1、管理統(tǒng)計學(xué)調(diào)查報告調(diào)查題目：大學(xué)校園宅居現(xiàn)象調(diào)查班 級：小組成員：指導(dǎo)教師：目錄一、 調(diào)查方案11.1 調(diào)查背景11.2 調(diào)查目的11.3 調(diào)查對象11.4 調(diào)查時間11.5 調(diào)查方式1二、 問卷12.1 問卷設(shè)計12.2 問卷發(fā)放/回收情況12.3 問卷分析方法1三、 數(shù)據(jù)分析2四、 結(jié)論234.1 影響宅居現(xiàn)象的因素234.2 改變宅居現(xiàn)象的措施24附錄251、 調(diào)查方案1.1 調(diào)查背景近年來，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，大學(xué)生是社會發(fā)展，構(gòu)建中華民族偉大復(fù)興中國夢的中堅力量，因此大學(xué)生群體中所存在的問題是不容小覷的。大學(xué)生群體本應(yīng)充滿朝氣與活力，是社會群體中積極向上的代

2、表。然而校園中卻出現(xiàn)了很多的“宅男”、“宅女”，他們大都沉迷于網(wǎng)絡(luò)游戲或極度依賴電腦和智能手機(jī)等現(xiàn)代化設(shè)備，缺乏斗志，生活頹廢，理想意識淡薄。時代進(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，與現(xiàn)實中的各種群體相隔開，消極避世，封閉在自己的小空間里。而人從來就不是一種與社會分離的動物，因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。1.2 調(diào)查目的大學(xué)生是如何看待“宅男宅女”的；哪些因素判定一個人是否為“宅男宅女”；大學(xué)生中“宅男宅女”現(xiàn)象是否嚴(yán)重，是否值得學(xué)校和社會的關(guān)注與重視；改變這一現(xiàn)狀可以

3、從哪些方面入手。1.3 調(diào)查對象以天津工業(yè)大學(xué)學(xué)生為主。1.4 調(diào)查時間2014年12月21日1.5 調(diào)查方式本次調(diào)查采用隨機(jī)問卷調(diào)查方式。2、 問卷2.1 問卷設(shè)計問卷主要從性別，年級，生活習(xí)慣和對宅居生活的態(tài)度等方面進(jìn)行設(shè)計，具體見附件。2.2 問卷發(fā)放/回收情況本次發(fā)放問卷160份，回收160份，有效問卷158份，有效率為98.75%。2.3 問卷分析方法利用SPSS軟件環(huán)境對問卷進(jìn)行分析，主要采用描述統(tǒng)計分析中的頻率分析和列聯(lián)表分析，比較均值中的獨(dú)立樣本t檢驗和單因素分析，以及雙變量相關(guān)分析和線性回歸分析。3、 數(shù)據(jù)分析我們根據(jù)回收回來的158份有效問卷，用1、2、3、4、5代表各問題

4、選項A、B、C、D、E，將數(shù)據(jù)錄入到SPSS中，用圖表形式和特征量對題目進(jìn)行分析。本調(diào)查旨在研究各因素對宅居現(xiàn)象有無顯著影響，故將問題9作為因變量。此處應(yīng)注意的是，問題9的統(tǒng)計是一個個人主觀評價，從個人主觀心理來看，大多數(shù)同學(xué)不愿意承認(rèn)自己的宅居特質(zhì)，所以對于選擇選項A和B的同學(xué)，可以認(rèn)為其具有宅居特質(zhì)，對于選擇選項C的同學(xué)，則具有一定的宅居傾向。首先對問題9進(jìn)行頻數(shù)統(tǒng)計：表1自己符合宅居特質(zhì)情況FrequencyPercentValid PercentCumulative PercentValid符合2012.712.712.7大多符合4931.031.043.7不大符合6239.239.2

