管理計(jì)學(xué)查報(bào)調(diào)題：學(xué)園居象查班

級(jí)小成：指

導(dǎo)

教

師：

目錄一調(diào)查案1.1調(diào)背景.1.2調(diào)目的.1.3調(diào)對(duì)象.1.4調(diào)時(shí)間.1.5調(diào)方式.二問(wèn)卷........................................................................................................................................12.1問(wèn)設(shè)計(jì).2.2問(wèn)發(fā)/回收情況.........................................................................................................2.3問(wèn)分析方法...................................................................................................................三數(shù)據(jù)析四結(jié)論4.1影宅居現(xiàn)象的因素4.2改宅居現(xiàn)象的措施附

一調(diào)方1.1

調(diào)查背近年來(lái)，隨著各高校的擴(kuò)招，大學(xué)生數(shù)量已達(dá)到空前的規(guī)模生社會(huì)發(fā)展構(gòu)中華民族偉大復(fù)興中國(guó)夢(mèng)的中堅(jiān)力量此大學(xué)生群體中所存在的問(wèn)題是不容小覷的學(xué)生群體本應(yīng)充滿(mǎn)朝氣與活力會(huì)群體中積極向上的代表校園中卻出現(xiàn)了很多男”“宅女”，他們大都沉迷網(wǎng)絡(luò)游戲或極度依賴(lài)電腦和智能手機(jī)等現(xiàn)代化設(shè)備，缺乏斗志，生活頹廢，理想意識(shí)淡薄。時(shí)代進(jìn)步、科技發(fā)達(dá)的今天，作為“電腦一代”的大學(xué)生，網(wǎng)絡(luò)應(yīng)用熟練，善于接受新鮮事物，但也容易被其誘惑沉迷其中，放棄與外界交流實(shí)中的各種群體相隔開(kāi)消避世封在自己的小空間里而人從來(lái)就不是一種與社會(huì)分離的動(dòng)物此作為青春與活力為代表的大學(xué)生更應(yīng)該深深了解到群體以及溝通的重要性。1.21.31.41.5

調(diào)查目①大學(xué)生是如何看待“宅男宅女”的；②哪些因素判定一個(gè)人是否為“宅男宅女”；③大學(xué)生中“宅男宅女”現(xiàn)象是否嚴(yán)重，是否值得學(xué)校和社會(huì)的關(guān)注與重視；④改變這一現(xiàn)狀可以從哪些方面入手。調(diào)查對(duì)以天津工業(yè)大學(xué)學(xué)生為主。調(diào)查時(shí)年2月1日調(diào)查方本次調(diào)查采用隨機(jī)問(wèn)卷調(diào)查方式。二問(wèn)2.12.22.3

問(wèn)卷設(shè)問(wèn)卷主要從性別，年級(jí)，生活習(xí)慣和對(duì)宅居生活的態(tài)度等方面進(jìn)行設(shè)計(jì)，具體見(jiàn)附件。問(wèn)卷發(fā)/回情況本次發(fā)放問(wèn)1份，回收60，有效問(wèn)份，有效率98.75%問(wèn)卷分方法利用S軟件環(huán)境對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行分析，主要采用描述統(tǒng)計(jì)分析中的頻率分析和列聯(lián)表分1

析，比較均值中的獨(dú)立樣t檢和單因素分析，以及雙變量相關(guān)分析和線性回歸分析。三數(shù)分我們根據(jù)回收回來(lái)的份有效問(wèn)卷，12、4…表各問(wèn)題選ABCD、E…，將數(shù)據(jù)錄入S中，用圖表形式和特量對(duì)題目進(jìn)行分析。本調(diào)查旨在研究各因素對(duì)宅居現(xiàn)象有無(wú)顯著影響，故將問(wèn)9為因變量。此處應(yīng)注意的是，問(wèn)的計(jì)是一個(gè)個(gè)人主觀評(píng)價(jià)，從個(gè)人主觀心理來(lái)看，大多數(shù)同學(xué)不愿意承認(rèn)自己的宅居特質(zhì)以于選擇選A和B的同學(xué)可認(rèn)為其有宅居特質(zhì)，對(duì)于選擇選C的同學(xué)，則有一定的宅居傾向。首先對(duì)問(wèn)題9進(jìn)行頻數(shù)統(tǒng)計(jì)：表1自己符合居特質(zhì)情況Valid

