第六章 簡(jiǎn)單統(tǒng)計(jì)分析與SAS過(guò)程

1、第六章第六章簡(jiǎn)單統(tǒng)計(jì)分析與簡(jiǎn)單統(tǒng)計(jì)分析與SAS過(guò)程過(guò)程一、假設(shè)檢驗(yàn)與一、假設(shè)檢驗(yàn)與SAS過(guò)程過(guò)程平均每戶(hù)消費(fèi)支出500600700800900 1000家庭數(shù)8153025139例題例題6.1： 為了了解農(nóng)村居民家庭消費(fèi)水平是否有所提高，2008年，某市對(duì)其農(nóng)村居民家庭進(jìn)行了一次抽樣調(diào)查，其中100戶(hù)被抽樣家庭的調(diào)查結(jié)果如下表：表6.1 2008年某市農(nóng)村居民家庭月均消費(fèi)水平若3年前該市農(nóng)村居民家庭月均消費(fèi)支出服從N（720，17580），假定2008年月均消費(fèi)支出服從正態(tài)分布，問(wèn)該市農(nóng)村居民家庭月均消費(fèi)支出是否有顯著提高？（顯著性水平0.05）即在方差未知的情況下檢驗(yàn)即在方差未知的情況下檢驗(yàn)

2、是否成立。7200100:HH備責(zé)假設(shè)：原假設(shè)：22zzzP計(jì)算出的統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算值、臨界值、顯著性水平及檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算值、臨界值、顯著性水平及檢驗(yàn)概率之間的關(guān)系概率之間的關(guān)系假定假定檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Z服從正態(tài)分布服從正態(tài)分布統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算值：統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算值：一次抽樣觀測(cè)值代入統(tǒng)計(jì)量一次抽樣觀測(cè)值代入統(tǒng)計(jì)量Z后后得到的數(shù)值得到的數(shù)值Z0.臨界值：臨界值：在給定的顯著性水平下，由在給定的顯著性水平下，由1020HH 接受時(shí)，拒絕當(dāng)zz pzzP計(jì)算出的概率由0統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算值、臨界值、顯著性水平及檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算值、臨界值、顯著性水平及檢驗(yàn)概率之間的關(guān)系概率之間的關(guān)系檢驗(yàn)概率檢驗(yàn)概率：1020H

3、H ，接受，故拒絕時(shí)，必有當(dāng)zzp由臨界值和檢驗(yàn)概率的計(jì)算公式，可知由臨界值和檢驗(yàn)概率的計(jì)算公式，可知單樣本和兩樣本下的假設(shè)檢驗(yàn)單樣本和兩樣本下的假設(shè)檢驗(yàn)0100:HH備責(zé)假設(shè)：原假設(shè)：) 1 , 0(00202NnxU時(shí)，當(dāng)) 1(0202ntnsxt時(shí)，當(dāng)單樣本的假設(shè)檢驗(yàn)單樣本的假設(shè)檢驗(yàn)（一）單樣本的參數(shù)假設(shè)檢驗(yàn)（正態(tài)分布總體）（一）單樣本的參數(shù)假設(shè)檢驗(yàn)（正態(tài)分布總體） 總體均值的假設(shè)檢驗(yàn)總體均值的假設(shè)檢驗(yàn)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：拒絕域：拒絕域：21 uu) 1(21ntt0100:HH備責(zé)假設(shè)：原假設(shè)：) 1 , 0(00202NnxU時(shí)，當(dāng)) 1(0202ntnsxt時(shí)，當(dāng)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)

4、統(tǒng)計(jì)量：拒絕域：拒絕域：1uu) 1(1ntt對(duì)于總體均值的假設(shè)檢驗(yàn)，可轉(zhuǎn)化為均值是否為零均值是否為零的檢驗(yàn)的檢驗(yàn)，可通過(guò)PROC MEANS過(guò)程實(shí)現(xiàn)，只需在選項(xiàng)中選擇t,prt,和clm，alpha。例6.1程序：data consume;input expend number ;dif=expend-720;cards;500 8 600 15 750 30 800 25 900 13 1000 9;proc means mean t prt;var dif;freq number; output out=meant t=tv;run;0:0:0100HH即檢驗(yàn)由于檢驗(yàn)變量由于檢驗(yàn)變量di

