Statistisk analys av hyresreform
|
|
- Sara Sundström
- för 9 år sedan
- Visningar:
Transkript
1 Statistisk analys av hyresreform Jean Mugisha Kandidatuppsats i matematisk statistik Bachelor Thesis in Mathematical Statistics
2 Kandidatuppsats 2015:21 Matematisk statistik September Matematisk statistik Matematiska institutionen Stockholms universitet Stockholm Matematiska institutionen
3 Matematisk statistik Stockholms universitet Kandidatuppsats 2015:21 Statistisk analys av hyresreform Jean Mugisha September 2015 Sammanfattning Den 1 januari 2011 reformerades hyreslagen. Reformen innebar, enkelt uttryckt, att kommunägda bostadsbolag ska drivas efter affärsmässiga principer, samt att samma regler ska gälla i hyresförhandlingar för privatägda och kommunägda bostadsbolag. Den hyresnormerande roll som kommunägda bostadsbolag haft, upphör således. Fastighetsägarna har förhoppningar om att hyresformen ska leda till en mer rättvis hyressättning, med marknadsanpassade hyror. Syftet med detta kandidatarbete är att undersöka hur olika faktorer påverkat skillnader mellan årliga procentuella hyresförändringar innan och efter hyresreformen. Inledningsvis beräknar vi ett mått på skillnader mellan årliga procentuella hyresförändringar under perioden innan och efter reformen som vi kallar reformeffekt. Den statistiska metoden som används för dataanalys är variansanalys med systematiska faktorer. Analysen visar att det finns skillnader i reformeffekt mellan regioner, lägenhetstyper, byggår. Variansanalysen visar även att det finns en samspelseffekt mellan region och byggår. Postadress: Matematisk statistik, Stockholms universitet, , Sverige. E-post: jean.mugisha@hotmail.fr. Handledare: Jan-Olov Persson och Maria Deijfen.
4 Statistisk analys av hyresreform Jean Mugisha 20 augusti 2015 Sammanfattning Den 1 januari 2011 reformerades hyreslagen. Reformen innebar, enkelt uttryckt, att kommunägda bostadsbolag ska drivas efter affärsmässiga principer, samt att samma regler ska gälla i hyresförhandlingar för privatägda och kommunägda bostadsbolag. Den hyresnormerande roll som kommunägda bostadsbolag haft, upphör således. Fastighetsägarna har förhoppningar om att hyresformen ska leda till en mer rättvis hyressättning, med marknadsanpassade hyror. Syftet med detta kandidatarbete är att undersöka hur olika faktorer påverkat skillnader mellan årliga procentuella hyresförändringar innan och efter hyresreformen. Inledningsvis beräknar vi ett mått på skillnader mellan årliga procentuella hyresförändringar under perioden innan och efter reformen som vi kallar reformeffekt. Den statistiska metoden som används för dataanalys är variansanalys med systematiska faktorer. Analysen visar att det finns skillnader i refformeffekt mellan regioner, lägenhetstyper, byggår. Variansanalysen visar även att det finns en samspelseffekt mellan region och byggår. Innehåll 1 Introduktion Bakgrund Syfte Beskrivning av data 2 3 Teori Variansanalys Tresidig variansanalys Samspel Kontroll av modellantaganden
5 4 Analys Dataundersökning Tresidig variansanalys Samspel mellan region och byggår Modell kontroll Diskussion 15 6 Appendix 16 1 Introduktion 1.1 Bakgrund Hyran för bostadslägenheter upplåtna med hyresrätt fastställs genom förhandlingar. Förhandlingar sker i de flesta fall kollektivt mellan hyresgästförening och hyresvärdar (ungefär 90% ), resten förhandlar individuellt. Hyressättning följer hyreslagen och fastställs enligt bruksvärdesprincipen. Bruksvärdesprincipen innebär att lägenhetens bruksvärde avgör hyrans storlek. De egenskaper som bestämmer en lägenhets bruksvärde är bl. a dess modernitetsgrad, storlek, reparationsstandard samt läge inom huset. Lägenhetens förmåner påverkar också bruksvärdet. Exempel på förmåner är tillgång till lekplats, hiss och