多元回歸分析實(shí)驗(yàn)報(bào)告

1、多元回歸分析實(shí)驗(yàn)報(bào)告實(shí)驗(yàn)環(huán)境】SPSS23.0實(shí)驗(yàn)名稱(chēng)】多元回歸分析實(shí)驗(yàn)?zāi)康摹浚?）掌握應(yīng)用SPSS軟件執(zhí)行簡(jiǎn)單的多元回歸分析，并根據(jù)統(tǒng)計(jì)輸出結(jié)果整理報(bào)表2）熟悉按Enter和Stepwise等不同的方法把自變量置入回歸模型，分析并報(bào)告結(jié)果實(shí)驗(yàn)內(nèi)容】分析前期的虛擬變量處理準(zhǔn)備。利用“回歸分析數(shù)據(jù)”執(zhí)行統(tǒng)計(jì)分析，以便探討主管品德、主管工作能力、主管人際能力三個(gè)因素對(duì)員工離職傾向的影響。其中，為了排除員工性別（1=男，2=女）和組織類(lèi)型（1=政府機(jī)關(guān)；2=事業(yè)單位；3=國(guó)有企業(yè)；4=非國(guó)有企業(yè)）兩個(gè)因素對(duì)分析結(jié)果的干擾，通常需要把員工性別和組織類(lèi)型作為控制變量建立分析模型。并且，由于上述兩個(gè)控制變

2、量均為分類(lèi)變量，不宜直接置入回歸模型，應(yīng)將其應(yīng)用重新編碼為不同變量，分別將它們轉(zhuǎn)換為取值為0或者1的虛擬變量。在進(jìn)行虛擬變量轉(zhuǎn)換時(shí)，可以把“男”作為性別的參照組，而把“政府機(jī)關(guān)”作為組織類(lèi)型的參照組，以此進(jìn)行轉(zhuǎn)換（可以參照實(shí)驗(yàn)結(jié)果中的表1加以理解）。按照Enter法置入解釋變量執(zhí)行回歸分析。把主管品德、主管工作能力、主管人際能力三個(gè)因素，以及經(jīng)過(guò)上一步經(jīng)過(guò)轉(zhuǎn)換得到并用作控制變量的虛擬變量，同時(shí)置入模型作為IV（IndependentVariable），同時(shí)注意勾選方差變化量及多重共線性檢驗(yàn)，執(zhí)行統(tǒng)計(jì)分析，并根據(jù)輸出結(jié)果按表1要求的信息制作報(bào)表。按照stepwise法置入解釋變量執(zhí)行回歸分析。把

3、主管品德、主管工作能力、主管人際能力三個(gè)因素，以及經(jīng)過(guò)上一步經(jīng)過(guò)轉(zhuǎn)換得到并用作控制變量的虛擬變量，同時(shí)置入模型作為IV（IndependentVariable），同時(shí)注意勾選方法為Stepwise（步進(jìn)，或譯為逐步）及多重共線性檢驗(yàn)，執(zhí)行統(tǒng)計(jì)分析，并根據(jù)輸出結(jié)果按表2要求的信息制作報(bào)表?！緦?shí)驗(yàn)過(guò)程】虛擬變量處理準(zhǔn)備執(zhí)行回歸分析操作結(jié)果報(bào)表制作及解釋【實(shí)驗(yàn)結(jié)果】1.根據(jù)統(tǒng)計(jì)輸出結(jié)果，按表1要求的信息報(bào)告相應(yīng)內(nèi)容，并回答后面的思考問(wèn)題。表1應(yīng)用Enter法置入解釋變量的多元回歸分析結(jié)果摘要(N=_722)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)(卩)控制變量D1(員工性別為女時(shí)，取值為1;性別為男時(shí)，取值為0)-0.009D2

4、(組織類(lèi)型為事業(yè)單位時(shí)，取值為1；其他類(lèi)型，取值為0)0.120*D3(組織類(lèi)型為國(guó)有企業(yè)時(shí)，取值為1；其他類(lèi)型，取值為0)0.055D4(組織類(lèi)型為非國(guó)有企業(yè)時(shí)，取值為1；其他類(lèi)型，取值為0)0.106*解釋變量主管品德-0.129*主管工作能力-0.163*主管人際能力-0.478*AdjustedR20.453AR20.440F193.303注：*PV0.05,*PV0.01,*PV0.001(雙尾檢驗(yàn))。(提示：根據(jù)輸出結(jié)果標(biāo)注標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)、/R2、尸的顯著性水平)思考問(wèn)題：模型的多重共線性問(wèn)題是否嚴(yán)重？為什么？不嚴(yán)重對(duì)于每個(gè)變量而言，容忍度(Tolerance)并未小于0.1,方差