符合大多符合不大符合不符合Total

Frequency20496227158

Percent12.731.039.217.1100.0

ValidPercent12.731.039.217.1100.0

CumulativePercent12.743.782.9100.0圖2

用對(duì)問(wèn)題行頻率分析，得出統(tǒng)計(jì)結(jié)果的分布情況（如表）并畫(huà)出分布餅圖（如圖1），可以得出選AB同學(xué)43%選擇C有39.2%也就是說(shuō)，大約2.9%的同學(xué)承認(rèn)自己是“宅男”/“女”或有宅居傾向，只有的同學(xué)示自己無(wú)宅居傾向。下面對(duì)各個(gè)問(wèn)題逐個(gè)分析。問(wèn)題圖2從圖2以看出，本次調(diào)查的對(duì)象男性占多，女性不到4。下面利用PSS本題進(jìn)行相關(guān)性分析，分析其與問(wèn)9相關(guān)性。3

（一）獨(dú)立樣本檢驗(yàn)表獨(dú)立樣本驗(yàn)方差方程的Levene檢驗(yàn)

均值方程的t檢驗(yàn)差分的95%置信區(qū)FSig.tdf

Sig.(雙側(cè))

均值差值

標(biāo)準(zhǔn)誤差值

間下限

上限假設(shè)方差相等0.1290.7210.185

670.8540.0230.127-0.230.277性別

假設(shè)方差不相等

0.18234.3320.8560.0230.129-0.2380.285由輸出結(jié)果可以看到：對(duì)于性別來(lái)說(shuō)，值為0.129相概率為大于顯著性水0接原假（方差相等的假設(shè)），可以認(rèn)為性別和宅居情況方差無(wú)顯著相關(guān)性；然后看方差相等T檢驗(yàn)的結(jié)果T統(tǒng)計(jì)量的相伴概率為大顯著性水0.05不能拒T檢驗(yàn)的零假設(shè)，也就是說(shuō)，性別和宅居情況不存在顯著相關(guān)性。另外從樣本的均值差95%置信區(qū)間看，區(qū)間跨，這也說(shuō)明性別和宅居情況不存在顯著相關(guān)性。（二）交叉列聯(lián)表表對(duì)稱(chēng)度量MonteCarloSig.值

近似值Sig.

99%置信區(qū)間Sig.下限

上限按標(biāo)量標(biāo)定

相依系數(shù)0.082

0.7850.788

c

0.7770.798有效案例中的N

158a.不假定零假設(shè)。b.使用漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤差假定零假設(shè)。c.基于采樣表，啟動(dòng)種子為2084698279。4

原假設(shè)H:性和宅居性沒(méi)有相關(guān)關(guān)系備擇假設(shè):性和宅居特性有相關(guān)關(guān)系對(duì)于性別來(lái)說(shuō)，近似值，大于顯著性水平，接原假設(shè)，拒絕備擇假設(shè)，即性別和宅居特性不存在顯著相關(guān)性。（三）相關(guān)性表4相關(guān)性Pearson相關(guān)性

性別1

自己符合宅居特質(zhì)情況.045性別

顯著性（單側(cè)）

.287NPearson相關(guān)性

158.045

1581自己符合宅居特質(zhì)情況

顯著性（單側(cè)）N

.287158158從表4可以出，性別與宅居特性之間的相關(guān)系數(shù)為

，檢驗(yàn)的顯著性概率為0.2870.05

，接受零假設(shè)，即兩個(gè)變量之間無(wú)顯著相關(guān)。（四）回歸性分析表Anova

a模型

平方和

df

均方

F

Sig.回歸

0.269

1

0.269

0.319

0.573

1

殘差總計(jì)

131.402131.671

156157

0.842a.因變量自己符合宅居特質(zhì)情況b.預(yù)測(cè)變量(量),性別。5

表系數(shù)a模型

非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)B標(biāo)準(zhǔn)誤差

標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)試用版

t

Sig.