fastighetsservice m m. Andra faktorer som påverkar en lägenhets bruksvärde är svåra att gradera, såsom läget och boendemiljön [1]. Enligt hyreslagen sätts hyran till skäligt belopp. Hyran anses skälig om den inte är påtagligt högre än hyran för likvärdiga lägenheter inom samma ort. Med likvärdiga lägenheter menas lägenheter med samma bruksvärde. Enligt hyreslagen jämförs hyran främst med likvärdiga lägenheter ägda av kommunala bolag [2]. Hyror som sätts av kommunägda bostadsbolag fungerar således som pristak för hyror i privatägda bolag. Den 1 januari 2011 reformerades hyreslagen. Reformen innebar att kommunala bostadsbolag ska drivas på samma villkor som privata, dvs. efter affärsmässiga principer. Huvuduppgiften innan reformen för ett allmännyttigt kommunägt bostadsbolag var att främja bostadsförsörjningen. Orsaken till lagändringen var inte att marknadsanpassa hyror utan att regler kring hyresbostäder ska vara förenligt med EUs konkurrens- och statsstödsregler [1]. Fastighetsägarna välkomnade lagändringen i hopp om ett hyressättningssystem som bättre 2
6 avspeglar bostadsgästers värdering, dvs. att den skulle leda till mer marknadsanpassade hyror, utan pristak. Pristak är när hyran från privatägda bolag begränsas till att inte påtagligt vara högre än hyran från kommunägda bostadsbolag enligt (gamla) hyreslagen. 1.2 Syfte Syftet med denna uppsats är att undersöka skillnader i hyresförändring före och efter hyresreformen mellan region, byggår och lägenhetstyp. Vi använder reformeffekt som ett mått på skillnader mellan genomsnittliga årliga hyresförändringar, före och efter reformen. Refformeffekt används som responsvariablen för att studera effkterna av reformen. I analysen använder vi den statistiska metoden variansanalys. 2 Beskrivning av data Datamaterial i studien är hämtad från Statistiska centralbyrån, SCB. Undersökning baseras på ett stratifierat urval efter region, byggår och lägenhetstyp. Data innehåller information om årlig procentuell hyresförändring från år 2004 till och med år SCB utför årliga undersökningar som kallas Hyror i bostadslägenheter (HiB) vilken har som syfte att samla hyresinformation om bostadslägenheter upplåtna med hyresrätt. Fastighetsägarna är skyldiga att lämna denna information. Datamaterialet från en urvalsundersökning kan innehålla mätfel, urvalsfel och bortfallsfel. Mätfel uppstår då uppgifter är felaktiga eller osäkra. Eftersom det är SCB som gjort undersökningen, med samma urval genom åren, finns det möjlighet att kontrollera fel som har gjorts vid tidigare databearbetning och om fastighetsägare har räknat hyror på samma sätt åren innan. Det finns dock risk att upprepa tidigare fel, då jämförelse görs med tidigare lämnade uppgifter. Mätfelet anses litet i HiB-undersökningen enligt SCB dokumentation om statistikens kvalitet. Urvalsfel kan uppstå då inte hela populationen kan väljas. Urvalsfelet i denna studie anses vara litet eftersom stort urval använts, ungefär lägenheter varje år. Bortfallsfel som uppstår när SCB har fått obesvarade blanketter, objektbortfall uppgick till 14,9 %. Approximativa värden har då tagits fram med hjälp av en statistisk imputeringsmetod. Data innehåller procentuella hyresförändringar beräknade av SCB,, indelat efter region, byggår och lägenhetstyp. Ett utdrag av datamaterialet för byggår innan 1940 i regionen Stor-Stockholm illustreras i tabell 1 och en sammanfattning av faktorerna följer nedan. Region Data är indelat på fyra regioner: Stor-Stockholm, inkluderar alla kommuner i Stockholms län. 3
