115 高普考高考三級 統計 抽樣方法與迴歸分析 考古題詳解

115 年・高普考・高考三級・統計
試題代碼 抽樣方法與迴歸分析

第 一 題50 分

某市政府推動智慧便民服務計畫,希望了解各行政區的線上服務使用情形、案件處理效率、服務據點配置與行政區類型,是否會影響民眾對公共服務的滿意度。變數說明如下:

  • YY:民眾公共服務滿意度,0 至 100 分。
  • X1X_1:每千人每月線上申辦件數。
  • X2X_2:平均案件處理天數。
  • X3X_3:每萬人服務據點數。
  • D1D_1:一般市區,是為 1,否為 0。
  • D2D_2:核心商業區,是為 1,否為 0。

其中,偏遠地區作為基準組,因此偏遠地區之 D1=0D_1=0、D2=0D_2=0。

(一)市政府先以每千人每月線上申辦件數 X1X_1 作為自變數,解釋民眾公共服務滿意度 YY。建立簡單線性迴歸模型:

Yi=β0+β1Xi+εi,i=1,2,…,10Y_i=\beta_0+\beta_1X_i+\varepsilon_i,\qquad i=1,2,\ldots,10

其中,誤差項 εi\varepsilon_i 相互獨立,且服從常態分配:

εi∼N(0,σ2)\varepsilon_i\sim N(0,\sigma^2)

已知 10 個行政區的摘要統計量如下:

n=10,∑xi=850,∑yi=740,n=10,\qquad \sum x_i=850,\qquad \sum y_i=740,

∑xi2=80500,∑xiyi=56410,∑yi2=66200\sum x_i^2=80500,\qquad \sum x_iy_i=56410,\qquad \sum y_i^2=66200

請以最小平方法(least squares method)求出 β0\beta_0 與 β1\beta_1 的估計值,寫出配適後的簡單線性迴歸模型,並計算判定係數 R2R^2,說明其意義。(15 分)

(二)延續第(一)題的簡單線性迴歸模型,請建立變異數分析表,並在顯著水準 α=0.05\alpha=0.05 下檢定迴歸模型是否顯著。已知臨界值為:

F0.05(1,8)=5.32F_{0.05}(1,8)=5.32

(12 分)

(三)市政府進一步同時考慮線上申辦件數、平均案件處理天數與服務據點數對滿意度的影響,建立複迴歸模型:

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+εY=\beta_0+\beta_1X_1+\beta_2X_2+\beta_3X_3+\varepsilon

其中:

X1=X−8020,X2=X−62,X3=X−104X_1=\frac{X-80}{20},\qquad X_2=\frac{X-6}{2},\qquad X_3=\frac{X-10}{4}

令設計矩陣(design matrix)為 XX,反應變數向量(response vector)為 YY,複迴歸模型可表示為:

Y=Xβ+εY=X\beta+\varepsilon

且已知:

(X′X)−1=(0.12500000.12500000.12500000.125),X′Y=(56040−3224)(X'X)^{-1}= \begin{pmatrix} 0.125&0&0&0\\ 0&0.125&0&0\\ 0&0&0.125&0\\ 0&0&0&0.125 \end{pmatrix}, \qquad X'Y= \begin{pmatrix} 560\\ 40\\ -32\\ 24 \end{pmatrix}

請利用最小平方法估計 β\beta,寫出複迴歸估計模型,並預測某行政區在 X1=100X_1=100、X2=5X_2=5、X3=14X_3=14 時的公共服務滿意度。(13 分)

(四)市政府為了解不同類型行政區的公共服務滿意度差異,將行政區分為三類:偏遠地區、一般市區與核心商業區。其中以「偏遠地區」作為基準組,並設定兩個屬性自變數如下:

D1={1,一般市區0,非一般市區D2={1,核心商業區0,非核心商業區D_1= \begin{cases} 1,&\text{一般市區}\\ 0,&\text{非一般市區} \end{cases} \qquad D_2= \begin{cases} 1,&\text{核心商業區}\\ 0,&\text{非核心商業區} \end{cases}

根據資料,估計得到下列迴歸式:

