統(tǒng)計(jì)分析方法試驗(yàn)課后習(xí)題

1、第四章實(shí)驗(yàn)二描述支付方式統(tǒng)計(jì)量標(biāo)準(zhǔn)誤消費(fèi)金額現(xiàn)金支付均值8.8392.85657均值的 95%置信區(qū)間下限7.1036上限10.57485%修整均值8.6812中值7.4050方差27.881標(biāo)準(zhǔn)差5.28024極小值1.09極大值20.48范圍19.39四分位距8.74偏度.435.383峰度-.859.750個(gè)人支票均值42.73202.47003均值的 95%置信區(qū)間下限37.7359上限47.72815%修整均值42.7256中值41.3400方差244.043標(biāo)準(zhǔn)差15.62186極小值2.67極大值78.16范圍75.49四分位距21.88偏度-.033.374峰度.267.733

2、信用卡支付均值40.87683.17111均值的 95%置信區(qū)間下限34.2821上限47.47155%修整均值40.7751中值45.3300方差221.230標(biāo)準(zhǔn)差14.87382極小值14.44極大值69.77范圍55.33四分位距25.98偏度-.117.491峰度-1.000.953M-估計(jì)器支付方式Huber 的 M-估計(jì)器aTukey的雙權(quán)重bHampel 的 M-估計(jì)器cAndrews波d消費(fèi)金額現(xiàn)金支付8.34868.40768.59388.4097個(gè)人支票42.693642.623342.779042.6423信用卡支付41.374241.410140.917841.413

3、9a.加權(quán)常量為 1.339。b.加權(quán)常量為 4.685。c.加權(quán)常量為 1.700、3.400 和 8.500d.加權(quán)常量為 1.340*pi。均值和 M 均值沒有較大差異，說明數(shù)據(jù)中沒有異常值正態(tài)性檢驗(yàn)支付方式Kolmogorov-SmirnovaShapiro-Wilk統(tǒng)計(jì)量dfSig.統(tǒng)計(jì)量dfSig.消費(fèi)金額現(xiàn)金支付.13338.088.94838.076個(gè)人支票.09040.200*.98940.955信用卡支付.17222.088.93822.179a. Lilliefors顯著水平修正*.這是真實(shí)顯著水平的下限。由于樣本是大樣本，所以看 Kolmogorov-Smirnov 檢

4、驗(yàn)，個(gè)人支票 Sig.值為 0.2，現(xiàn)金支付和信用卡支付 為 0.088，大于 0.05，接受原假設(shè)，即服從正態(tài)分布。方差齊性檢驗(yàn)Levene 統(tǒng)計(jì)且 量df1df2Sig.消費(fèi)金額基于均值15.832297.000基于中值12.568297.000基于中值和帶有調(diào)整后12.568268.577.000的 df基于修整均值15.940297.000由于 P 值均小于 0.05，所以認(rèn)為三組數(shù)據(jù)的方差不相等。從莖葉圖、Q-Q 圖等可以看岀其較好的符合正態(tài)分布。從箱體圖可以看岀各種支付方式不存在奇異值。 實(shí)驗(yàn)三Sig .值都（圖略）卡方檢驗(yàn)值df漸進(jìn) Sig.（側(cè)）雙Pearson 卡方24.73

5、3a22.310似然比23.43522.378有效案例中的 N37a. 46 單元格（100.0%）的期望計(jì)數(shù)少于 5。最小期望計(jì)數(shù)為.16。從卡方檢驗(yàn)的結(jié)果看出，各種檢驗(yàn)方法的顯著性水平均大于0.05 ,因此接受原假設(shè)，認(rèn)為處分情況和上網(wǎng)時(shí)間是不相關(guān)的。第五章 實(shí)驗(yàn)一age * sexagesex均值N標(biāo)準(zhǔn)差男78.47407.158女79.85407.177總計(jì)79.16807.155實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明，女性的年齡平均比男性要高，但二者年齡的標(biāo)準(zhǔn)差大致相當(dāng)，說明二者年齡的差異性大致相當(dāng)age * areaagearea均值N標(biāo)準(zhǔn)差長(zhǎng)江以北78.60407.253長(zhǎng)江以南79.73407.104總