5、82.9不符合2717.117.1100.0Total158100.0100.0圖1用SPSS對問題9進(jìn)行頻率分析，得出統(tǒng)計結(jié)果的分布情況（如表1），并畫出分布餅圖（如圖1），可以得出選擇A、B的同學(xué)有43%，選擇C的有39.2%，也就是說，大約有82.9%的同學(xué)承認(rèn)自己是“宅男”/“宅女”或有宅居傾向，只有17.1%的同學(xué)表示自己無宅居傾向。下面對各個問題逐個分析。問題1圖2從圖2可以看出，本次調(diào)查的對象男性占60%多，女性不到40%。下面利用SPSS對本題進(jìn)行相關(guān)性分析，分析其與問題9的相關(guān)性。（1） 獨(dú)立樣本檢驗表2獨(dú)立樣本檢驗方差方程的 Levene 檢驗均值方程的 t 檢驗FSig.

6、tdfSig.(雙側(cè))均值差值標(biāo)準(zhǔn)誤差值差分的 95% 置信區(qū)間下限上限性別假設(shè)方差相等0.1290.7210.185670.8540.0230.127-0.230.277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：對于性別來說， F值為0.129，相伴概率為0.721，大于顯著性水平0.05，接受原假設(shè)（即方差相等的假設(shè)），可以認(rèn)為性別和宅居情況方差無顯著相關(guān)性；然后看方差相等時T檢驗的結(jié)果，T統(tǒng)計量的相伴概率為0.854，大于顯著性水平0.05，不能拒絕T檢驗的零假設(shè)，也就是說，性別和宅居情況不存在顯著相關(guān)性。另外從樣本的均值

7、差的95%置信區(qū)間看，區(qū)間跨0，這也說明性別和宅居情況不存在顯著相關(guān)性。（2） 交叉列聯(lián)表表3對稱度量值近似值 Sig.Monte Carlo Sig.Sig.99% 置信區(qū)間下限上限按標(biāo)量標(biāo)定相依系數(shù)0.0820.7850.788c0.7770.798有效案例中的 N158a. 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，啟動種子為 。原假設(shè): 性別和宅居特性沒有相關(guān)關(guān)系備擇假設(shè): 性別和宅居特性有相關(guān)關(guān)系對于性別來說，近似值，大于顯著性水平0.05，應(yīng)接受原假設(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。（3） 相關(guān)性表4相關(guān)性性別自己符合宅居特質(zhì)

8、情況性別Pearson 相關(guān)性1.045顯著性（單側(cè)）.287N158158自己符合宅居特質(zhì)情況Pearson 相關(guān)性.0451顯著性（單側(cè)）.287N158158從表4可以看出，性別與宅居特性之間的相關(guān)系數(shù)為0.045，T檢驗的顯著性概率為，接受零假設(shè)，即兩個變量之間無顯著相關(guān)。（4） 回歸性分析表5Anovaa模型平方和df均方FSig.1回歸0.26910.2690.3190.573b殘差131.4021560.842總計131.671157a. 因變量: 自己符合宅居特質(zhì)情況b. 預(yù)測變量: (常量), 性別。 表6系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B 的 95.0% 置信區(qū)間B

9、標(biāo)準(zhǔn) 誤差試用版下限上限1(常量)2.4900.22011.3310.0002.0562.925性別0.0850.1510.0450.5650.573-0.2130.383a. 因變量: 自己符合宅居特質(zhì)情況對以上結(jié)果進(jìn)行分析：（1） 回歸方程為：（是自變量性別，是因變量自己符合宅居特性情況）。（2） 方差分析表，說明性別對宅居特性沒有顯著的線性影響。（3） 檢驗。a. 回歸方程檢驗根據(jù)表6可知，,所以回歸方程不顯著。b. 系數(shù)，所以不通過。綜上所述，該回歸方程不成立，說明二者之間用當(dāng)前模型進(jìn)行回歸沒有統(tǒng)計學(xué)支持，應(yīng)該換一個模型來進(jìn)行回歸。問題2圖3從圖3可以看出，本次調(diào)查對象主要集中在大三學(xué)