Y^=46.80+0.32X1−1.45X2+5.20D1+10.40D2\hat{Y}=46.80+0.32X_1-1.45X_2+5.20D_1+10.40D_2

請解釋 5.20 與 10.40 兩個迴歸係數的意義。在控制線上申辦件數與平均案件處理天數後,核心商業區的預測滿意度比一般市區高多少分?(10 分)

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核心觀念

本題考查最小平方法估計、簡單線性迴歸的判定係數與整體顯著性檢定、複迴歸矩陣估計,以及類別變數的虛擬變數解釋。

簡單線性迴歸中,令 xˉ=∑xi/n\bar{x}=\sum x_i/n、yˉ=∑yi/n\bar{y}=\sum y_i/n,則

Sxx=∑xi2−(∑xi)2n,Sxy=∑xiyi−(∑xi)(∑yi)n,Syy=∑yi2−(∑yi)2n.S_{xx}=\sum x_i^2-\frac{(\sum x_i)^2}{n},\qquad S_{xy}=\sum x_iy_i-\frac{(\sum x_i)(\sum y_i)}{n},\qquad S_{yy}=\sum y_i^2-\frac{(\sum y_i)^2}{n}.

最小平方法估計量為

β^1=SxySxx,β^0=yˉ−β^1xˉ.\hat{\beta}_1=\frac{S_{xy}}{S_{xx}},\qquad \hat{\beta}_0=\bar{y}-\hat{\beta}_1\bar{x}.

判定係數 R2=SSR/SST=1−SSE/SSTR^2=SSR/SST=1-SSE/SST,表示應變數總變異中,可由迴歸模型解釋的比例。模型整體顯著性以 F=MSR/MSEF=MSR/MSE 檢定。

複迴歸的最小平方法估計量為 β^=(X′X)−1X′Y\hat{\beta}=(X'X)^{-1}X'Y。虛擬變數係數則代表在其他變數固定下,相對於基準組的平均差異。

(一)估計簡單線性迴歸與計算 R2R^2

解題方法

先由摘要統計量計算離均差平方和與離均差乘積和:

xˉ=85010=85,yˉ=74010=74.\bar{x}=\frac{850}{10}=85,\qquad \bar{y}=\frac{740}{10}=74. Sxx=80500−850210=80500−72250=8250,S_{xx}=80500-\frac{850^2}{10}=80500-72250=8250, Sxy=56410−850×74010=56410−62900=−6490,S_{xy}=56410-\frac{850\times740}{10}=56410-62900=-6490, Syy=66200−740210=66200−54760=11440.S_{yy}=66200-\frac{740^2}{10}=66200-54760=11440.

因此,

β^1=−64908250≈−0.7867,\hat{\beta}_1=\frac{-6490}{8250}\approx -0.7867, β^0=74−(−0.7867)(85)≈140.8667.\hat{\beta}_0=74-(-0.7867)(85)\approx140.8667.

配適後的模型為

Y^=140.8667−0.7867X1.\boxed{\hat{Y}=140.8667-0.7867X_1}.

斜率為負,表示在線性模型下,每千人每月線上申辦件數 X1X_1 增加 1 件,預測滿意度平均減少約 0.78670.7867 分。

含截距的簡單線性迴歸有

SSR=Sxy2Sxx=(−6490)28250≈5107.5273.SSR=\frac{S_{xy}^2}{S_{xx}} =\frac{(-6490)^2}{8250} \approx5107.5273.

故

R2=SSRSyy=5107.527311440≈0.4465.R^2=\frac{SSR}{S_{yy}} =\frac{5107.5273}{11440} \approx0.4465.

解釋

R2≈0.4465R^2\approx0.4465,表示樣本中約 44.65%44.65\% 的滿意度總變異,可由線上申辦件數的線性迴歸模型解釋;其餘約 55.35%55.35\% 的變異未由此模型解釋。R2R^2 不代表因果關係,也不表示預測值有 44.65%44.65\% 的正確率。

(二)變異數分析表與模型顯著性檢定

解題方法

簡單線性迴歸含截距,總自由度為 n−1=9n-1=9,迴歸自由度為 1,誤差自由度為 n−2=8n-2=8。

已知

SSR≈5107.5273,SST=Syy=11440,SSR\approx5107.5273,\qquad SST=S_{yy}=11440,

所以

SSE=SST−SSR=11440−5107.5273≈6332.4727.SSE=SST-SSR=11440-5107.5273\approx6332.4727.