5、f=expend-720的的t值值=3.17，概率概率pr|t|的值為的值為0.0020，小于顯著性水平，小于顯著性水平0.05，故，故在在0.05的顯著性水平下推斷出的顯著性水平下推斷出dif的均值顯著不為的均值顯著不為0，也即居，也即居民月均消費(fèi)支出顯著不等于民月均消費(fèi)支出顯著不等于720.0720:0720:10HH進(jìn)一步檢驗(yàn)data a;set meant;k=_freq_-1;p=1-probt(tv,k);t1=tinv(0.95,k);proc print;run;)(tvtp計(jì)算概率 p=1-probt(t,k)t1=tinv(0.95,k);計(jì)算計(jì)算t分布的分布的0.95分位

6、數(shù)分位數(shù)顯然，顯然，tv的值的值t1且且p值也值也0.05,故在故在0.05的顯著性水平下拒的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，也即接受居民月均消費(fèi)支出顯著大于絕原假設(shè)，也即接受居民月均消費(fèi)支出顯著大于720.20212020:HH備責(zé)假設(shè)：原假設(shè)：) 1() 1()(220220122nSnxxnii 總體方差的假設(shè)檢驗(yàn)總體方差的假設(shè)檢驗(yàn)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：拒絕域：拒絕域：）或）1(1(2222212nn例例6.2：檢驗(yàn)例檢驗(yàn)例6.1中居民消費(fèi)支出的方差是否有中居民消費(fèi)支出的方差是否有變化，即是否仍為變化，即是否仍為17580。17580:17580:2120HH備責(zé)假設(shè)：原假設(shè)：proc mea

7、ns var; var expend; freq number;output out=test var=varex;run;data A(drop=_type_);set test;k=_freq_-1; chisq=k*varex/17580;p=1-probchi(chisq,k); ci1=cinv(0.025,k); ci2=cinv(0.975,k);proc print data=a noobs;run;程序說(shuō)明：程序說(shuō)明：2計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量)(2chisqp計(jì)算概率 ci1=cinv(0.025,k); ci2=cinv(0.975,k); chisq=k*varex/17580;

8、 p=1-probchi(chisq,k); 分別計(jì)算分別計(jì)算2分布的分布的0.025和和0.975分位數(shù)。分位數(shù)。由于由于 chisq統(tǒng)計(jì)量值滿(mǎn)足統(tǒng)計(jì)量值滿(mǎn)足ci1chisq0.05也表明，在也表明，在0.05的顯著性水平下，的顯著性水平下，接受原假設(shè)。接受原假設(shè)。)()(21202約束個(gè)數(shù)kfffkieieii為理論頻數(shù)。為觀測(cè)頻數(shù)，其中eiiff0（二）單樣本的非參數(shù)假設(shè)檢驗(yàn)（二）單樣本的非參數(shù)假設(shè)檢驗(yàn)K.Pearson提出以下統(tǒng)計(jì)量：提出以下統(tǒng)計(jì)量： 總體分布的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)總體分布的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)是根據(jù)樣本的經(jīng)驗(yàn)分布對(duì)總體分布擬合優(yōu)度檢驗(yàn)是根據(jù)樣本的經(jīng)驗(yàn)分布對(duì)總體分布作出的估

9、計(jì)。作出的估計(jì)。約束個(gè)數(shù)）或約束個(gè)數(shù)）kk(2222212拒絕域：表表6.3 訂單頻數(shù)分布表訂單頻數(shù)分布表星期一星期一星期二星期二星期三星期三星期四星期四星期五星期五合計(jì)合計(jì) 7 1215111560問(wèn)：該企業(yè)的訂單在每星期問(wèn)：該企業(yè)的訂單在每星期5天中是否服從均勻分布？（顯著性天中是否服從均勻分布？（顯著性水平水平0.05）例例6.3 某企業(yè)欲了解其產(chǎn)品訂單的分布情況，在某企業(yè)欲了解其產(chǎn)品訂單的分布情況，在隨機(jī)選擇的一周中發(fā)現(xiàn)，其訂單頻數(shù)分布如下表：隨機(jī)選擇的一周中發(fā)現(xiàn)，其訂單頻數(shù)分布如下表：程序?qū)崿F(xiàn)：程序?qū)崿F(xiàn)：data chisq;input foi fei;dif=(foi-fei);d