6、計(jì)79.16807.155實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明，生活在長(zhǎng)江以南的人的年齡平均比生活在長(zhǎng)江以北的人的年齡要高，但二者年齡的標(biāo)準(zhǔn)差大致 相當(dāng)，說明二者年齡的差異性大致相當(dāng)。實(shí)驗(yàn)二單個(gè)樣本統(tǒng)計(jì)量N均值標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)誤纖度61.4767.07448.03040實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明，樣本均值為 1.4767，與總體均值 4.50 是比較接近的單個(gè)樣本檢驗(yàn)檢驗(yàn)值=1.50tdfSig.（雙側(cè)）均值差值差分的 95%置信區(qū)間下限上限纖度-.7675.477-.02333-.1015.0548實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明。雙側(cè) t 檢驗(yàn)的顯著性水平 Sig.取值為 0.477，大于 0.05，所以不拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為樣本均值與 總體均值沒

7、有顯著的差異。實(shí)驗(yàn)三組統(tǒng)計(jì)量激勵(lì)方法N均值標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)誤業(yè)績(jī)?cè)鰀 甲7 17.0143.63095.23848長(zhǎng)i乙me n sio n17 16.5143.50474.19077由表可得，甲乙兩種激勵(lì)方法業(yè)績(jī)?cè)鲩L(zhǎng)的均值差距不大，但標(biāo)準(zhǔn)差略有差距。獨(dú)立樣本檢驗(yàn)方差方程的Levene 檢驗(yàn)均值方程的 t 檢驗(yàn)FSig.tdfSig.（雙側(cè)）均值差值標(biāo)準(zhǔn)誤差值差分的95%置信區(qū)間下限上限業(yè)績(jī)假設(shè)方.121.7341.6312.128.500.3053-.161.16增長(zhǎng)差相等7009540540假設(shè)方1.6311.4.129.500.3053-.161.16差不相748009897897等由表

8、可得，方差方程的 Levene 檢驗(yàn)的顯著性水平為 0.734，遠(yuǎn)大于 0.05，所以認(rèn)為兩樣本的方差是相等的， 因 此我們選擇第一行的結(jié)果， 由于 t 檢驗(yàn)的顯著性水平為 0.128， 大于 0.05，所以不拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為兩樣本的均值 是相等的，即甲乙兩種激勵(lì)方法的效果不存在顯著性差異。實(shí)驗(yàn)四成對(duì)樣本統(tǒng)計(jì)量均值N標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)誤對(duì) 1卷 A149.60202.542.568由表可知，其相關(guān)性系數(shù)為0.711，對(duì)應(yīng)的顯著性水平為 0.000，小于 0.05，即認(rèn)為兩樣本的相關(guān)性不顯著。成對(duì)樣本檢驗(yàn)成對(duì)差分tdfSig.（雙側(cè)）均值標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)誤差分的 95%置信區(qū)間下限上限對(duì)卷 A

9、-.7001.97.442-.2251.6251.5819.1301卷 B64成對(duì)樣本統(tǒng)計(jì)量均值N標(biāo)準(zhǔn)差均值的標(biāo)準(zhǔn)誤對(duì) 1卷 A149.60202.542.568卷 B148.90202.654.593由表可知，卷 A 結(jié)果的得分的均值與卷 B 結(jié)果的得分的均值大致相當(dāng)，標(biāo)準(zhǔn)差也大致相當(dāng)成對(duì)樣本相關(guān)系數(shù)N相關(guān)系數(shù)Sig.對(duì) 1卷 A &卷 B20.711.000由表可知，t 檢驗(yàn)的顯著性水平為 0.130，大于 0.05，即認(rèn)為兩套問卷所得結(jié)果的平均值沒有顯著差異。 第七章實(shí)驗(yàn)一描述性統(tǒng)計(jì)量均值標(biāo)準(zhǔn)差N投入人年數(shù)2144.3871634.376931課題總數(shù)（當(dāng)年）960.000838