7 Stor-Göteborg inkluderar 13 kommuner i Göteborgsområdet. Kommuner med mer än invånare exklusive Stor-Stockholm och Stor-Göteborg. Den fjärde och sista regionen är kommuner med mindre än invånare exklusive Stor-Stockholm och Stor-Göteborg. Vi har uteslutit kategorier inom regioner som är ej disjunkta, dessa regioner är riket och kommuner med mer än invånare inklusive Stor-Stockholm och Stor-Göteborg. Byggår Datamaterialet är även indelat efter faktorn byggår, dvs årsintervall när fastigheten blev färdigställd. Åtta årsintervall ingår i denna studie är innan 1940, , , , , , samt efter Lägenhetstyp Faktorn lägenhetstyp har sex olika nivåer som beskriver typ av lägenhet. De olika typerna av lägenheter är: 1 rum och kök (rok), 2 rok, 3 rok, 4 rok, 5 rok eller flera, samt övriga. Bland övriga ingår alla typer av lägenheter som inte finns bland de nämnda, tex. 1 rum utan kök. Det är viktigt att påpeka att en del bostadslägenheter inte är relevant för undersökningen och inte heller för HiB, exempelvis studentlägenheter, specialbostäder för äldre eller funktionsförhindrade samt möblerade lägenheter. Tabell 1: Utdrag av datamaterialet Region Byggår Lägenhetstyp Stor-Sthlm rok 2,1 2,9 3,3-0,3 2,5 3,4 2,7 2,6 3,2 2,4 1,7 2 rok 1,7 3,0 3,3-0,1 2,8 2,4 2,3 2,6 3,0 2,1 1,6 3 rok 1,8 2,9 2,9 0,0 2,7 3,2 1,6 3,5 3,5 2,7 1,7 4 rok 2,0 2,8 2,7 0,1 2,8 3,1 2,5 2,8 3,4 2,3 1,5 5 eller flera rok 2,2 2,9 3,1 0,1 2,6 2,9 2,3 2,7 2,3 2,2 1,5 Övriga 1,7 3,3 3,3 0,2 3,3 2,9 2,6 2,7 3,1 2,0 1,7 Den beroende variabeln, Reformeffekt För vårt syfte beräknar vi ett mått på skillnad i årlig procentuell hyresförändring, före och efter reformen. Reformeffekten beräknas med följande ekvation; Y i = nefter b=1 X ninnan i,b a=1 X i,a, i = 0,.., 192 (1) n efter n innan Reformeffekt Y i är indelat efter fyra olika regioner, åtta byggår, sex lägenhetstyper, alltså har den i=4*8*6=192 observationer, n innan är antalet observationer före reformen och n efter är antalet observationer efter reformen. X i,a och X i,b representerar den årliga procentuella hyresförändringen året a före reformen och året b efter reformen. I ett antal områden har den procentuella hyresförändringen, som används för att beräkna 4
8 den genomsnittliga procentuella hyresförändring före och efter reformen, saknats för ett eller flera år. När detta var fallet har data för de år som registrerats använts vid beräkningen av medelvärde. Överlag var det låg grad av saknade observationer: 160 områden hade fullständiga data över alla år, 22 saknade data från en tidpunkt och 10 saknade data från två år. 3 Teori 3.1 Variansanalys Den statistiska metod som här används för dataanalys är variansanalysmodellering. Den är att föredra när man undersöker samband mellan en beroende variabel och kvalitativa faktorer [3]. En faktor anses vara systematisk i variansanalysen om dess nivåer är systematiskt valda. På samma sätt är faktorn slumpmässig när nivåerna är slumpmässigt valda. Vår analys behandlar enbart systematiska faktorer. Vi analyserar enbart data som har systematiska faktorer med variansanalys modelltyp I [3]. Ett datamaterial kan ha balanserad eller obalanserad design. Data anses ha balanserad design om den har lika många replikat på varje nivå. Obalanserad data uppstår när det finns olika replikat för olika grupper [3]. Responsvariabeln som vi beräknat i denna studie har ett värde för varje cell, vilket ger balanserad design Tresidig variansanalys I uppsatsen undersöks tre systematiska faktorer, som analyseras med tresidig variansanalys modelltyp 1, med samspel; Y klmi = µ + α k + β l + γ m + (αβ) kl + (αγ) km + (βγ) lm + (αβγ) klm + ɛ klmi (2) ɛ iklm N(0, σ 2 ) Där µ anger det totala genomsnittsvärdet, parametern α k betecknar effekten av region k, parametern β l betecknar effekten av lägenhetstyp l, γ m betecknar effekten av byggår m, parametrar (αβ) kl, (αγ) km, (βγ) lm anger samspelseffekter mellan faktorer och (αβγ) klm anger sampspel mellan region, typ av lägenheten, och årsintervall när lägenhet byggdes. 5