10、iv=dif*dif/fei;cards;7 12 12 12 15 12 11 12 15 12;proc means sum; var div;output out=test sum=chisq; run;data A;set test; k=_freq_-1; p=1-probchi(chisq,k);ci1=cinv(0.025,k); ci2=cinv(0.975,k);proc print data=a noobs; run;chisq2p計(jì)算eieiifff20)(計(jì)算程序說(shuō)明程序說(shuō)明： ci1=cinv(0.025,k); ci2=cinv(0.975,k); div=dif*

11、dif/fei; proc means sum; var div; output out=test sum=chisq; p=1-probchi(chisq,k);chisq,)(1202記為計(jì)算nieieiifff 分別計(jì)算2分布的0.025和0.975分位數(shù)。由于由于 chisq統(tǒng)計(jì)量值滿(mǎn)足統(tǒng)計(jì)量值滿(mǎn)足ci1chisq0.05也表明，在也表明，在0.05的顯著性水平下，的顯著性水平下，接受原假設(shè)。接受原假設(shè)。 總體均值的非參數(shù)檢驗(yàn)（總體不服從正態(tài)分布）總體均值的非參數(shù)檢驗(yàn)（總體不服從正態(tài)分布）利用利用UNIVARIATE過(guò)程中的符號(hào)檢驗(yàn)與威爾克森秩過(guò)程中的符號(hào)檢驗(yàn)與威爾克森秩和檢驗(yàn)。和檢驗(yàn)

12、。data consume;input expend number ;dif=expend-720;cards;500 8 600 15 750 30 800 25 900 13 1000 9;proc univariate alpha=0.1;var dif;freq number;run;總體不服從正態(tài)分布，利用符號(hào)檢驗(yàn)與威爾克森秩和檢驗(yàn)總體不服從正態(tài)分布，利用符號(hào)檢驗(yàn)與威爾克森秩和檢驗(yàn)（符號(hào)秩檢驗(yàn)）。（符號(hào)秩檢驗(yàn)）。由于由于Pr=|M|的的P值小于值小于0.0001， Pr=|S|的的P值為值為0.002，都小于給定的顯著性水平，都小于給定的顯著性水平，故拒絕原假設(shè)，認(rèn)為故拒絕原假設(shè)，認(rèn)

13、為dif均值不為零，與即認(rèn)為居民家庭月均消費(fèi)均值不為零，與即認(rèn)為居民家庭月均消費(fèi)支出顯著大于支出顯著大于720.BABAHH:10備責(zé)假設(shè)：原假設(shè)：)2()11(2121221nntnnsxxt兩樣本的假設(shè)檢驗(yàn)兩樣本的假設(shè)檢驗(yàn)（一）兩獨(dú)立組的假設(shè)檢驗(yàn)（一）兩獨(dú)立組的假設(shè)檢驗(yàn)獨(dú)立組：兩樣本來(lái)自于兩個(gè)獨(dú)立總體獨(dú)立組：兩樣本來(lái)自于兩個(gè)獨(dú)立總體樣本需滿(mǎn)足以下兩個(gè)條件：正態(tài)性，方差齊次性。樣本需滿(mǎn)足以下兩個(gè)條件：正態(tài)性，方差齊次性。)2(2121nntt檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：拒絕域拒絕域檢驗(yàn)可通過(guò)檢驗(yàn)可通過(guò)Proc ttest實(shí)現(xiàn)實(shí)現(xiàn) 滿(mǎn)足正態(tài)性而不滿(mǎn)足方差齊次性時(shí)，采用參數(shù)的滿(mǎn)足正態(tài)性而不滿(mǎn)足方差齊

14、次性時(shí)，采用參數(shù)的近似近似T檢驗(yàn)或非參數(shù)的威爾克森秩和檢驗(yàn)檢驗(yàn)或非參數(shù)的威爾克森秩和檢驗(yàn)。 兩個(gè)條件都不滿(mǎn)足時(shí)，采用非參數(shù)的威爾克森秩和兩個(gè)條件都不滿(mǎn)足時(shí)，采用非參數(shù)的威爾克森秩和檢驗(yàn)。（檢驗(yàn)。（proc nparlway wilcoxon；）；）滿(mǎn)足正態(tài)分布條件滿(mǎn)足正態(tài)分布條件表表6.4 地區(qū)地區(qū)A和和B家庭平均收入水平情況家庭平均收入水平情況A地地區(qū)區(qū)2.52.93.25.33.84.24.03.93.33.14.54.74.25.75.13.04.92.73.84.6B地地區(qū)區(qū)3.74.14.33.63.93.84.74.45.35.1 3.83.76.05.52.93.45.23.84