10、生上，由于大一新生、大四學(xué)生活動和任務(wù)多，有許多“身不由己”的因素，可見大三學(xué)生具有一定的代表性。下面對其與問題9的相關(guān)性進(jìn)行分析。（1） 獨(dú)立樣本檢驗表7獨(dú)立樣本檢驗方差方程的 Levene 檢驗均值方程的 t 檢驗FSig.tdfSig.(雙側(cè))均值差值標(biāo)準(zhǔn)誤差值差分的 95% 置信區(qū)間下限上限年級假設(shè)方差相等0.3880.5350.921670.3610.1900.206-0.2220.601假設(shè)方差不相等0.82528.6360.4160.1900.230-0.2810.661由輸出結(jié)果可以看到：對于年級來說，方差相等時T檢驗的結(jié)果，T統(tǒng)計量的相伴概率為0.361，大于顯著性水平0.0

11、5，不能拒絕T檢驗的零假設(shè)，也就是說，年級和宅居特性不存在顯著相關(guān)性。（2） 交叉列聯(lián)表表8對稱度量值近似值 Sig.Monte Carlo Sig.Sig.99% 置信區(qū)間下限上限按標(biāo)量標(biāo)定相依系數(shù)0.3410.0540.054c0.0480.060有效案例中的 N158a. 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，啟動種子為 。對于年級來說，近似值，大于顯著性水平0.05，應(yīng)接受原假設(shè)，即年級和宅居特性不存在顯著相關(guān)性。（3） 相關(guān)性表9相關(guān)性自己符合宅居特質(zhì)情況年級自己符合宅居特質(zhì)情況Pearson 相關(guān)性10.032顯著性（單側(cè)）0.343N15

12、8158年級Pearson 相關(guān)性0.0321顯著性（單側(cè)）0.343N158158從表9可以看出，年級與宅居特性之間的相關(guān)系數(shù)為0.032，T檢驗的顯著性概率為0.3430.05，接受零假設(shè)，表明兩個變量之間無顯著相關(guān)。（4） 回歸性表10系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B 的 95.0% 置信區(qū)間B標(biāo)準(zhǔn) 誤差試用版下限上限1(常量)2.5250.21711.6300.0002.0962.954年級0.0310.0770.0320.4040.687-0.1210.183a. 因變量: 自己符合宅居特質(zhì)情況對以上結(jié)果進(jìn)行分析：（1） 回歸方程為：（X是自變量年級，Y是因變量自己符合宅居

13、特性情況）（2） 回歸方程檢驗：根據(jù)表10可知，所以回歸方程不顯著。問題3圖4由于本校為理工類學(xué)校，所以調(diào)查對象中有4/5為理工類學(xué)生。下面對其與問題9的相關(guān)性進(jìn)行分析。（1） 獨(dú)立樣本檢驗表11獨(dú)立樣本檢驗方差方程的 Levene 檢驗均值方程的 t 檢驗FSig.tdfSig.(雙側(cè))均值差值標(biāo)準(zhǔn)誤差值差分的 95% 置信區(qū)間下限上限專業(yè)類別假設(shè)方差相等0.0230.881-0.075670.940-0.0070.095-0.1960.182假設(shè)方差不相等-0.07434.2330.941-0.0070.096-0.2030.188由輸出結(jié)果可以看出：對于專業(yè)類別來說， F值為0.023，

14、相伴概率為0.881，大于顯著性水平0.05，不能拒絕方差相等的假設(shè)，可以認(rèn)為專業(yè)和自己符合宅居特性情況方差無顯著相關(guān)性。（2） 交叉列聯(lián)表表12對稱度量值近似值 Sig.Monte Carlo Sig.Sig.99% 置信區(qū)間下限上限按標(biāo)量標(biāo)定相依系數(shù)0.1170.5360.543c0.5300.556有效案例中的 N158a. 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，啟動種子為 。對于專業(yè)類別來說，近似值，大于顯著性水平0.05，應(yīng)接受原假設(shè)，即專業(yè)和宅居特性不存在顯著相關(guān)性。（3） 相關(guān)性表13相關(guān)性自己符合宅居特質(zhì)情況專業(yè)類別自己符合宅居特質(zhì)情況