9 Modellen med parametrar som representerar olika effekter följer bivilkoret: en summering av alla parametern över varje index i summeringen blir noll [3], se nedan. k α k = k (αβ) kl = l (αβ) kl = l (αβ) kl =.. = m αβγ klm = 0 (3) Vi använder stegvis val av modell i analysen. Vi börjar med en modell med alla faktorer i samspel och testar samspelseffekter först [3]. Vi utesluter den minst signifikanta faktorn och modellerar om utan den. Denna process upprepas tills vi får en modell med endast huvudfaktorer och signifikanta samspel. Variansanalystabellen innehåller testfunktioner som används för att testa hypotesen. I variansanalys delas den totala variationen på olika variationskällor, denna information används sedan i en variansanalystabell för att bestämma huruvida faktorer är signifikanta eller ej. Exempelvis så testar vi nollhypotesen att samspelseffekt inte föreligger mellan faktorerna region och lägenhetstyp med testfunktionen F= MSMreg typ MSE. Vi förkastar nollhypotesen med ett F-värde som är större än den kritiska gränsen som bestäms med F-fördelning. En tresidig indelning ANOVA-tabell med n observation per cell följer nedan [3]. Variationskälla Frihetsgrader Kvadratsummor Medelkvadratsummor F-kvot byggår (a-1) SSMår MSMår MSMår /MSE reg (b-1) SSM reg MSM reg MSM reg/mse typ (c-1) SSM typ MSM typ MSM typ/mse byggår*reg (a-1)(b-1) SSMår reg MSMår reg MSMår reg /MSE byggår*typ (a-1)(c-1) SSMår typ MSMår typ MSMår typ /MSE reg*typ (b-1)(c-1) SSM reg typ MSM reg typ MSM reg typ/mse byggår*reg*typ (a-1)(b-1)(c-1) SSMår reg typ MSMår reg typ MSMår reg typ /MSE Residual abc(n-1) k l m i (y klmi y klm ) 2 MSE Totalt abcn-1 i (y klmi y...) 2 k l m 3.2 Samspel När två faktorer inverkar oberoende av varandra har faktorerna adderande effekter. Det innebär att samspel mellan faktorer inte föreligger. Samspel mellan två faktorer innebär att effekterna av en faktor är beroende av nivån av den andra faktor. Vi illustrerar samspel mellan två faktorer med en samspelsplott. Figuren visar medelvärdena av responsen för tvåvägskombinationer och illustrerar eventuella samspel mellan faktorerna. När linjerna i samspelsplotten är parallella samspelar inte faktorerna. När linjerna däremot korsar 6
10 varandra eller går isär finns samspel mellan faktorerna. 3.3 Kontroll av modellantaganden Vid variansanalys görs ett antal antaganden som måste kontrolleras: att observationer är oberoende, att slumpfelen är normalfördelade samt har konstant varians [3]. Vi kontrollerar att observationer är oberoende med residualplott, och att slumpfelen är normalfördelade med hjälp av en normalfördelningsplott för residualer. En rak linje i normalfördelningsplotten ger oss anledning att inte förkasta antagandet. Vi kontrollerar att konstant varians föreligger med en figur som illustrerar standardiserade residualer mot skattat värde; att de inte uppvisar systematiskt mönster och är slumpmässigt plottade. Vi fortsätter analysen och anpassar modellen genom att kontrollera om det finns inflytelserika värden som påverkar parameterskattningar. En metod för att identifiera inflytelserika observationer är att undersöka dfbetas [6]. Dfbetas ger ett mått på den effekt en observation har på en parameterskattning, genom att jämföra parameterskattningen då observationen ingår, med samma skattning när observationen utesluts. Dfbetas uppskattas för varje parameter i modellen. DF BET AS i,j = ˆγ i ˆγ i( j) se(ˆγ i( j) ) (4) där ˆγ i avser skattning av parametern i när observationsenhet j ingår i modellen och ˆγ i( j) är skattningen när den tas bort [7]. Ju större värdet på dfbeta desto större inflytande har den på parameterskattningen. En tumregel för att identifiera inflytelserika observationer är där n är antalet observationsenheter i modellen [6]. DF BET AS > 2 n (5) Medan dfbetas ger ett mått på inflytelse av enskilda parameterskattningar, ger Cooks avstånd en bild av hur inflytelserik en observation är i alla skattningar [5]. Cooks avstånd beräknas med hjälp av följande formel : 7