B的95.0%置信區(qū)間下限上限1

(量)性別

2.4900.085

0.2200.151

0.045

11.3310.565

0.0000.573

2.056-0.213

2.9250.383a.因變量自己符合宅居特質(zhì)情況對(duì)以上結(jié)果進(jìn)行分析：（1回歸方程為：Y0.085X（X是自變量性別，Y是變量自己符合宅居特性情況）。（2方差分析表F0.319（3檢驗(yàn)。a.回方程檢驗(yàn)

，Sig

，說(shuō)明性別對(duì)宅居特性沒(méi)有顯著的線性影響。根據(jù)表可，Sig0.5730.005系數(shù)

,所回歸方程不顯著。Sig0.005

，所以不通過(guò)。綜上所述該回歸方程不成立說(shuō)二者之間用當(dāng)前模型進(jìn)行回歸沒(méi)有統(tǒng)計(jì)學(xué)支持該換一個(gè)模型來(lái)進(jìn)行回歸。問(wèn)題圖3從圖3以看出，本次調(diào)查對(duì)象主要集中在大三學(xué)生上，由于大一新生、大四學(xué)生活動(dòng)6

和任務(wù)多，有許多“身不由己”的因素，可見(jiàn)大三學(xué)生具有一定的代表性。下面對(duì)其與問(wèn)題9的相關(guān)性進(jìn)行分析。（一）立樣本檢驗(yàn)表獨(dú)立樣本驗(yàn)方差方程的Levene檢驗(yàn)

均值方程的t檢驗(yàn)差分的95%置信FSig.tdf

Sig.(雙側(cè))

均值差值

標(biāo)準(zhǔn)誤差值

區(qū)間假設(shè)方差相等

0.3880.5350.921670.3610.1900.206

下限上限-0.2220.601年級(jí)假設(shè)方差不相等由輸出結(jié)果可以看到：

0.82528.6360.4160.1900.230-0.2810.661對(duì)于年級(jí)來(lái)說(shuō)，方差相等T檢驗(yàn)的結(jié)果T統(tǒng)量的相伴概率為，大于顯著性水平0，能拒絕檢驗(yàn)的零假設(shè)，也就是說(shuō)，年級(jí)和宅居特性不存在顯著相關(guān)性。（二）交叉列聯(lián)表表8對(duì)稱(chēng)度量MonteCarloSig.值

近似值Sig.

99%置信區(qū)間Sig.下限

上限按標(biāo)量標(biāo)定

相依系數(shù)0.341

0.0540.054

c

0.048

0.060有效案例中的N

158a.不假定零假設(shè)。b.使用漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤差假定零假設(shè)。c.基于采樣表，啟動(dòng)種子為2145213106。對(duì)于年級(jí)來(lái)說(shuō)，近似值Sig0.054居特性不存在顯著相關(guān)性。

，大于顯著性水平，接受原假設(shè)，即年級(jí)和宅7

（三）相關(guān)性表9相關(guān)性Pearson相關(guān)性

自己符合宅居特質(zhì)情況1

年級(jí)0.032自己符合宅居特質(zhì)情況

顯著性（單側(cè)）

0.343NPearson相關(guān)性

1580.032

1581年級(jí)

顯著性（單側(cè)）N

0.343158158從表可以看出，

年

級(jí)

與

宅

居

特

性之間的相關(guān)系數(shù).032，檢的顯著性概率為.343>0.05，零假設(shè)，表明兩個(gè)變量之間無(wú)顯著相關(guān)。（四）回歸性表1系數(shù)a

接

受模型

非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)B標(biāo)準(zhǔn)誤差

標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)試用版

t

Sig.