15、Pearson 相關(guān)性1-0.108顯著性（單側(cè)）0.089N158158專業(yè)類別Pearson 相關(guān)性-0.1081顯著性（單側(cè)）0.089N158158從表13可以看出，專業(yè)類別與宅居特性之間的相關(guān)系數(shù)為-0.108，T檢驗的顯著性概率為0.0890.05，接受零假設(shè)，表明兩個變量之間無顯著相關(guān)。（4） 回歸性表14系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B 的 95.0% 置信區(qū)間B標(biāo)準(zhǔn) 誤差試用版下限上限1(常量)3.0540.3389.0360.0002.3863.721專業(yè)類別-0.2470.183-0.108-1.3520.178-0.6090.114a. 因變量: 自己符合宅居

16、特質(zhì)情況對以上結(jié)果進(jìn)行分析：（1） 回歸方程為：（X是自變量專業(yè)類別，Y是因變量自己符合宅居特性情況）。（2） 回歸方程檢驗：根據(jù)表14可知，所以回歸方程不顯著。問題4圖5上圖為調(diào)查對象性格分布餅圖，下面分析其與問題9的相關(guān)性。（1） 獨(dú)立樣本檢驗表15獨(dú)立樣本檢驗方差方程的 Levene 檢驗均值方程的 t 檢驗FSig.tdfSig.(雙側(cè))均值差值標(biāo)準(zhǔn)誤差值差分的 95% 置信區(qū)間下限上限性格假設(shè)方差相等7.5670.0081.735670.0870.3550.205-0.0530.764假設(shè)方差不相等1.46926.1610.1540.3550.242-0.1420.852由輸出結(jié)果可

17、以看出：從樣本的均值差分的95%置信區(qū)間看，區(qū)間跨0，這也說明性格和宅居特性不存在顯著相關(guān)性。（2） 交叉列聯(lián)表表16對稱度量值近似值 Sig.Monte Carlo Sig.Sig.99% 置信區(qū)間下限上限按標(biāo)量標(biāo)定相依系數(shù)0.2970.0840.083c0.0760.090有效案例中的 N158a. 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，啟動種子為 。對于性格來說，近似值Sig.=0.084，大于顯著性水平0.05，應(yīng)接受原假設(shè)，即性格和宅居特性不存在顯著相關(guān)性。（3） 相關(guān)性表17相關(guān)性自己符合宅居特質(zhì)情況性格自己符合宅居特質(zhì)情況Pearson

18、相關(guān)性10.122顯著性（單側(cè)）0.063N158158性格Pearson 相關(guān)性0.1221顯著性（單側(cè)）0.063N158158從表17可以看出，性格與宅居特性之間的相關(guān)系數(shù)為0.122，T檢驗的顯著性概率為0.0630.05，接受零假設(shè)，表明兩個變量之間無顯著相關(guān)。（4） 回歸性表18系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B 的 95.0% 置信區(qū)間B標(biāo)準(zhǔn) 誤差試用版下限上限1(常量)2.2780.22610.0670.0001.8312.724性格0.1330.0860.1221.5400.126-0.0380.304a. 因變量: 自己符合宅居特質(zhì)情況對以上結(jié)果進(jìn)行分析：（1） 回

19、歸方程為：（X是自變量性格，Y是因變量自己符合宅居特性情況）（2） 回歸方程檢驗：根據(jù)表18可知，,所以回歸方程不顯著。問題5圖6從上圖可以看出，有60%的同學(xué)參加過一些社會活動，也有近40%的學(xué)生沒參加過。下面對其與問題9的相關(guān)性進(jìn)行分析。（1） 單因素方差分析表19單因素方差分析參加社會組織狀況平方和df均方F顯著性組間0.16730.0560.2320.874組內(nèi)37.0481540.241總數(shù)37.215157取，檢驗參加社會組織活動是否對符合宅居特質(zhì)有影響，假設(shè)參加社會組織活動對宅居特質(zhì)沒有影響，從方差分析表可以看出，由于顯著性0.8740.05，所以接受原假設(shè)，參加社會組織活動對宅