15、.84.6問(wèn)：這兩個(gè)地區(qū)的家庭平均收入是否有顯著差異？（顯著性水問(wèn)：這兩個(gè)地區(qū)的家庭平均收入是否有顯著差異？（顯著性水平平0.05）例例6.4： 某銀行考慮在兩個(gè)相鄰地區(qū)某銀行考慮在兩個(gè)相鄰地區(qū)A和和B之間開(kāi)設(shè)一個(gè)之間開(kāi)設(shè)一個(gè)新的營(yíng)業(yè)網(wǎng)點(diǎn)。銀行所關(guān)心的時(shí)這兩個(gè)地區(qū)家庭平均收入新的營(yíng)業(yè)網(wǎng)點(diǎn)。銀行所關(guān)心的時(shí)這兩個(gè)地區(qū)家庭平均收入是否相同。為此，在這兩個(gè)地區(qū)分別抽取了是否相同。為此，在這兩個(gè)地區(qū)分別抽取了20戶(hù)居民家庭戶(hù)居民家庭進(jìn)行調(diào)查，調(diào)查結(jié)果如下表：進(jìn)行調(diào)查，調(diào)查結(jié)果如下表：data income;input area$ income;cards;A 2.5 B 3.7 A 3.2 B 4.3

16、A 3.8 B 3.9 A 4.0 B 4.7 A 3.3 B 5.3A 4.5 B 3.8 A 4.2 B 6.0 A 5.1 B 2.9 A 4.9 B 5.2 A 3.8 B 4.8A 2.9 B 4.1 A 5.3 B 3.6 A 4.2 B 3.8 A 3.9 B 4.4 A 3.1 B 5.1A 4.7 B 3.7 A 5.7 B 5.5 A 3.0 B 3.4 A 2.7 B 3.8 A 4.6 B 4.6;proc sort; by area;run;proc univariate normal;var income;by area;run;proc ttest ; class

17、 area;var income ; run;area=A的正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果area=B的正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果由于由于W檢驗(yàn)的檢驗(yàn)的P值都大于給定的顯著性水平，故接受原假設(shè)，值都大于給定的顯著性水平，故接受原假設(shè)，認(rèn)為都服從正態(tài)分布。認(rèn)為都服從正態(tài)分布。又由方差是否相等（又由方差是否相等（Equality of Variances)的的F檢驗(yàn)：檢驗(yàn)：F值值=1.31，P值值PrF=0.5658（0.05），故認(rèn)為兩組方差相等。），故認(rèn)為兩組方差相等。因此可用因此可用T檢驗(yàn)對(duì)兩組均值是否相等進(jìn)行檢驗(yàn)，對(duì)應(yīng)檢驗(yàn)對(duì)兩組均值是否相等進(jìn)行檢驗(yàn)，對(duì)應(yīng)T檢驗(yàn)檢驗(yàn)的的T值值=-1.32，P值值Pr|T|=0.1938

18、(0.05)，接受原假設(shè)，即，接受原假設(shè)，即A，B兩地區(qū)家庭收入沒(méi)有顯著差異。兩地區(qū)家庭收入沒(méi)有顯著差異。正態(tài)性不滿(mǎn)足正態(tài)性不滿(mǎn)足data zichfz;input type$ rate;cards;pt 99.4 pt 94.8 pt 38.4 pt 52.7 pt 92.1pt 87.9 pt 334.2 pt 86.9 pt 134.5 pt 74.9pt 69.9 pt 48.0 pt 104.9 pt 67.8 pt 60.8pt 59.5 pt 62.0 pt 75.4 pt 715.2 pt 15.3pt 224.6 pt 90.6 pt 86.7 pt 65.4 pt 77.1