B的95.0%置信區(qū)間下限上限1

(量)年級(jí)

2.5250.031

0.2170.077

11.6300.0002.0962.9540.0320.4040.687-0.1210.183a.因變量自己符合宅居特質(zhì)情況對(duì)以上結(jié)果進(jìn)行分析：（1回歸方程為：Y2.5250.031（X是自變量年級(jí)，Y是變量自己符合宅居特性情況）（2回歸方程檢驗(yàn)：據(jù)表10可知，Sig0.005

，所以回歸方程不顯著。8

問(wèn)題圖4由于本校為理工類(lèi)學(xué)校所調(diào)對(duì)象中4為工類(lèi)學(xué)生下面對(duì)其與問(wèn)題的相關(guān)性進(jìn)行分析。（一）獨(dú)立樣本檢驗(yàn)表1獨(dú)立樣本驗(yàn)方差方程的Levene檢驗(yàn)

均值方程的t檢驗(yàn)FSig.tdfSig.(雙

均值差標(biāo)準(zhǔn)誤差差分的95%置信側(cè))

值

值

區(qū)間專(zhuān)業(yè)類(lèi)別

相等不相等

下限上限0.0230.881-0.075670.940-0.0070.095-0.1960.182-0.07434.2330.941-0.0070.096-0.2030.188由輸出結(jié)果可以看出：對(duì)于專(zhuān)業(yè)類(lèi)別來(lái)說(shuō)，值為，相伴概率為.881大于顯著性水平.05不能拒絕9

方差相等的假設(shè)，可以認(rèn)為專(zhuān)業(yè)和自己符合宅居特性情況方差無(wú)顯著相關(guān)性。（二）交叉列聯(lián)表表1對(duì)稱(chēng)度量MonteCarloSig.值

近似值Sig.

99%置信區(qū)間Sig.下限

上限按標(biāo)量標(biāo)定

相依系數(shù)0.117

0.5360.543

c

0.5300.556有效案例中的N

158a.不假定零假設(shè)。b.使用漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤差假定零假設(shè)。c.基于采樣表，啟動(dòng)種子為1205274874。對(duì)于專(zhuān)業(yè)類(lèi)別來(lái)說(shuō)，近似值，于顯著性水0.05，接受原假設(shè)，即專(zhuān)業(yè)和宅居特性不存在顯著相關(guān)性。（三）相關(guān)性表1相關(guān)性Pearson相關(guān)性

自己符合宅居特質(zhì)情況1

專(zhuān)業(yè)類(lèi)別-0.108自己符合宅居特質(zhì)情況

顯著性（單側(cè)）

0.089NPearson相關(guān)性

158-0.108

1581專(zhuān)業(yè)類(lèi)別

顯著性（單側(cè)）N

0.089158158從表3以看出，專(zhuān)業(yè)類(lèi)別與宅居特性之間相關(guān)系數(shù)為-，檢的顯著性概為0.089>0.05接受零假設(shè)，表明兩個(gè)變量之間無(wú)顯著相關(guān)。10

（四）回歸性表1系數(shù)a模型

非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)B標(biāo)準(zhǔn)誤差

標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)試用版

t

Sig.

B的95.0%置信區(qū)間下限上限1

(量)專(zhuān)業(yè)類(lèi)別

3.054-0.247

0.3380.183

-0.108

9.036-1.352

0.0000.178

2.386-0.609

3.7210.114a.因變量自己符合宅居特質(zhì)情況對(duì)以上結(jié)果進(jìn)行分析：（1回歸方程為：（是自變量專(zhuān)業(yè)類(lèi)別是變量自己符合宅居特性情況）。（2回歸方程檢驗(yàn)：根據(jù)表14可知，0.1780.005問(wèn)題

，所以回歸方程不顯著。圖5上圖為調(diào)查對(duì)象性格分布餅圖，下面分析其與問(wèn)的相關(guān)性。11

（一）獨(dú)立樣本檢驗(yàn)表1獨(dú)立樣本驗(yàn)方差方程的Levene檢驗(yàn)FSig.tdf

均值方程的t檢驗(yàn)Sig.(雙均值差標(biāo)準(zhǔn)誤差側(cè))值值

差分的95%置信區(qū)間下限上限假設(shè)方差相等

7.5670.0081.735670.0870.3550.205

-0.0530.764性格假設(shè)方差不相等由輸出結(jié)果可以看出：

1.46926.1610.1540.3550.242-0.1420.852從樣本的均值差分的95%信區(qū)間看，區(qū)間，這也說(shuō)明性格和宅居特性不存在顯著相關(guān)性。（二）交叉列聯(lián)表表1對(duì)稱(chēng)度量MonteCarloSig.值

近似值Sig.

