Source variable. . n POWER value = -1. 000Dependent variable. .yListwise Deletion of Missing DataMultiple RR SquareAdjusted R SquareStandard Error.98213.96458.96186.29365接 下 来 方 杠 中 的 文 本 为 模 型 的 方 差 分 析 表 , 可 见 该 模 型 有 统 计 学 意 义 。Analysis of Variance:RR ee Hhucmm 几 su 创 OnM〕 L配晴DF Sum of Squares Mean Square11咽 、E 3A30.529841 30.5298411.120982 .086229F = 354. 05393Signif F = .0000接 下 来 方 杠 中 的 文 本 提 供 了 各 个 系 数 的 检 验 结 果 , 可 见 变 量 X 具 有 统 计 学 意 义 。一 一 一 一 一 一 一 - Variables in the Equation一 一 一 一 一 一 一 一 一Variable B SE B Beta T Sig Tx 一 .014027 .000745 一 .982132 - 18. 816 .0000(Constant) 7. 189914 . 187648 38.316 .0000Log 一 likelihood Function = 13.882671例 6. 2 因 为 比 较 简 单 , 所 以 WLS 过 程 的 分 析 结 果 和 前 面 使 用 Linear 过 程 的 结 果 完 全 相 同 ,但 是 在 更 为 复 杂 的 问 题 中 , 则 WLS 搜 索 出 的 最 佳 权 重 可 能 会 有 所 改 变 。6.3 共 线 性 的 处 理 岭 同 归6.3.1 方 法 简 介上 一 章 对 多 重 共 线 性 问 题 作 了 初 步 介 绍 , 读 者 己 经 明 确 当 自 变 量 问 存 在 明 显 共 线 性 时 是 不• 127 •
能 直 接 使 用 最 小 二 乘 法 进 行 回 归 分 析 的 , 必 须 采 用 相 应 的 手 段 来 处 理 。 岭 回 归 就 是 一 种 专 门 用于 共 线 性 数 据 分 析 的 有 偏 估 计 回 归 方 法 , 它 实 际 上 是 一 种 改 良 的 最 小 二 乘 法 , 通 过 放 弃 最 小 二 乘法 的 无 偏 性 , 以 损 失 部 分 信 息 、 降 低 精 度 为 代 价 来 寻 求 效 果 稍 差 但 回 归 系 数 更 符 合 实 际 的 回 归 方程 。 故 岭 回 归 所 得 剩 余 标 准 差 比 最 小 二 乘 回 归 者 要 大 。 但 这 样 一 来 , 它 对 病 态 数 据 的 耐 受 性 就远 远 强 于 最 小 二 乘 法 。岭 回 归 的 原 理 较 为 复 杂 , 这 里 不 得 不 引 入 一 些 数 理 统 计 公 式 : 当 自 变 量 问 存 在 共 线 性 时 , 自变 量 的 相 关 矩 阵 之 行 列 式 就 近 似 为 0 , 或 称 奇 异 的 CSi 吨 ular) 。 此 时 , X'X 也 是 奇 异 的 。 但 如 果将 X'X 加 上 正 常 数 矩 阵 kJ, 则 X'X + kJ 的 奇 异 性 就 会 比 X'X 有 所 改 善 。 因 而 , 可 望 用 ÎJ Ck) =CX'X + kJ) -lX'Y 作 为 回 归 系 数 的 估 计 值 , 此 值 比 最 小 二 乘 估 计 稳 定 。 称 企 Ck) 为 回 归 系 数 的 岭估 计 。 显 然 , 当 k =0 时 , 企 Ck) 就 退 化 为 最 小 二 乘 估 计 ; 而 当 k→∞ 时 , 企 Ck) 就 趋 于 0 。 因 此 , k 不宜 太 大 。 但 是 , 由 于 k 的 选 择 是 任 意 的 , 岭 回 归 分 析 时 一 个 重 要 的 问 题 就 是 k 取 多 少 合 适 。 