10、.188731相關(guān)性投入人年數(shù)課題總數(shù)（當(dāng)年）投入人年數(shù)Pearson 相關(guān)性1.959*顯著性（雙側(cè)）.000平方與叉積的和8.014E73.941E7協(xié)方差2671187.8451313583.600N3131課題總數(shù)（當(dāng)年）Pearson 相關(guān)性.959*1顯著性（雙側(cè)）.000平方與叉積的和3.941E72.108E7協(xié)方差1313583.600702560.333N3131*.在.01 水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)。從表中可以看出 Pearson 相關(guān)系數(shù)為 0.959，即課題總數(shù)與投入人年數(shù)的相關(guān)系數(shù)為0.959，雙側(cè)檢驗(yàn)值為 0.000 ,小于 0.05，拒絕原假設(shè)，認(rèn)為總體相關(guān)系數(shù)與

11、 0 有顯著差異，因此認(rèn)為二者存在相關(guān)關(guān)系，由于0.959 接近于 1,所以認(rèn)為二者存在較強(qiáng)的線性關(guān)系。同理，課題總數(shù)與投入高級(jí)職稱的人年數(shù)存在較強(qiáng)線性關(guān)系（相關(guān)系數(shù)0.944）課題總數(shù)與投入科研事業(yè)費(fèi)存在較強(qiáng)線性關(guān)系（相關(guān)系數(shù)0.862）課題總數(shù)與專著數(shù)存在較強(qiáng)線性關(guān)系（相關(guān)系數(shù) 0.868）課題總數(shù)與論文數(shù)存在較強(qiáng)線性關(guān)系（相關(guān)系數(shù) 0.887） 課題總數(shù)與獲獎(jiǎng)數(shù)不存在較強(qiáng)線性關(guān)系（相關(guān)系數(shù)0.665）實(shí)驗(yàn)二相關(guān)性控制變量城鎮(zhèn)居民家庭人均消費(fèi)城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入農(nóng)村居民家庭人均純收入-無-a城鎮(zhèn)居民家庭人均消相關(guān)性1.000.990.990費(fèi)顯著性（雙.000.000側(cè)）df0141

12、4城鎮(zhèn)居民家庭人均可相關(guān)性.9901.000.995支配收入顯著性（雙.000.000側(cè)）df14014農(nóng)村居民家庭人均純相關(guān)性.990.9951.000收入顯著性（雙.000.000側(cè)）df14140農(nóng)村居民家庭人均城鎮(zhèn)居民家庭人均消相關(guān)性1.000.385純收入費(fèi)顯著性（雙.157側(cè)）df013城鎮(zhèn)居民家庭人均可相關(guān)性.3851.000支配收入顯著性（雙.157側(cè)）dfI130 IIa.單元格包含零階（Pearson） 相關(guān)。在一般相關(guān)分析下， 城鎮(zhèn)居民家庭人均消費(fèi)與城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入相關(guān)系數(shù)取值為0.990,其 Sig.值為 0.000，小于 0.01，說明二者相關(guān)性是顯著的。但

13、在控制了農(nóng)村居民家庭人均純收入這個(gè)變量的偏相關(guān)分析下，鄉(xiāng)姑納西助威0.385，Sig.值為 0.157，大于 0.05，說明此事二者的相關(guān)性是不顯著的。同理城鎮(zhèn)居民家庭人均消費(fèi)與農(nóng)村居民家庭人均純收入在一般相關(guān)分析下相關(guān)性顯著，偏相關(guān)分析下不顯著。相關(guān)性控制變量城鎮(zhèn)居 民家庭 人均消費(fèi)農(nóng)村居 民家庭 人均純 收入城鎮(zhèn)居 民家庭 人均可 支配收 入-無-a城鎮(zhèn)居民家庭相關(guān)性1.000.990.990人均消費(fèi)顯著性.000.000（雙側(cè)）df01414農(nóng)村居民家庭相關(guān)性.9901.000.995人均純收入顯著性.000.000（雙側(cè)）df14014城鎮(zhèn)居民家庭相關(guān)性.990.9951.000人均可支配收顯著性.000.000入（雙側(cè)）df14140城鎮(zhèn)居民家庭城鎮(zhèn)居民家庭相關(guān)性1.000.284人均可支配收人均消費(fèi)顯著性.305入（雙側(cè)）df013農(nóng)村居民家庭相關(guān)性.2841.000人均純收入顯著性.305（雙側(cè)）df130a.單元格包含零階（Pearson） 相關(guān)第八章 實(shí)驗(yàn)一 輸