99%置信區(qū)間Sig.下限

上限按標(biāo)量標(biāo)定

相依系數(shù)0.297

0.0840.083

c

0.076

0.090有效案例中的N

158a.不假定零假設(shè)。b.使用漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤差假定零假設(shè)。c.基于采樣表，啟動(dòng)種子為1965724200。對(duì)于性格來(lái)說(shuō)，近似值Sig.=0.084，于顯著性水.05，接受原假設(shè)，即格和宅居特性不存在顯著相關(guān)性。12

（三）相關(guān)性表1相關(guān)性Pearson相關(guān)性

自己符合宅居特質(zhì)情況1

性格0.122自己符合宅居特質(zhì)情況

顯著性（單側(cè)）

0.063NPearson相關(guān)性

1580.122

1581性格

顯著性（單側(cè)）N

0.063158158從表1以看出，性格與宅居特性之間的相關(guān)系數(shù)為，T驗(yàn)的顯著性概率為，接受零假設(shè)，表明兩個(gè)變量之間無(wú)顯著相關(guān)。（四）回歸性表1系數(shù)a模型

非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)B標(biāo)準(zhǔn)誤差

標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)試用版

t

Sig.

B的95.0%置信區(qū)間下限上限1

(量)性格

2.2780.133

0.2260.086

0.122

10.0671.540

0.0000.126

1.831-0.038

2.7240.304a.因變量自己符合宅居特質(zhì)情況對(duì)以上結(jié)果進(jìn)行分析：（1回歸方程為：Y2.2780.133X（是變量性格Y是因變量自己符合宅居性情況）（2回歸方程檢驗(yàn)：據(jù)表18可知，Sig0.1260.005

所以回歸方程不顯著。13

問(wèn)題圖6從上圖可以看出，60%同學(xué)參加過(guò)一些社會(huì)活動(dòng)，也有的學(xué)生沒(méi)參加過(guò)。下面對(duì)其與問(wèn)的相關(guān)性進(jìn)行分析。（一）單因素方差分析表1單因素方分析參加社會(huì)組織狀況組間組內(nèi)

平方和0.16737.048

df3154

均方0.0560.241

F0.232

顯著性0.874總數(shù)

37.215

157取

，檢驗(yàn)參加社會(huì)組織活動(dòng)是否對(duì)符合宅居特質(zhì)有影響，假設(shè)參加社會(huì)組織活動(dòng)對(duì)宅居特質(zhì)沒(méi)有影響從差析表可以看出于顯著所以接受原假設(shè)，參加社會(huì)組織活動(dòng)對(duì)宅居特質(zhì)沒(méi)有影響。14

（二）交叉列聯(lián)表分析表2對(duì)稱(chēng)度量MonteCarloSig.值

近似值Sig.

Sig.

99%置信區(qū)間下限上限按標(biāo)量標(biāo)定

相依系數(shù)0.067

0.871

0.885

c

0.876

0.893有效案例中的N

158a.不假定零假設(shè)。b.使用漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤差假定零假設(shè)。c.基于10000采樣表，啟動(dòng)種子為79654295。取0.05

，檢驗(yàn)參加社會(huì)組織活動(dòng)是否對(duì)符合宅居特質(zhì)有影響，假設(shè)參加社會(huì)組織活動(dòng)對(duì)宅居特質(zhì)沒(méi)有影響，從對(duì)稱(chēng)度量表可以看出，由0.05即參加社會(huì)組織活動(dòng)對(duì)宅居特質(zhì)沒(méi)有影響。（三）相關(guān)性分析表2相關(guān)性

，所以接受原假設(shè)，Pearson相關(guān)性

自己符合宅居特質(zhì)情況1

參加社會(huì)組織狀況0.022自己符合宅居特質(zhì)情況

顯著性（單側(cè)）

0.392NPearson相關(guān)性

1580.022

1581參加社會(huì)組織狀況

顯著性（單側(cè)）N

0.392158158取0.05

，檢驗(yàn)參加社會(huì)組織狀況是否與符合宅居特質(zhì)相關(guān)，假設(shè)參加社會(huì)組織狀況與宅居特質(zhì)無(wú)關(guān)，從可以看出，性別與宅居特質(zhì)之間的相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)的顯著性概率為0，接受原假設(shè)，表明兩個(gè)變量之間無(wú)顯著相關(guān)。15

（四）回歸分析表2系數(shù)a模型

非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)B標(biāo)準(zhǔn)誤差

標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)試用版

t

Sig.

