关于多元线性回归的毕业论文

1 本文的研究主要从四个部分来进行。第一章体数据下，选用塑料、水泥、钢筋、平板玻璃 23 河北工程大学本科毕业设计（论文） 2 4 5 5 6 6 7 7 7 8 9 9 4 在各个方面，变量之间的关系一般来说可分为确定系。例如人的身高与体重之间存在着关系，一般来同样高度的人，体重往往不相同。人的血压与年龄血压往往不相同。气象中的温度与湿度之间的关系量（如体重、血压、适度）是随机变量，上面所工业的产品的总量。它是反映一定时间内工业算工业生产发展速度和主要比例关系，计算据。工业总产值包括成品价值、工业性作业价值和自制值。工业，总产值采用“工厂法”计算，即以工业活动的最终成果来计算。但各企业之间、行业之间公式为：报告期工业总产值=报告期全部产品的成的变化。而这些变量之间的关系是线性的，这样5 的与非确定性的两种。确定性关系是指变量之间的关系种非确定性的即所谓的相关关系。例如人的身高与体重高一些，体重也要重一些，但同样高度的人，体重往往存在着关系，但同年龄的人的血压往往不相同。气象中样的。这是因为我们涉及的变量（如体重、血压、适度在回归分析中，如果有两个或两个以上的自变量，现象常常是与多个因素相联系的，由多个自变比只用一个自变量进行预测或估计更有效，更在研究问题是，我们考虑一个变量受其他变量的影其中f(x)为当X=x时，因变量Y的均值，即.称f(x)为Y对X的回归函数，ε为Y与f(x)的偏差，它是随机变量，并假定E(ε)=0。EQ\*jc3\*hps36\o\al(\s\up1(Z),2)EQ\*jc3\*hps36\o\al(\s\up1(Z),3)EQ\*jc3\*hps36\o\al(\s\up1(Z),4)EQ\*jc3\*hps36\o\al(\s\up1(+),4)i6 EQ\*jc3\*hps37\o\al(\s\up2(Y),1)kzk1122n能不正确，因此并不能保证模型符合变量的实际关基本规定性，明确分析对象，保证回归分析的有效X1i2对i=1,2...n都EQ\*jc3\*hps36\o\al(\s\up20(4),ov)EQ\*jc3\*hps36\o\al(\s\up20(应),ε)EQ\*jc3\*hps36\o\al(\s\up20(同),E)EQ\*jc3\*hps36\o\al(\s\up20(数),E)EQ\*jc3\*hps36\o\al(\s\up20(误),ε)EQ\*jc3\*hps36\o\al(\s\up20(项),E)EQ\*jc3\*hps36\o\al(\s\up20(不),ε)EQ\*jc3\*hps36\o\al(\s\up20(即),ε)ijiijjij7 i（6）误差项ε服从正态分布[7]。ikzk如果用b0，„,bk分别表示模型参数β0，„,βk的估计，那么样本回归方程就是 i……,:ib的唯一的一组解，就是β,„,β的最小二乘估计[8]。8 Yz:Y0kzkn'(Y-XB)=Y'Y-B'X'Y-Y'XB+B'X'XB.i求V对b0，„,bk的偏导数，等价于V对向量B求梯度，因此最小二乘估计的正规方程B=(Z'Z)-1Z'Y,(2.6)行元素构成的行向量，上式对k=1，„,K都成立，b正是被解释变量观测值Y的线性等于相应参数的真实值，最小二乘估计向量的9 'Z)-1Z'E(ε)=β.根据最小二乘估计公式和模型假设，可以直接回归直线的逆合度一方面取决于回归直线的选择样本数据的分布在本质上是由变量关系决定的。因EQ\*jc3\*hps36\o\al(\s\up5(^),Y)离差；另一部分是实际观测值与理论回归值的离差（Y-EQ\*jc3\*hps36\o\al(\s\up5(^),Y)它是不EQ\*jc3\*hps36\o\al(\s\up4(^),Y)EQ\*jc3\*hps36\o\al(\s\up4(^),Y)EQ\*jc3\*hps29\o\al(\s\up17(i),SSR)jjjjjj 河北工程大学本科毕业设计（论文）i2<1；当回归直线没有解释任何离差，即模型中解释变量Y与因变量Y完全无关时，Y的总判定系数R2的大小受到自变量X的个数k的ΣΣ 其中cjjjjjjjjjjj0jjjj(3)给定显著性水平α,查表得临界值t(n-k)若|t|≥tα/2(n-k)，就拒绝H0，Zj对Y有显著线性作用；若|t|≤tα/2(n-k)，就接受H0，Zj对Y线性作用不显著。解释变量是否存在明显影响的检验，回归显著性检验的22, (3)给定显著性水平α,查表，得F(k-1,n-k)α将每个解释变量对其余变量回归，若某个回归方程截面数据和时序数据结合，有时在时间序列数据面数据中不一定有严重的共线性。