11 Cooks D j = 1 r + 1 (ˆγ ˆγ ˆ 1 ( j)) (ˆγ ˆγ( j) ) (6) där ˆγ är en vektor av parameterskattningen med hjälp av alla observationer,ˆγ ( j) motsvarande beräkningar när observation j utesluts och 1 ˆ är kovariansmatrisen [5]. En tumregel för att identifiera inflytelserika observationer kan skrivas som Cooks D > 4 n (7) där n är antalet parametrar i modellen [5]. 4 Analys I detta kapitel presenteras resultat från den statistiska analysen av reformeffekten. Vi börjar med att med hjälp av en plott studera genomsnittliga reformeffekter för de olika faktorerna. Reformeffekten är som nämnts ovan skillnaden mellan de genomsnittliga årliga procentuella hyresförändringar för perioden före och efter reformen. I analysen undersöker vi sambanden mellan reformeffekt och faktorerna: region, byggår, lägenhetstyper, samt samspelet mellan dessa faktorer. Vi analyserar inte trevägssamspel, då det resulterar i en mättad modell med samma antal parametrar som observationer. Vi antar att tre samspeleffekt inte finns. I analysen ingår alla huvudfaktorer och tvåvägssamspel. 4.1 Dataundersökning Vi börjar med att illustrera distributionen av reformeffekten för de olika faktorerna. Figuren nedan visar vilka nivåer som har störst skillnader. 8
12 Figur 1: Reformeffekt för olika regioner I figur 1 framgår att störst skillnad (högst medelvärde) i genomsnittlig årlig procentuell hyresförändring finns i region Stor-Göteborg. Minst skillnad i genomsnittliga procentuella hyresförändringar återfinns i kommuner med fler än invånare (exklusive Stor- Stockhlm och Stor-Göteborg). Figur 2: Reformeffekt för olika byggår I figur 2 kan man se att bostadslägenheter byggda mellan 1971 och 1980 har haft störst skillnad i årlig procentuell hyresförändring mellan två perioder, och att reformeffekten är störst för det årsintervallet. Minst reformeffekt återfinns i byggnader färdigställd mellan 1941 och
13 Figur 3: Reformeffekt för olika lägenhetstyper I figur 3 framgår enbart små skillnader i reformeffekt mellan olika typer av lägenheter. 4.2 Tresidig variansanalys För uppsatsens syfte anpassar vi en modell med alla faktorer och två samspelseffekter. Resultat från den första modell redovisas i tabell 2. Tabell 2: ANOVA med alla två samspel fg kvs Mkvs F p-värde Byggår <0.001 Region <0.001 Lägenhetstyp Byggår X region Region x lägenhetstyp Byggår x lägenhetstyp Residual Variansanalysen påvisar att det är statistisk säkerställt att det finns skillnader i reformeffekt mellan regioner, lägenhetstyper och byggår, alla P-värden är mindre än Samspelseffekt mellan byggår och region har tydligast (signifikant) skillnad med ett P- värde på 0,002. Vid fortsatt analys används en stegvis process, då samspelstermerna tas bort en i taget. Den samspelseffekt med högst p-värde tas bort först, här byggår och lägenhetstyp. Den förfinade variansanalysen påvisar att samspelet mellan byggår och region blev fortsatt signifikant med ett P-värde på 0,003. Samspelet mellan faktorerna byggår och lägenhetstyp 10
14 är dock inte signifikant med ett P-värde på 0,120. Vi utesluter därmed samspelstermerna byggår och lägenhetstyp från modellen, vilket ger den slutliga modellen: Y iklm = µ + α k + β l + γ m + (αβ) kl + ɛ iklm (8) Resultatet redovisas i tabell 3. Tabell 3: Tresidig variansanalys med samspel mellan region och årsint. fg Kvs Mkvs F p-värde Byggår <0.001 Region <0.001 Lägenhetstyp Byggår X region Residual I den slutliga modellen påvisar variansanalysen att det finns statistiskt säkerställda skillnader i reformeffekt mellan regioner, typ av lägenheter samt byggår och att det finns