B的95.0%置信區(qū)間下限上限1

(量)參加社會(huì)組織狀況

2.5500.041

0.2200.151

0.022

11.5810.276

0.0000.783

2.115-0.256

2.9850.339a.因變量自己符合宅居特質(zhì)情況對(duì)以上結(jié)果進(jìn)行分析：（1回歸方程為：Y2.5500.041（X是自變量性格，是變量自己符合宅居特性情況）（2回歸方程檢驗(yàn)：據(jù)表22可知，Sig0.7830.005問(wèn)題

所以回歸方程不顯著。圖7從圖可以看出大分同學(xué)表示在宿舍的時(shí)間約小時(shí)比適中下面對(duì)其與問(wèn)題的相關(guān)性進(jìn)行分析。16

（一）單因素方差分析表2單因素方分析每天在宿舍的時(shí)間組間組內(nèi)

平方和16.595134.627

df3154

均方5.5320.874

F6.328

顯著性0.000總數(shù)

151.222

157取0.05

，檢驗(yàn)每天在宿舍的時(shí)間是否對(duì)符合宅居特質(zhì)有影響，假設(shè)每天在宿舍的時(shí)間對(duì)宅居特質(zhì)沒(méi)有影響，從方差分析表（23）可以看出，由于顯著.000<0.05，所以拒絕原假設(shè)，參加社會(huì)組織活動(dòng)對(duì)宅居特質(zhì)有明顯影響。（二）交叉列聯(lián)表分析表2對(duì)稱(chēng)度量MonteCarloSig.值

近似值Sig.

Sig.

99%置信區(qū)間下限上限按標(biāo)量標(biāo)定

相依系數(shù)0.381

0.002

0.001

c

0.000

0.002有效案例中的N

158a.不假定零假設(shè)。b.使用漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤差假定零假設(shè)。c.基于樣表，啟動(dòng)種子為1310155034取0.05

，每天在宿舍的時(shí)間是否對(duì)符合宅居特質(zhì)有影響，假設(shè)參加社會(huì)組織活動(dòng)對(duì)宅居特質(zhì)沒(méi)有影響，從對(duì)稱(chēng)度量表（表24可以看出，由于0.05假設(shè)，參加社會(huì)組織活動(dòng)對(duì)宅居特質(zhì)有顯著影響。

，所以拒絕原17

（三）相關(guān)性分析表2相關(guān)性自己符合宅居特質(zhì)情況

每天在宿舍的時(shí)間Pearson相關(guān)性

1

-0.285

自己符合宅居特質(zhì)情況

顯著性（單側(cè)）

0.000NPearson相關(guān)性

158-0.285

1581每天在宿舍的時(shí)間

顯著性（單側(cè)）

0.000N**.在水平（單側(cè)）上顯著相關(guān)。

158

158取

，檢驗(yàn)每天在宿舍的時(shí)間是否與符合宅居特質(zhì)相關(guān)，假設(shè)每天在宿舍的時(shí)間與宅居特質(zhì)無(wú)關(guān)，從表25可以看出，性別與宅居特性之間的相系數(shù)為-0.285，T檢驗(yàn)的顯著性概率為0，拒絕原假設(shè)，表明兩個(gè)變量之間有明顯關(guān)。（四）回歸分析表2系數(shù)a模型

非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)B標(biāo)準(zhǔn)誤差

標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)試用版

t

Sig.