均方與 FF 值為

MSR=SSR1≈5107.5273,MSE=SSE8≈791.5591,MSR=\frac{SSR}{1}\approx5107.5273,\qquad MSE=\frac{SSE}{8}\approx791.5591, F=MSRMSE≈5107.5273791.5591≈6.4538.F=\frac{MSR}{MSE} \approx\frac{5107.5273}{791.5591} \approx6.4538.

變異數分析表

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第 二 題50 分

某政府機關希望了解員工使用生成式 AI 協助公務處理的情形。研究團隊依不同部門進行分層抽樣,調查員工每週使用生成式 AI 協助公務的時數。(每小題 10 分,共 50 分)

(一)研究團隊完成比例配置抽樣後,得到下列樣本統計量:

部門母體人數樣本數樣本平均數樣本變異數
行政部門1,200807.536
技術部門1,8001209.081
服務部門900606.025
稽核部門600408.064
合計4,500300

請估計全機關員工每週使用生成式 AI 協助公務的平均時數,並建立全機關平均使用時數的 95% 信賴區間。

(二)研究團隊在正式抽樣前進行前測,得到各部門員工使用生成式 AI 時數的標準差如下:

部門母體人數前測標準差
行政部門1,2006
技術部門1,8009
服務部門9005
稽核部門6008

若總樣本數為 300,請使用 Neyman allocation 計算各部門建議樣本數,並說明配置結果的意義。

(三)正式調查後,實際回收情況如下:

部門原抽樣本數有效回覆數回覆者平均使用時數
行政部門80727.4
技術部門120969.1
服務部門60546.2
稽核部門40287.9

若原本採比例配置,各層基本權重皆為 15,請計算各部門非回覆調整後權重,並估計非回覆調整後全機關員工每週平均使用生成式 AI 協助公務的時數,同時說明若不處理非回覆可能造成的問題。

(四)研究團隊發現,不同部門完成一份有效問卷的成本不同,資料如下:

部門母體人數前測標準差單位調查成本
行政部門1,20061
技術部門1,80092
服務部門90051
稽核部門60083

若總調查成本限制為 500,請使用成本限制下的最適配置計算各部門建議樣本數,並說明此配置與 Neyman allocation 的差異。

(五)若政府機關希望估計全機關員工每週使用生成式 AI 協助公務的平均時數,並希望在 95% 信心水準下估計誤差不超過 0.5 小時。根據前測資料,估計全體標準差為 7.5,母體總人數為 4,500。請分別計算不考慮有限母體修正與考慮有限母體修正時所需樣本數;若預估問卷回覆率為 80%,請計算原始應抽樣本數。

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核心觀念

本題考查分層抽樣下的全體平均數估計、平均數的標準誤與信賴區間、Neyman 配置、非回覆權重調整、成本限制下的最適配置,以及有限母體修正下的樣本數規劃。

記第 hh 層母體數為 NhN_h、樣本數為 nhn_h,母體總數 N=∑hNhN=\sum_h N_h,層權重為 Wh=Nh/NW_h=N_h/N。分層抽樣的全體平均數估計量為

yˉst=∑hWhyˉh.\bar y_{st}=\sum_h W_h\bar y_h.

各層以不放回簡單隨機抽樣時,其變異數估計為

Var⁡^(yˉst)=∑hWh2(1−nhNh)sh2nh,\widehat{\operatorname{Var}}(\bar y_{st}) =\sum_h W_h^2\left(1-\frac{n_h}{N_h}\right)\frac{s_h^2}{n_h},

標準誤為變異數估計的平方根。題目沒有母體變異數已知的條件,因此以常態近似建立 95% 信賴區間,使用 z0.975=1.96z_{0.975}=1.96。

(一)全機關平均數與 95% 信賴區間

各層權重為:

W1=12004500,W2=18004500,W3=9004500,W4=6004500.W_1=\frac{1200}{4500},\quad W_2=\frac{1800}{4500},\quad W_3=\frac{900}{4500},\quad W_4=\frac{600}{4500}.