5、膨脹因子(VIF)并未大于10主管品德、主管工作能力和主管人際能力三者或其中某一項(xiàng)是否有助于降低員工離職傾向？若是,為什么？是主管品德、主管工作能力和主管人際能力三者的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)分別為-.129(PV0.01)、-.163(PV0.01)、-.478(PV0.001),即均對(duì)員工離職傾向有負(fù)向影響，三者增大有利于降低員工離職傾向。根據(jù)表1的回歸分析結(jié)果，若想要有效降低員工離職傾向，首要應(yīng)該改善主管在品德、工作能力人際能力中間的哪個(gè)方面？主管人際能力因?yàn)樗鼧?biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)在三者中間最大，效應(yīng)最為明顯。AR2的數(shù)值轉(zhuǎn)化為百分?jǐn)?shù)后，就是主管品德、主管工作能力和主管人際能力三者能夠解釋員工離職傾向變

6、異量的百分比嗎？為什么？不是在模型中，還有作為控制變量的虛擬變量D1D4在起作用，所以不完全是主管品德、主管工作能力和主管人際能力三者能夠解釋員工離職傾向變異量的百分比。根據(jù)統(tǒng)計(jì)輸出結(jié)果，按表2要求的信息報(bào)告相應(yīng)內(nèi)容，并回答后面的思考問(wèn)題。表2應(yīng)用Stepwise法置入解釋變量的多元回歸分析結(jié)果摘要(N=722)未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)T顯著性共線性統(tǒng)計(jì)B標(biāo)準(zhǔn)誤容差VIF常量(截距項(xiàng))6.7020.17638.0240.000D40.3910.1163.3840.0010.7731.294主管品德-0.1560.059-2.6420.0080.3183.145主管工作能力-0.2080.064-3.258

7、0.0010.3043.288主管人際能力-0.5600.038-14.7280.0000.7191.392R=0.677，R2=0.458，AdjustedR2=0.453，F(xiàn)=86.341*注：*PV0.05,*PV0.01,*PV0.001(雙尾檢驗(yàn))。(提示：控制變量和解釋變量按需保留，不顯著的在制作報(bào)表時(shí)將該行刪除即可。另外，要根據(jù)輸出結(jié)果標(biāo)注F的顯著性水平)思考問(wèn)題：應(yīng)用Stepwise法置入解釋變量執(zhí)行回歸分析，統(tǒng)計(jì)輸出可能有幾個(gè)模型的結(jié)果。對(duì)于本次分析而言，應(yīng)該報(bào)告第幾個(gè)模型的輸出結(jié)果？模型4根據(jù)表2的回歸分析結(jié)果，按照“因變量=常數(shù)+工回歸系數(shù)嚴(yán)解釋變量J的基本范式，員工離職

8、傾向與DI、D2、D3、D4、主管品德、主管工作能力、主管人際能力等變量的關(guān)系，其所對(duì)應(yīng)的回歸方程可以寫(xiě)成員工離職傾向=6.950-0.283XD4-0.152X主管品德-0.203X主管工作能力-0.563X主管人際能力。(注意：為簡(jiǎn)潔起見(jiàn)，只保留在統(tǒng)計(jì)上顯著的因素)。傾向D12D3ire2.57.00.00.00國(guó)切CD復(fù)制9）粘貼（ED2.331.001.00.001.33.00.00.001.00.001.00.00淸除匡）1.33.001.00.00園插入孌重固4.671.001.00.00升序排莎睫序排帛9）1.33.00.00.001.001.00.00.005.001.001.00.00描述銃計(jì)（W5.001.00.00.003.001.00.00.00TUU-3.001.00.001.00.003.33.00.00.001.001.001.00.00.00.001.33.00.00.00.003.001.001.00.00.003.571.001.00.00.002.67.00.00.001.004.571.00.00.00.002.00.00.00.001.001.571.00.00.00.00s.ao1.00.00.00.004.00.001.00.00.