B的95.0%置信區(qū)間下限上限1

(量)每天在宿舍的時(shí)間

3.228-0.266

0.1810.072

-0.285

17.804-3.712

0.0000.000

2.870-0.407

3.587-0.124a.因變量自己符合宅居特質(zhì)情況對(duì)以上結(jié)果進(jìn)行分析：（1回歸方程為：Y0.266X（是變量性格，是變量自己符合宅居特性情況）（2回歸方程檢驗(yàn)：據(jù)表26可知，Sig0.000

，所以回歸方程顯著。18

問(wèn)題圖8從圖可以看出，有40%同學(xué)每周參加鍛煉次數(shù)為次，另有30%同學(xué)表示每周參加鍛煉次數(shù)為~2，僅有大概8%同學(xué)每周鍛煉次數(shù)在次以上，可見(jiàn)大生缺乏鍛煉的這一現(xiàn)象愈發(fā)嚴(yán)重。下面對(duì)其與問(wèn)的相關(guān)性進(jìn)行分析。（一）單因素分析表2單因素方分析每周參加鍛煉次數(shù)組間組內(nèi)

平方和8.709137.222

df3154

均方2.9030.891

F3.258

顯著性0.023總數(shù)

145.930

157取0.05，驗(yàn)每周參加鍛煉次數(shù)是否對(duì)符合宅居特質(zhì)有影響，假設(shè)每周參加鍛煉次數(shù)對(duì)宅居特質(zhì)沒(méi)有影響，從方差分析表（27）可以看出，由于顯著.023<0.05，所以拒絕原假設(shè)，參加社會(huì)組織活動(dòng)對(duì)宅居特質(zhì)有明顯影響。19

（二）交叉列聯(lián)表分析表2對(duì)稱(chēng)度量MonteCarloSig.值

近似值Sig.

Sig.

99%置信區(qū)間下限上限按標(biāo)量標(biāo)定

相依系數(shù)0.306

0.061

0.055

0.049

0.061有效案例中的N

158a.不假定零假設(shè)。b.使用漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤差假定零假設(shè)。c.基于10000采樣表，啟動(dòng)種子為1585587178。取0.05

，檢驗(yàn)每天每周參加鍛煉次數(shù)是否對(duì)符合宅居特質(zhì)有影響，假設(shè)每周參加鍛煉次數(shù)對(duì)宅居特質(zhì)沒(méi)有影響，從對(duì)稱(chēng)度量表（表）可以看出，由于0.061以接受原假設(shè)，參加社會(huì)組織活動(dòng)對(duì)宅居特質(zhì)沒(méi)有影響。（三）相關(guān)性分析表2相關(guān)性

，所自己符合宅居特質(zhì)情況每周參加鍛煉次數(shù)

Pearson相關(guān)性顯著性（單側(cè)）NPearson相關(guān)性顯著性（單側(cè)）N

自己符合宅居特質(zhì)情況11580.2370.001158

每周參加鍛煉次數(shù)0.2370.0011581158**.在水平（單側(cè)）上顯著相關(guān)。取0.05

，檢驗(yàn)每周參加鍛煉次數(shù)是否與符合宅居特質(zhì)相關(guān)，假設(shè)每周參加鍛煉次數(shù)與宅居特質(zhì)無(wú)關(guān)，從可以看出，性別與宅居特性之間的相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)的顯著性概率為0，拒絕原假設(shè)，表明兩個(gè)變量之間有明顯相關(guān)性。20

（四）回歸分析表3系數(shù)a模型

非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)B標(biāo)準(zhǔn)誤差

標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)試用版

t

Sig.

B的95.0%置信區(qū)間下限上限1

(量)每周參加鍛煉次數(shù)

2.1750.225

0.1580.074

0.237

13.7263.051

0.0000.003

1.8620.080

2.4880.371a.因變量自己符合宅居特質(zhì)情況對(duì)以上結(jié)果進(jìn)行分析：（1回歸方程為：Y0.225（是變量性格，Y是因變量自己符宅居特性情況）（2回歸方程檢驗(yàn)：根據(jù)表3可知，Sig問(wèn)題