19、pt 354.2 pt 59.7nopt 31.3 nopt 54.7 nopt 29.7 nopt 40.0 nopt 55.1nopt 32.6 nopt 59.2 nopt 46.9 nopt 52.9 nopt 29.1nopt 64.8 nopt 35.0 nopt 56.6 nopt 44.5 nopt 52.3nopt 21.8 nopt 52.0 nopt 28.0 nopt 24.0 nopt 13.5nopt 29.8 nopt 67.1 nopt 17.1 nopt 48.1 nopt 30.8nopt 32.6 nopt 24.1;proc sort; by type;

20、run;proc univariate normal;var rate;by type;run;proc npar1way wilcoxon;class type;var rate;run;見(jiàn)課本例見(jiàn)課本例6.6type=nopt的正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果type=pt的正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果由于由于W檢驗(yàn)的檢驗(yàn)的P值值0.24880.05，故接受原假設(shè)，認(rèn)為服從，故接受原假設(shè)，認(rèn)為服從正態(tài)分布正態(tài)分布。由于由于W檢驗(yàn)的檢驗(yàn)的P值值0.0001，故拒絕原假設(shè)，認(rèn)為不服從正，故拒絕原假設(shè)，認(rèn)為不服從正態(tài)分布。態(tài)分布。采用非參數(shù)檢驗(yàn)采用非參數(shù)檢驗(yàn)Wilcoxon Two-Sample Test檢驗(yàn)中的近似檢驗(yàn)中的近

21、似Z檢驗(yàn)和近似檢驗(yàn)和近似T檢檢驗(yàn)的雙側(cè)檢驗(yàn)的驗(yàn)的雙側(cè)檢驗(yàn)的P值都值都0.001，故拒絕原假設(shè)，即，故拒絕原假設(shè)，即兩類(lèi)公司的資產(chǎn)負(fù)債率有顯著差異。兩類(lèi)公司的資產(chǎn)負(fù)債率有顯著差異。又由于又由于nopt類(lèi)公司資產(chǎn)負(fù)債率類(lèi)公司資產(chǎn)負(fù)債率rate的均值的均值39.7629630顯然小于顯然小于Pt類(lèi)公司的均值類(lèi)公司的均值,故故Pt類(lèi)公司的資產(chǎn)負(fù)債率顯著高于類(lèi)公司的資產(chǎn)負(fù)債率顯著高于nopt類(lèi)公類(lèi)公司的資產(chǎn)負(fù)債率。司的資產(chǎn)負(fù)債率。0:0:10DDHH備責(zé)假設(shè)：原假設(shè)：（二）成對(duì)組的假設(shè)檢驗(yàn)（二）成對(duì)組的假設(shè)檢驗(yàn)成對(duì)組：兩樣本來(lái)自于同一總體在不同時(shí)間或不成對(duì)組：兩樣本來(lái)自于同一總體在不同時(shí)間或不同處理下的

22、數(shù)據(jù)。同處理下的數(shù)據(jù)。為兩組差值的均值。其中D差值來(lái)自正態(tài)總體：用差值來(lái)自正態(tài)總體：用MEANS過(guò)程中過(guò)程中T檢驗(yàn)檢驗(yàn)來(lái)自其它分布總體：用來(lái)自其它分布總體：用UNIVARIATE過(guò)程中的符號(hào)檢過(guò)程中的符號(hào)檢驗(yàn)或符號(hào)秩檢驗(yàn)。驗(yàn)或符號(hào)秩檢驗(yàn)。課本例課本例6.7data package;input sale1 sale2;dif=sale2-sale1;cards;66 72 70 75 75 68 79 87 65 84 90 73 85 70 82 8397 95 95 90 92 82 73 78 71 69 69 74 77 86;proc univariate normal;var dif

23、; run;課本例6.8data stock(keep=rate1 rate2 dif);input price1 price2;rate1=(price1-lag(price1)/lag(price1)*100;rate2=(price2-lag(price2)/lag(price2)*100;dif=rate2-rate1;cards;25.79 24.90 24.37 24.88 23.24 25.20 22.11 25.1022.00 24.99 22.12 24.78 20.29 24.90 19.70 24.8020.46 26.05 19.98 25.41 20.68 25.46