由 于岭 回 归 是 有 偏 估 计 , k 值 不 宜 太 大 ; 而 且 一 般 来 说 我 们 希 望 能 尽 量 保 留 信 息 , 即 尽 量 能 让 k 小 些 。因 此 可 以 观 察 在 不 同 k 的 取 值 时 方 程 的 变 动 情 况 , 然 后 取 使 得 方 程 基 本 稳 定 的 最 小 k 值 。SPSS中 没 有 为 岭 回 归 分 析 提 供 对 话 杠 界 面 , 但 为 之 编 制 了 一 套 完 整 的 宏 程 序 , 名 为 RidgeRegression. sps , 就 放 在 SPSS 的 安 装 路 径 之 中 , 它 的 调 用 方 式 如 下 ::INCLUDE I SPSS 所 在 路 径 \Ridge:ridgereg enter = 自 变 量 列 表/dep = 因 变 量 名/start = K 值 起 始 值 , 默 认 为 O/stop = K { 直 终 止 值 , 默 认 为 1/inc = K 值 搜 索 步 长 , 默 认 为 0.05Regression. sps I •/k = 允 许 搜 索 的 K 值 个 数 , 默 认 为 999.在 程 序 中 首 先 应 当 使 用 INCLUDE 命 令 读 入 该 宏 程 序 , 然 后 使 用 ridgereg序 中 凡 有 默 认 值 的 都 可 以 不 进 行 设 定 。 最 后 的 " " 表 示 整 个 语 句 结 束 , 不 能 遗 漏 。名 称 调 用 , 注 意 程6.3.2 分 析 实 例下 面 通 过 实 例 来 学 习 在 SPSS 中 如 何 进 行 岭 回 归 分 析 。例 6.3 现 测 得 22 例 胎 儿 的 身 长 、 头 围 、 体 重 和 胎 儿 受 精 周 龄 , 具 体 数 据 见 文 件 ridgereg. sav 。 研究 者 希 望 能 建 立 由 前 三 个 外 形 指 标 推 测 胎 儿 周 龄 的 回 归 方 程 。( 陈 峰 《 医 用 多 元 统 计 分 析 方 法 >> P46)从 分 析 问 题 的 实 质 看 , 这 是 一 个 较 为 典 型 的 回 归 分 析 。 同 时 根 据 医 学 常 识 , 显 然 身 长 、 头 围 、体 重 三 者 均 反 映 的 是 胎 儿 的 生 长 发 育 状 况 , 它 们 应 当 和 受 精 周 龄 间 存 在 着 明 确 的 正 相 关 关 系 。但 是 , 由 于 三 个 变 量 问 存 在 着 较 强 的 共 线 性 ( 因 为 它 们 反 映 的 都 是 生 长 发 育 状 况 这 一 个 " 因子 ") , 直 接 进 行 回 归 分 析 会 得 到 违 背 医 学 常 识 的 分 析 结 果 参 见 表 6.80显 然 , 除 了 身 长 的 回 归 系 数 尚 合 理 外 , 头 围 和 体 重 的 回 归 系 数 明 显 无 法 解 释 。 出 现 该 问 题 的原 因 需 要 从 回 归 模 型 中 系 数 的 含 义 来 理 解 。 例 如 头 围 的 系 数 代 表 的 是 控 制 了 其 他 自 变 量 的 影 响后 头 围 改 变 对 周 龄 在 数 量 上 的 影 响 程 度 。 现 在 , 由 于 第 一 个 变 量 身 长 代 表 的 也 是 发 育 状 况 , 将 其控 制 实 际 上 就 意 味 着 方 程 己 经 把 生 长 发 育 的 影 响 全 部 扣 除 了 , 从 而 随 后 计 算 的 头 围 回 归 系 数 反• 128 •
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•【 苗 C~ , 饵 " .7. Il ,~
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序---Ì......口知 识 经 济
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日 录第 一 部 分一 般 线
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6.3.2 分 析 实 例 .............