，所以回歸方程顯著。圖9如圖所示大約有一半的同學(xué)認(rèn)為宅居生活也是一種生活方式所謂褒貶有0%多的人表示雖然能接受這種生活方式，但是自己不愿意成為那樣的人。下面對(duì)其與問(wèn)9行相關(guān)性分析。21

（一）單因素分析表3單因素方分析對(duì)宅居生活的態(tài)度組間組內(nèi)

平方和12.02376.996

df3154

均方4.0080.500

F8.016

顯著性0.000總數(shù)

89.019

157取0.05，驗(yàn)對(duì)宅居生活的態(tài)度是否對(duì)符合宅居特質(zhì)有影響，假設(shè)對(duì)宅居生活的態(tài)度對(duì)宅居特質(zhì)沒(méi)有影響，從方差分析表（31）可以看出，由于顯著.000<0.05，所以拒絕原假設(shè)，參加社會(huì)組織活動(dòng)對(duì)宅居特質(zhì)有明顯影響。（二）交叉列聯(lián)表分析表3對(duì)稱(chēng)度量MonteCarloSig.值

近似值Sig.

Sig.

99%置信區(qū)間下限上限按標(biāo)量標(biāo)定

相依系數(shù)0.428

0.000

0.000

c

0.000

0.000有效案例中的N

158a.不假定零假設(shè)。b.使用漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤差假定零假設(shè)。c.基于10000采樣表，啟動(dòng)種子為1451419960。取0.05，驗(yàn)對(duì)宅居生活的態(tài)度是否對(duì)符合宅居特質(zhì)有影響，假設(shè)對(duì)宅居生活的態(tài)度對(duì)宅居特質(zhì)沒(méi)有影響，從對(duì)稱(chēng)度量表（32可以看出，由于0.000絕原假設(shè)，參加社會(huì)組織活動(dòng)對(duì)宅居特質(zhì)有顯著影響。

，所以拒22

（三）相關(guān)性分析表3相關(guān)性自己符合宅居特質(zhì)情況對(duì)宅居生活的態(tài)度

Pearson相關(guān)性顯著性（單側(cè)）NPearson相關(guān)性顯著性（單側(cè)）N

自己符合宅居特質(zhì)情況1158.318.000158

對(duì)宅居生活的態(tài)度.318.0001581158**.在水平（單側(cè)）上顯著相關(guān)。取

，檢驗(yàn)對(duì)宅居生活的態(tài)度是否與符合宅居特質(zhì)相關(guān)，假設(shè)對(duì)宅居生活的態(tài)度與宅居特質(zhì)無(wú)關(guān)，從可以看出，性別與宅居特性之間的相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)的顯著性概率為0，拒絕原假設(shè)，表明兩個(gè)變量之間有明顯相關(guān)。（四）歸分析表34系數(shù)a模型

非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)B標(biāo)準(zhǔn)誤差

標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)試用版

t

Sig.

B的95.0%置信區(qū)間下限上限1

(量)對(duì)宅居生活的態(tài)度

1.7190.387

0.2230.092

0.318

7.7034.191

0.0000.000

1.2780.205

2.1590.569a.因變量自己符合宅居特質(zhì)情況對(duì)以上結(jié)果進(jìn)行分析：（1回歸方程為：0.3887（是變量性格，Y是因量自己符合宅居特性情況）（2回歸方程檢驗(yàn)：據(jù)表34可知，Sig0.0000.005四結(jié)23

，所以回歸方程顯著。

4.1

影響宅現(xiàn)象的因素由以上數(shù)據(jù)分析可得：性別、年級(jí)、專(zhuān)業(yè)等對(duì)宅居現(xiàn)象無(wú)明顯影響；在宿舍時(shí)間長(zhǎng)短、參加鍛煉次數(shù)和對(duì)“宅居”的態(tài)度等對(duì)是否符合宅居特質(zhì)影響較大。首先在宿舍時(shí)間長(zhǎng)賴(lài)腦與網(wǎng)絡(luò)加踐動(dòng)少或根本不愿意參加實(shí)踐活動(dòng)的生有明顯宅男“宅女”傾向。其次，就是“懶”，極度缺乏鍛煉，作息時(shí)間不穩(wěn)定，每天睡到自然醒，整天