20、居特質(zhì)沒有影響。（2） 交叉列聯(lián)表分析表20對稱度量值近似值 Sig.Monte Carlo Sig.Sig.99% 置信區(qū)間下限上限按標(biāo)量標(biāo)定相依系數(shù)0.0670.8710.885c0.8760.893有效案例中的 N158a. 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，啟動種子為 。取，檢驗參加社會組織活動是否對符合宅居特質(zhì)有影響，假設(shè)參加社會組織活動對宅居特質(zhì)沒有影響，從對稱度量表可以看出，由于，所以接受原假設(shè)，即參加社會組織活動對宅居特質(zhì)沒有影響。（3） 相關(guān)性分析表21相關(guān)性自己符合宅居特質(zhì)情況參加社會組織狀況自己符合宅居特質(zhì)情況Pearson

21、相關(guān)性10.022顯著性（單側(cè)）0.392N158158參加社會組織狀況Pearson 相關(guān)性0.0221顯著性（單側(cè)）0.392N158158取，檢驗參加社會組織狀況是否與符合宅居特質(zhì)相關(guān)，假設(shè)參加社會組織狀況與宅居特質(zhì)無關(guān)，從表21可以看出，性別與宅居特質(zhì)之間的相關(guān)系數(shù)為0.022，T檢驗的顯著性概率為0.3920.05，接受原假設(shè)，表明兩個變量之間無顯著相關(guān)。（4） 回歸分析表22系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B 的 95.0% 置信區(qū)間B標(biāo)準(zhǔn) 誤差試用版下限上限1(常量)2.5500.22011.5810.0002.1152.985參加社會組織狀況0.0410.1510.02

22、20.2760.783-0.2560.339a. 因變量: 自己符合宅居特質(zhì)情況對以上結(jié)果進(jìn)行分析：（1） 回歸方程為：（X是自變量性格，Y是因變量自己符合宅居特性情況）（2） 回歸方程檢驗：根據(jù)表22可知，,所以回歸方程不顯著。問題6圖7從圖7可以看出，大部分同學(xué)表示其在宿舍的時間約為24小時，比較適中。下面對其與問題9的相關(guān)性進(jìn)行分析。（1） 單因素方差分析表23單因素方差分析每天在宿舍的時間平方和df均方F顯著性組間16.59535.5326.3280.000組內(nèi)134.6271540.874總數(shù)151.222157取，檢驗每天在宿舍的時間是否對符合宅居特質(zhì)有影響，假設(shè)每天在宿舍的時間對

23、宅居特質(zhì)沒有影響，從方差分析表（表23）可以看出，由于顯著性0.0000.05，所以拒絕原假設(shè)，參加社會組織活動對宅居特質(zhì)有明顯影響。（2） 交叉列聯(lián)表分析表24對稱度量值近似值 Sig.Monte Carlo Sig.Sig.99% 置信區(qū)間下限上限按標(biāo)量標(biāo)定相依系數(shù)0.3810.0020.001c0.0000.002有效案例中的 N158a. 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，啟動種子為 。取，每天在宿舍的時間是否對符合宅居特質(zhì)有影響，假設(shè)參加社會組織活動對宅居特質(zhì)沒有影響，從對稱度量表（表24）可以看出，由于，所以拒絕原假設(shè)，參加社會組織活動對宅

24、居特質(zhì)有顯著影響。（3） 相關(guān)性分析表25相關(guān)性自己符合宅居特質(zhì)情況每天在宿舍的時間自己符合宅居特質(zhì)情況Pearson 相關(guān)性1-0.285*顯著性（單側(cè)）0.000N158158每天在宿舍的時間Pearson 相關(guān)性-0.285*1顯著性（單側(cè)）0.000N158158*. 在0.01 水平（單側(cè)）上顯著相關(guān)。取，檢驗每天在宿舍的時間是否與符合宅居特質(zhì)相關(guān)，假設(shè)每天在宿舍的時間與宅居特質(zhì)無關(guān)，從表25可以看出，性別與宅居特性之間的相關(guān)系數(shù)為-0.285，T檢驗的顯著性概率為0.0000.05，拒絕原假設(shè)，表明兩個變量之間有明顯相關(guān)。（4） 回歸分析表26系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig

