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1、多元统计分析分析实验报告2012年 月 日经贸学院姓名实验名称实验成绩-、实验目的（一）利用SPSS对主成分回归进行计算机实现 .（二）要求熟练软件操作步骤，重点掌握对软件处理结果的解释、实验内容以教材例题7.2为实验对象，应用软件对例题进行操作练习，以掌握多元统计分析方法的应用 三、实验步骤（以文字列出软件操作过程并附上操作截图）1、数据文件的输入或建立：（文件名以学号或姓名命名）“数据”见图2:将表7.2数据车入spss :点击“文件”下“新建” 图1点击左下角“变量视图”首先定义变量名称及类型：见图图2:然后点击“数据视图”进行数据输入（图3）：图3完成数据输入2、具体操作分析过程 ：（
2、1）首先做因变量 Y与自变量X1-X3的普通线性回归：在变量视图下点击“分析”菜单，选择“回归” -“线性”（图4）:图4将因变量Y调入“因变量”栏，将 x1-x3调入“自变量”栏（图 5）:然后选择相关要输出的结果： 在右上角选择输出“模型拟合度点击右上角“统计量（s）”： “回归系数”下选择“估计”；“残差”下选择“D.W;、“部分相关和偏相关” “共线性诊断”（后两项是做多重共线性检验）后点击“继续”（见图6）如果需要对因变量与残差进行图形分析则需要在“绘制”下选择相关项目（图O选完7）,（图8）,选择要保存的般不需要则继续如果需要将相关结果如因变量预测值、残差等保存则点击“保存”项目如
3、果是逐步回归法或者设置不带常数项的回归模型则点击“选项”（图9）其他选项按软件默认。最后点击“确定”，运行线性回归，输出相关结果（见表 1-3）匈同眄采的囹根型搜合健M圉估计； ； R方或化名曰茸洛区间描让住!7部分和关制倘和4：性也）I ;曲方差矩阵2）。共晚性诒回立妫法I 1UBII KUI IIM Jill W4 lllli UI I llzia JIIBIlBIIIBdM jnjjr n I n-AT*i. d （5子军深的g国 四 /S f。）:I所有个车斌J 段治 帮助I构银型信息输出到XML文件浏题）一KINGTON QE: Jq。多元实验课 |为尊元统计分.|国望世的图8回归分
4、析输出结果：表1模型汇总模型RR方调整R方标准估计的误差Durbin-Watson1a.996.992.988.488872.740a.预测变量:（常量）,x3, x2, x1 b.因变量：y表2Anovab模型平方 和df均方FSig.1 回204.368.2285.000 a归77659610残1.677.239差3总206.10计449a.预测变量:（常量）,x3, x2, x1 b.因变量：y表3系数模型非标准化系 数标准 系数tSig.相关性共线性统计 量B标准误差试用版零阶偏部分容差VIF1（常-10.1.212-8.3.000里）12855x1-.05.070-.33-.73.4
5、88.965-.26-.02.005185.19165997x2.587.095.2136.20.000.251.920.211.9811.0139x3.287.1021.302.80.026.972.728.095.005186.37110a.因变量：y由表可知，回归模型拟合优度达到99.2%,方差分析也显示线性回归方程整体显着（F=285.61, Sig.=0.000 ）但是回归系数估计结果中，x1的系数为-0.051与一般经济理论矛盾且不显着（t检 验值-0.731 ,检验的p值0.488 ）,经多重共线性诊断（x1与x3的VIF值高达180以上）表明自变量 存在共线性。运用主成分分析做
6、多重共线性处理：（2）自变量x1-x3的主成分分析：由于spss没有独立的主成分分析模块，需要在因子分析里完成，因此需要特别注意：在数据窗口下选择“分析”一邛1维”一“因子分析”（见图10）;在弹出的窗口中将x1-x3调入“变量”（见图11）;然后点击“描述”，选择要输出的统计量（见图 12）:选中“统计量”下的两个项目（输出变 量描述统计和初始分析结果）；在“相关矩阵” 一般要选择输出“系数”、“显着性水平”、“KMO （做主成分分析和因子分析的适用性检验，也就是检验变量之间的相关系数是否足够大可以做因子分析）选完后点击“继续”进行下一步；点击“抽取”（见图 13）:在“方法”下默认“主 成
7、分”；“分析”下，默认“相关性矩阵”（含义是要对变量做标准化处理，然后基于标准化后 的协差阵也就是相关阵进行分解做因子分析或主成分分析），如果不需要对变量做标准化处理就 选“协方差矩阵”；“输出”中的两项都选，要求输出没有旋转的因子解（主成分分析必选项） 和碎石图（用图形决定提取的主成分或因子的个数）；“抽取”下，默认的是基于特征值（大于 1表示提取的因子或主成分至少代表1个单位标准差的变量信息，因为标准化后的变量方差为 1, 因子或者主成分作为提取的综合变量应该至少代表 1个变量的信息），也可以自选提取的因子个 数（即第二项），本例中做主成分回归，选择提取全部可能的 3个主成分，所以自选个数
8、填3。选 完后点击“继续”进行下一步；点击“旋转”（图14）,按默认的“方法”下不旋转（注意， 主成分分析不能旋转！）其他不用选，点击“继续”进行下一步；点击“得分”，计算不旋转 的初始因子得分（图15）,选中“保存为变量”，“方法”下按默认，其他不修改，点击“继续” 进行下一步。“选项”下可以不选按默认（选项里主要针对缺失值和系数显示格式，不影响分 析结果）最后点击“确定”，运行因子分析。-1FASTI用4j里一上回三主件6痛出卜文用程序窗口回用助iJ I，统计卜wn卜卜芈11 ： XI149.30比朝野Bk卜广义砌性辑型k温含0室苫卜1丸*0*0 WE过HE-01149304 20一216
9、1.294 103171.B03.1D用关岖卜4175.903.1Dss卜51理.91 1D对融他性祖金博k他硝卜日10.702207202.1Q2.1 封集旧卜日2112M5095ffl凶播卜.!；酝分折旧1D231.90510.度量闾1车身散检腔1地卜用对度势折 J餐怔足星111230.007012的切卜生而国遇国Fq会就的曳*E3帔姚旺田新9参加归因CD卜用用W学1151*团于妗析3. . . I.1i 一1 1 -PABWBIgbstcsPHJC、aW33平图10:因子分析粘贴 重置回臻定变量M1： ,K1 夕乂2 乂3选择变量:取消I帮助图11图12图132S1因孑分析：旋转一方法包
10、国0最大日铁方值法。最大方差法0最大平衡值法0 直接 Oblimin方法(3 O PromaK(P)Oelta(D): Eikappafk) a-输出Vi|鼓荷图L最大收敛性迭代次数凶：25_ 亘图14图15由运行结果计算主成分: 表4、描述统计量均值标准 差分析Nx1194.529.9911909952x23.3001.64911024x3139.720.6311364440表5、相关矩阵x1x2x3相关x11.00.026.9970x2.0261.00.0360x3.997.0361.000Sig.x1.470.000（单x2.470.459侧）x3.000.459表6、KMO和Bartlett 的检验取样足够度的.492Kaiser-Meyer-Olkin 度量。Bartlett 的近似卡方42.6球形度检验87