24、;proc univariate normal; var rate1 rate2 dif;run;相關(guān)分析與相關(guān)分析與CORR過(guò)程過(guò)程兩連續(xù)型變量：兩連續(xù)型變量：Pearson積矩相關(guān)系數(shù)積矩相關(guān)系數(shù)兩有序變量：兩有序變量： （1）Spearman等級(jí)相關(guān)系數(shù)等級(jí)相關(guān)系數(shù)（或秩序相關(guān)系數(shù)）（或秩序相關(guān)系數(shù)）（2）Kendalls tau_b相關(guān)系數(shù)相關(guān)系數(shù)兩分類(lèi)變量：列聯(lián)系數(shù)兩分類(lèi)變量：列聯(lián)系數(shù)相關(guān)關(guān)系的度量相關(guān)關(guān)系的度量 主要功能：主要功能： 計(jì)算變量間的相關(guān)系數(shù)：包括計(jì)算變量間的相關(guān)系數(shù)：包括Pearson相關(guān)系數(shù)，相關(guān)系數(shù)， Spearman等級(jí)相關(guān)系數(shù)、等級(jí)相關(guān)系數(shù)、Kendalls

25、tau_b相關(guān)相關(guān)系數(shù)、系數(shù)、Hoeffding的相關(guān)性度量的相關(guān)性度量D. 還可以計(jì)算偏相關(guān)和還可以計(jì)算偏相關(guān)和Cronbach系數(shù)及一些單變系數(shù)及一些單變量的描述性統(tǒng)計(jì)量。量的描述性統(tǒng)計(jì)量。CORR（相關(guān)）過(guò)程（相關(guān)）過(guò)程CORR（相關(guān)）過(guò)程的一般格式（相關(guān)）過(guò)程的一般格式PROC CORR;VAR variable-list;WITH variable-list;PARTIAL variable-list;WEIGHT variable;FREQ variable ;BY variable-list; CORR（相關(guān)）過(guò)程中語(yǔ)句說(shuō)明：（1）PROC CORR語(yǔ)句語(yǔ)句一般格式為：一般格式為

26、：PROC CORR;有以下幾類(lèi)：數(shù)據(jù)集選項(xiàng)：數(shù)據(jù)集選項(xiàng)：u DATA=SAS-data-set;u OUTP=SAS-data-set;創(chuàng)建存放Pearson統(tǒng)計(jì)量的數(shù)據(jù)集，需同時(shí)使用PEARSON選項(xiàng)。u OUTS=SAS-data-set;創(chuàng)建存放Spearman統(tǒng)計(jì)量的數(shù)據(jù)集，需同時(shí)使用SPEARMAN選項(xiàng)。u OUTH=SAS-data-set; 創(chuàng)建存放Hoeffding統(tǒng)計(jì)量的數(shù)據(jù)集，需同時(shí)使用HOEFFDING選項(xiàng)。u OUTK=SAS-data-set; 創(chuàng)建存放Kendall的tau_b統(tǒng)計(jì)量的數(shù)據(jù)集，需同時(shí)使用KENDALL選項(xiàng)。相關(guān)類(lèi)型選項(xiàng)：相關(guān)類(lèi)型選項(xiàng)：u Pears

27、on相關(guān)系數(shù)；沒(méi)有規(guī)定選項(xiàng)，即默認(rèn)為Pearson相關(guān)系數(shù)。u Spearman秩序相關(guān)系數(shù)；u Kendall等級(jí)相關(guān)系數(shù)tau_b;u Hoeffding的相關(guān)性度量；（2）VAR語(yǔ)句語(yǔ)句一般格式為：一般格式為：VAR variable-list;如：var a b c;（3）WITH語(yǔ)句語(yǔ)句一般格式為：一般格式為：WITH variable-list;該句與該句與VAR語(yǔ)句一起使用，得到變量間特殊組合的相關(guān)語(yǔ)句一起使用，得到變量間特殊組合的相關(guān)系數(shù)。系數(shù)。如：如：var a b c; with x y;（4）PARTIAL語(yǔ)句語(yǔ)句一般格式為：一般格式為：PARTIAL variable-list;計(jì)算計(jì)算Pearson偏相關(guān)，偏相關(guān)，Spearman偏秩序相關(guān)和偏秩序相關(guān)和Kendall的偏的偏tau_b，給出偏出去（即固定）的變量名。給出偏出去（即固定）的變量名。偏相關(guān)是控制一個(gè)或幾個(gè)固定變量的影響后兩個(gè)變量間偏相關(guān)是控制