全機關平均使用時數估計為

yˉst=12004500(7.5)+18004500(9.0)+9004500(6.0)+6004500(8.0)=8.0 小時.\begin{aligned} \bar y_{st} &=\frac{1200}{4500}(7.5)+\frac{1800}{4500}(9.0) +\frac{900}{4500}(6.0)+\frac{600}{4500}(8.0)\\ &=8.0\text{ 小時}. \end{aligned}

計算變異數時,各層抽樣率皆為 nh/Nh=1/15n_h/N_h=1/15,故有限母體修正因子為 1−1/15=14/151-1/15=14/15:

Var⁡^(yˉst)=(12004500)214153680+(18004500)2141581120+(9004500)214152560+(6004500)214156440≈0.2246.\begin{aligned} \widehat{\operatorname{Var}}(\bar y_{st}) &=\left(\frac{1200}{4500}\right)^2\frac{14}{15}\frac{36}{80} +\left(\frac{1800}{4500}\right)^2\frac{14}{15}\frac{81}{120}\\ &\quad+\left(\frac{900}{4500}\right)^2\frac{14}{15}\frac{25}{60} +\left(\frac{600}{4500}\right)^2\frac{14}{15}\frac{64}{40}\\ &\approx 0.2246. \end{aligned}

因此標準誤為

SE(yˉst)=0.2246≈0.474.SE(\bar y_{st})=\sqrt{0.2246}\approx 0.474.

95% 信賴區間為

8.0±1.96(0.474)=8.0±0.929,8.0\pm1.96(0.474)=8.0\pm0.929,

即

(7.07, 8.93) 小時.(7.07,\ 8.93)\text{ 小時}.

(二)Neyman allocation

Neyman 配置在各層調查成本相同時,使全體平均數估計的變異數最小。配置公式為

nh=nNhSh∑jNjSj.n_h=n\frac{N_hS_h}{\sum_jN_jS_j}.

各層 NhShN_hS_h 分別為:

部門NhShN_hS_h
行政部門1,200(6)=7,2001,200(6)=7,200
技術部門1,800(9)=16,2001,800(9)=16,200
服務部門900(5)=4,500900(5)=4,500
稽核部門600(8)=4,800600(8)=4,800
合計32,70032,700

總樣本數 n=300n=300,故未取整前的配置為:

n行政=300720032700≈66.06,n技術=3001620032700≈148.62,n服務=300450032700≈41.28,n稽核=300480032700≈44.04.\begin{aligned} n_{\text{行政}}&=300\frac{7200}{32700}\approx66.06,\\ n_{\text{技術}}&=300\frac{16200}{32700}\approx148.62,\\ n_{\text{服務}}&=300\frac{4500}{32700}\approx41.28,\\ n_{\text{稽核}}&=300\frac{4800}{32700}\approx44.04. \end{aligned}

取整並使總數維持 300,建議配置為:

部門建議樣本數
行政部門66
技術部門149
服務部門41
稽核部門44
合計300

此配置會把較多樣本分配給母體較大且層內變異較大的部門。技術部門的 NhShN_hS_h 最大,因此取得最多樣本;服務部門的母體標準差較小,因此樣本數較少。

(三)非回覆調整權重與調整後平均數

原比例配置的各層基本權重皆為 15。以每層原抽樣人數除以有效回覆人數,求非回覆調整係數,再乘基本權重:

wh∗=15nhrh,w_h^{*}=15\frac{n_h}{r_h},

其中 rhr_h 為該層有效回覆數。

部門原抽樣數 nhn_h有效回覆數 rhr_h非回覆調整後權重 wh∗w_h^*
行政部門807215(80/72)=16.66715(80/72)=16.667
技術部門1209615(120/96)=18.75015(120/96)=18.750
服務部門605415(60/54)=16.66715(60/54)=16.667
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