在假定截面 化不大的前提下，可先用截面数据估计出一些变换模型形式（差分法）:假设Z和Z存在高度线性相关。t.t-13.ttλλ 河北工程大学本科毕业设计（论文）误差项有如下异方差性σi2=f(zji)σ2，可以用f(zji)除模型各项，得到：jijiji. 快速、健康和持续发展的中小企业，对经济增长的长、国际贸易、扩大就业、推动创新、提高消费能推动我国经济社会发展的重要力量，是大企业发展是经济活力的具体体现[1]。控通胀。确保发展和控制物价是对立的统一，既是全球经济放缓，这些都对我国经济有很大影响，我们战[3]。小企业本身来说基本上是无能为力的，然而可以向降低成本要效益，从扩大内需中要效益，那么动消费、刺激消费，寻找一种能够产生新的消费业总产值按“工厂法”计算，即以工业企业作为 设4X4157具体到各个地区，根据各个地区的条件情形不同，差异，所以此次就对同一地区的工业生产总值与经个地区的数据进行收集，然后得出结论，这个结论经济发展的关系，为促进经济发展，针对某一地区 表4.1原始数据工业总产值(当年价 河北工程大学本科毕业设计（论文）塑料制品水泥x2,EQ\*jc3\*hps31\o\al(\s\up7(dj),S)EQ\*jc3\*hps31\o\al(\s\up7(us),qu)EQ\*jc3\*hps31\o\al(\s\up7(E),Es)EQ\*jc3\*hps31\o\al(\s\up7(rror),tim)EQ\*jc3\*hps31\o\al(\s\up7(o),t)钢x5表4.4ANOVA(b)平板玻璃x3BVIF8aDependentVariable:工业总产值y R2=0.987,R2=0.983,F=249.059是显著的。故我们对上述模型进行计量经济学的检验，其中我们看到平板玻璃和盘条产量的系数是系时，由于政策领导或其它的因为地区的特殊性的系数是可能成为负值的。比如工业总产值在下降， 河北工程大学本科毕业设计（论文）NNNNNNN100000000制品水泥010000平板玻璃00100000001.00000001.00钢筋盘条000001000000001001 河北工程大学本科毕业设计（论文）1塑料制品水泥x2表4.877F iB平板玻璃x3型拟合程度与决定系数有关，决定系数越大，模型较好，又F=50065.439>10,模型总体显著性检验得1X13X34X45X56X67X7j)用于检验扰动项是否存在自相关的方法主要有：D-W检验（D 河北工程大学本科毕业设计（论文）EQ\*jc3\*hps35\o\al(\s\up1(^),P)EQ\*jc3\*hps36\o\al(\s\up0(^),P)EQ\*jc3\*hps36\o\al(\s\up0(^),P)L界值D，并依下列准则判断扰动项的自相关情形。UL②如果D<D.W<D，则无法判断是否有自相关。LU③如果D<D.W<4-D，则接受零假设，扰动项不存在一阶正自相关。D.W越接近2，④如果4-D<D.W<4-D，则无法判断是否有自相关。L下，查表n=30，k=3时，D=1.21，D=1.55，由于LUD=1.21<DW=1.955873<4-D=2.45，EQ\*jc3\*hps35\o\al(\s\up1(^),P)1R1of 表4.13表4.13ANOVA(b)df7FBeVIF与决定系数有关，决定系数越大，模型拟合程度越高，可见本EQ\*jc3\*hps36\o\al(\s\up7(^),Y)EQ\*jc3\*hps35\o\al(\s\up1(^),P) SquaretheEstimate0.984243.399800.994(a)0.988Durbin-Watson2.072表4.16表4.17表4.17ANOVA(b)7TotalSumofSquares112177062.223 1362599.661113539661.88516025294.60359243.464F270.499StandardizedCoefficients0.3610.414-0.3080.587-0.5210.534-0.061CollinearityTolerance0.0240.0060.0080.0010.0010.0050.005StatisticsVIF40.909131.958898.59445.4000.4530.0240.0510.1510.1700.3270.422(Constant)X12X22X32X42X52X62X72B-1.4590.032-0.0600.129-0.1120.550-0.082t-0.0322.4721.365-1.1750.857-0.6591.682-0