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思 考 与 练 习 ..............
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19.3.3 比 例 风 险 性 的 图
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Yij μ i + E: iJ其 中 Yij 代 表
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3. 元 素 CElement)元 素 指 用
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值 。 因 此 在 多 因 素 方
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表 1. 4 是 对 前 面 所 假
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义 不 难 理 解 , 具 体 输
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中 的 Weight Estimation 过 程
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表 1. 13 Tests of Between-Subjects
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在 设 定 好 一 张 轮 廓 图
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表 1. 17 Lack of Fit TestsDependen
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表 1. 18 中 给 出 的 是 各
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一 下 。因 篇 幅 所 限 ,
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此 。 而 在 随 机 效 应 方
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第 2 章 常 用 实 验 设 计
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受 试 对 象 按 性 质 ( 如
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Patient 选 入 Random Factor 框 ,
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表 2.5Tests of Between-Subjects Ef
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此 为 2 x3 析 因 设 计 , 一
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表 2.11正 交 设 计 及 其 结
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表 2.14均 匀 设 计 安 排 及
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2.3.2 重 复 测 量 设 计重
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理 的 小 白 鼠 其 进 食 量
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期 70末考试成 60结90 -l 曰
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表 2.23 是 两 组 的 修 正
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第 3 章 多 元 方 差 分 析
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文 、 数 学 、 英 语 的 考
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迹 。 值 越 大 , 该 效 应
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3. 1. 4 对 引 例 的 进 一 步
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大 , 即 计 算 F 值 时 的 分
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促 销 手 段 前 两 个 月 的
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区 、 实 行 不 同 促 销 手
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表 3.16 即 为 一 元 方 差
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第 4 章 混 合 线 性 模 型
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图 4. 1 第 一 所 学 校 的
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表 4.1 是 方 差 分 析 的 检
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l i i可 号 事 3气 》 矿标
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表 4.11 同 样 是 对 随 机
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验 , 就 可 以 得 知 它 们
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法 的 分 析 结 果 。表 9.18
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究 者 找 到 一 系 列 的 指
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: Graphs• ROC Curve:Test Variable
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就 一 定 很 好 。 例 如 使
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的 知 识 都 可 以 被 系 统
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第三部分多 元 统 计 分 析
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特 别 需 要 注 意 的 是 ,
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计 量 不 一 定 能 真 实 地
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图 10.2 Output 子 对 话 框图
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(1) Test of Parallel Lines 检 验
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O. 458 • Csex = 1) 00.4)表 10. 1
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变 量 叫 ,… , X m 对 目 标
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表 10. 15 Model Fitting Informatio
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10.4.2 实 例 一 与 Logistic 模
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关 ) 的 不 同 取 值 水 平
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!Analyze• Regression• Probit:Re
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第 11 章 主 成 分 分 析 与
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的 信 息 , 其 他 的 可 以
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表 1 1. 1 为 8 个 原 始 变
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各 个 因 子 间 互 不 相 关
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由 Bartlett 检 验 可 以 看
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于 斜 交 旋 转 则 显 示 旋
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F2 =0. 011ZX1 +0. 387ZX2 +0. 129ZX3
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部 的 经 济 结 构 , 找 到
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化 , 对 初 始 因 子 载 荷
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得 到 综 合 因 子 得 分 sco
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AUi从ì (U 11IU 21川AU l2 从U 22
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图 12.1不 同 的 分 类 方 法
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目 前 , 非 层 次 聚 类 法
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从 表 12. 1 中 可 以 看 出 5
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一 次 出 现 是 在 第 1 步 ,
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藏 等 13 省 市 ;第 5 类 : 包
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第 4 类 : 消 费 水 平 相 对
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更 新 类 别 中 心 点 。(5)
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3. 结 果 解 释分 析 结 果
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在 K - Means 生 成 的 结 果
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0.017 3 。现 希 望 通 过 聚
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这 就 意 味 着 在 原 来 12