25、.B 的 95.0% 置信區(qū)間B標(biāo)準(zhǔn)誤差試用版下限上限1(常量)3.2280.18117.8040.0002.8703.587每天在宿舍的時間-0.2660.072-0.285-3.7120.000-0.407-0.124a. 因變量: 自己符合宅居特質(zhì)情況對以上結(jié)果進(jìn)行分析：（1） 回歸方程為：（X是自變量性格，Y是因變量自己符合宅居特性情況）（2） 回歸方程檢驗：根據(jù)表26可知，所以回歸方程顯著。問題7圖8從圖8可以看出，有約40%的同學(xué)每周參加鍛煉次數(shù)為01次，另有約30%的同學(xué)表示每周參加鍛煉次數(shù)為12次，僅有大概8%的同學(xué)每周鍛煉次數(shù)在3次以上，可見大學(xué)生缺乏鍛煉的這一現(xiàn)象愈發(fā)嚴(yán)重。

26、下面對其與問題9的相關(guān)性進(jìn)行分析。（1） 單因素分析表27單因素方差分析每周參加鍛煉次數(shù)平方和df均方F顯著性組間8.70932.9033.2580.023組內(nèi)137.2221540.891總數(shù)145.930157取，檢驗每周參加鍛煉次數(shù)是否對符合宅居特質(zhì)有影響，假設(shè)每周參加鍛煉次數(shù)對宅居特質(zhì)沒有影響，從方差分析表（表27）可以看出，由于顯著性0.0230.05，所以拒絕原假設(shè)，參加社會組織活動對宅居特質(zhì)有明顯影響。（2） 交叉列聯(lián)表分析表28對稱度量值近似值 Sig.Monte Carlo Sig.Sig.99% 置信區(qū)間下限上限按標(biāo)量標(biāo)定相依系數(shù)0.3060.0610.055c0.0490

27、.061有效案例中的 N158a. 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，啟動種子為 。取，檢驗每天每周參加鍛煉次數(shù)是否對符合宅居特質(zhì)有影響，假設(shè)每周參加鍛煉次數(shù)對宅居特質(zhì)沒有影響，從對稱度量表（表28）可以看出，由于，所以接受原假設(shè)，參加社會組織活動對宅居特質(zhì)沒有影響。（3） 相關(guān)性分析表29相關(guān)性自己符合宅居特質(zhì)情況每周參加鍛煉次數(shù)自己符合宅居特質(zhì)情況Pearson 相關(guān)性10.237*顯著性（單側(cè)）0.001N158158每周參加鍛煉次數(shù)Pearson 相關(guān)性0.237*1顯著性（單側(cè)）0.001N158158*. 在0.01 水平（單側(cè)）上顯著

28、相關(guān)。取，檢驗每周參加鍛煉次數(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)無關(guān)，從表29可以看出，性別與宅居特性之間的相關(guān)系數(shù)為0.237，T檢驗的顯著性概率為0.0010.05，拒絕原假設(shè)，表明兩個變量之間有明顯相關(guān)性。（4） 回歸分析表30系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B 的 95.0% 置信區(qū)間B標(biāo)準(zhǔn)誤差試用版下限上限1(常量)2.1750.15813.7260.0001.8622.488每周參加鍛煉次數(shù)0.2250.0740.2373.0510.0030.0800.371a. 因變量: 自己符合宅居特質(zhì)情況對以上結(jié)果進(jìn)行分析：（1） 回歸方程為：（X是自變量性格，Y

