观测的散点基本上都分布在对角线上， 据此可以初步判断残差 服从正态分布。为了判断随机扰动项是否存在异方差，根据被解释变量 y与解释变量X的散点 图，如图5.4所示，从图中可以看到，随着解释变量X的增大，被解释变量的波动 幅度明显增大，说明随机扰动项可能存在比较严重的异方差问题， 应该利用加权 最小二乘法等方法对模型进行修正。Normal P-P Plot of Regressi on Stan dardized Residual图5.9标准化残差的P P图bpp muc deLceDVXNINV GDP?个指标的年GD的数量关系，并建立全四、备择试验年份GDP（亿元）NINV （亿元）年份GDP（亿元）NINV（亿元）1987509.44120.3819952195.7523现有19872003年湖南省全社会固定资产投资总额 度数据，见下表。试研究全社会固