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散 变 量 和 连 续 变 量 。
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思 考 与 练 习1. 对 于 例 1
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x2图 13.1典 型 判 别 分 析
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就 说 明 判 别 的 效 果 较
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Analyze• Classify • Discriminan
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表 13.4 给 出 的 是 判 别
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Canonical OiscriminantFunction 2UO-
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别 函 数 进 行 新 样 品 的
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er) 、 贝 叶 斯 学 派 。 它
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刚 毛 王 军 尾 花 y = - 80. 2
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第 14章 典 型 相 关 分 析
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(Rl~lR12R2;lR21 -Â;) (Slâ ω) =0(
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Correlations Between Set - 1 and Se
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由 这 两 对 典 型 变 量 的
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0.5640.733立 定 { 本 前 屈图
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变 量 所 求 出 的 典 型 相
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第 15章 对 应 分 析15.1 模
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数 据 由 Fisher 在 1940 年 首
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功 能 作 进 一 步 解 释 。
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的 是 各 类 别 的 信 息 在
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的 Dimensions In Solution 杠 中
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换 , 交 叉 表 就 被 转 换
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!Analyze• Data Reduction→ Corre
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15.4 多 重 对 应 分 析15.4.1
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以 确 认 图 形 中 所 观 察
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图 15.14哑 变 量 设 置 格
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果 上 的 联 系 。(2) 使 用
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是 用 某 个 r 维 欧 氏 空
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图 16.3MDS 过 程 的 子 对 话
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图 16.4 12 城 市 三 维 空 间
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16. 1. 3 距 离 的 计 算 方
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别 间 的 问 阳 就 会 比 较
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Warning # 14654> The total number o
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在 INDSCAL 模 型 中 , 仍 然
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接 下 来 方 杠 中 的 结 果
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(2) 如 果 有 可 能 , 为 每
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在 后 面 结 合 案 例 给 予
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Reduced rank: 和 广 义 欧 氏
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N口。吕A。 中 国 科 大 0.6
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5 张 文 月 三 主 编 . SPSS 11
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Model Selection 过 程 拟 合 的
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这 样 做 不 会 影 响 统 计
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作 用 , 即 不 同 胃 溃 荡
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17.3 因 果 关 系 明 确 时
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表 17.14 和 表 17.15 两 个 表
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表 17.18抽 查 人 员 的 工
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以 下 方 杠 中 的 文 本 是
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If Deleted Simple Effect is DF L. R
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17.5 对 数 线 性 模 型 与
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本 例 的 主 要 分 析 结 果
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第 18章 信 度 分 析在 各
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低 于 0.7 , 则 应 该 弃 之
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低 , 提 示 这 两 道 题 的
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表 18.5 ANOVA with Friedman's Test
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在 表 格 的 最 上 面 , SPSS
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同 ) , 因 此 计 算 公 式 有
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续 表类 型 假 设 测 量 的
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18.4.3 SPSS 中 相 应 的 分 析
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下 来 , 而 不 是 等 数 据
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风 险 函 数 非 负 生 存 函
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= 川 c1 - d/n)ti
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除 以 上 用 到 的 杠 组 外
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分 布 曲 线 、 风 险 函 数
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(1) Pooled over strata: 系 统 默
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19.3 Cox 同 归 模 型前 面 介
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杠 的 含 义 与 操 作 和 前
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模 型 拟 合 时 完 全 相 同
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间 的 抗 体 水 平 、 不 同
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会 对 研 究 结 果 造 成 影
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鳞 癌 型 肺 癌 或 夫 访 )
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集 中 其 他 无 缺 失 变 量
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20.2.2 对 缺 失 模 式 的 分
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记 录 的 输 出 。 如 果 指
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失 值 的 变 量 , 然 后 为
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20.3.2 使 用 回 归 算 法 进
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示 。 因 20.6 Ca) 为 回 归
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SPSS 产 品 简 介SPSS 系 列
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