29、是因變量自己符合宅居特性情況）（2） 回歸方程檢驗：根據(jù)表30可知，所以回歸方程顯著。問題8圖9如圖9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，無所謂褒貶，也有30%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。下面對其與問題9進(jìn)行相關(guān)性分析。（1） 單因素分析表31單因素方差分析對宅居生活的態(tài)度平方和df均方F顯著性組間12.02334.0088.0160.000組內(nèi)76.9961540.500總數(shù)89.019157取，檢驗對宅居生活的態(tài)度是否對符合宅居特質(zhì)有影響，假設(shè)對宅居生活的態(tài)度對宅居特質(zhì)沒有影響，從方差分析表（表31）可以看出，由于顯著性0.0000.05，

30、所以拒絕原假設(shè)，參加社會組織活動對宅居特質(zhì)有明顯影響。（2） 交叉列聯(lián)表分析表32對稱度量值近似值 Sig.Monte Carlo Sig.Sig.99% 置信區(qū)間下限上限按標(biāo)量標(biāo)定相依系數(shù)0.4280.0000.000c0.0000.000有效案例中的 N158a. 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，啟動種子為 。取，檢驗對宅居生活的態(tài)度是否對符合宅居特質(zhì)有影響，假設(shè)對宅居生活的態(tài)度對宅居特質(zhì)沒有影響，從對稱度量表（表32）可以看出，由于，所以拒絕原假設(shè)，參加社會組織活動對宅居特質(zhì)有顯著影響。（3） 相關(guān)性分析表33相關(guān)性自己符合宅居特質(zhì)情況對宅

31、居生活的態(tài)度自己符合宅居特質(zhì)情況Pearson 相關(guān)性1.318*顯著性（單側(cè)）.000N158158對宅居生活的態(tài)度Pearson 相關(guān)性.318*1顯著性（單側(cè)）.000N158158*. 在0.01 水平（單側(cè)）上顯著相關(guān)。取，檢驗對宅居生活的態(tài)度是否與符合宅居特質(zhì)相關(guān)，假設(shè)對宅居生活的態(tài)度與宅居特質(zhì)無關(guān)，從表33可以看出，性別與宅居特性之間的相關(guān)系數(shù)為0.318，T檢驗的顯著性概率為0.0000.05，拒絕原假設(shè)，表明兩個變量之間有明顯相關(guān)。（4） 回歸分析表34系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B 的 95.0% 置信區(qū)間B標(biāo)準(zhǔn)誤差試用版下限上限1(常量)1.7190.2237

32、.7030.0001.2782.159對宅居生活的態(tài)度0.3870.0920.3184.1910.0000.2050.569a. 因變量: 自己符合宅居特質(zhì)情況對以上結(jié)果進(jìn)行分析：（1） 回歸方程為：（X是自變量性格，Y是因變量自己符合宅居特性情況）（2） 回歸方程檢驗：根據(jù)表34可知，所以回歸方程顯著。4、 結(jié)論4.1 影響宅居現(xiàn)象的因素 由以上數(shù)據(jù)分析可得：性別、年級、專業(yè)等對宅居現(xiàn)象無明顯影響；在宿舍時間長短、參加鍛煉次數(shù)和對“宅居”的態(tài)度等對是否符合宅居特質(zhì)影響較大。首先，每天在宿舍時間長，依賴電腦與網(wǎng)絡(luò)，參加實踐活動少或根本不愿意參加實踐活動，這樣的學(xué)生有明顯有“宅男”“宅女”傾向。其次，就是“懶”，極度缺乏鍛煉，作息時間不穩(wěn)定，每天睡到自然醒，整天對著電腦，很少進(jìn)行打球、跑步等體育活動，這種“懶”的現(xiàn)象可以清晰的界定“宅男”“宅女”。再次，有些人認(rèn)為雖然能接受宅居這種生活方式，但是自己不愿意成為那樣的人，這樣屬于比較理智型的人，通常也不會發(fā)展成為“宅男宅女”。而另一些對宅居生活明顯支持態(tài)度的則很可能自身就是“宅男宅女”。最后，是否有明確的理想和目標(biāo)，對壓力是勇于面對還是選擇逃避的生活態(tài)度也都對宅居現(xiàn)象有影響。4.2 改變宅居現(xiàn)象