samspelseffekter mellan region och byggår. I figur 1 ser vi att alla regioner har haft en ökning i årlig procentuell förändring av hyror efter reformen. Stor-Göteborg har haft den största ökning. Kommuner med mer än 75 tusen invånare exklusiv de i Stor-Stockholm och Stor- Göteborg har haft den minsta ökning. Enligt figur 2 har bostadslägenheter byggda mellan 1971 och 1980 haft den största ökning i hyresförändring efter reformen. Ökningen har varit minst i bostadslägenheter byggda mellan 1941 och Skillnader mellan lägenhetstyper är små. Lägenhetstyper 1 rok och övriga har haft störst ökning i hyresförändring efter reformen. 4.3 Samspel mellan region och byggår Ett samspel mellan två faktorer innebär att nivåerna för den ena faktorn påverkas av den andra faktorn. Vi undersöker samspelet mellan region och byggår med hjälp av samspelsplott 4. Figuren visar att ökningen i årlig procentuell förändring av hyror mellan perioden efter reformen har varit störst i Stor-Göteborg och minst i kommuner med mer än invånare. I figuren ser vi även att linjer korsar varandra, vilket innebär att samspel föreligger. I Stor-Stockholm har ökningen i procentuell hyresförändring efter reformen varit näst störst för bostadslägenheter byggda före 1940, och efter Ökningen i samma region har varit minst i bostäder byggda mellan 1961 och Vi konstaterar i figur 4 även att skillnader i reformeffekt mellan byggår finns i region Stor-Stockholm och kommuner med mer än 75 tusen invånare. Efter reformen har ökningen i hyresförändring i Stor-Göteborg och kommuner med mer än invånare varit störst i bostäder byggda mellan I stor-stockholm har lägenheter byggda mellan samma årsintervall haft minst ökning. 11
15 Figur 4: Samspelsplott mellan region och byggår 4.4 Modell kontroll Det finns förutsättningar som måste uppfyllas för en korrekt utförd variansanalys. Vi undersöker bl a med diagnostiska plottar i figur 5. Som nämnts förut är modellantagandet för variansanalys att observationerna är oberoende, samt att slumpfelen är normalfördelade och har konstant varians. I den första residualplotten visas standardiserade residualer mot skattade värden. Om modelantagandet är uppfyllt förväntas att de ska fördelas jämnt runt noll över alla skattade värden. Figuren tyder på att antaganden om oberoende observationer är uppfylld. I figur 5 finns en normalfördelningsplott som förväntas visa residualer på rak linje, om normalfördelade. Återigen, större delen av residualerna tycks följa antagandet, det återfinns endast smärre avvikelser vid toppen av distributionen. Till höger återfinns standardiserade residualer plottade mot skattade värden. Figuren är användbar för att bedöma om konstant varians föreligger. Vi kan konstatera att residualerna inte följer ett systematiskt mönster, vilket tyder på konstant varians. 12
16 Figur 5: Anova diagnostik plottar Vi fortsätter med att bedöma vilka konsekvenser eventuella inflytelserika observationer medför. Vi plottar Cook s avstånd mot residualer. Observationer med stora residualer och Cook s avstånd påverkar modellen. Dataprogrammet R markerar de största residualer, i det här fallet de tre största observationer är markerade i figur 5. 13
17 Figur 6: Dfbetas för lägenhetstyp Figur 7: Dfbetas för region 14
18 Figur 8: Dfbetas för Byggår Figur 9: Dfbetas för byggår 15
19 Dfbetas ger en sammanfattning av inflytandet som enskilda observationer har på en parameterskattning. Resultatet presenteras i figurer 6 till 9. För varje parameter i modellerna har vi identifierat ett antal observationer som är mycket mer inflytelserika än andra. Enligt tumregeln för att identifiera inflytelserika observationer, som vi beskrev i avsnitt 3.3, så ska dfbeta vara större än = för att en observation ska anses vara inflyktelserik. I figurer ser vi inte inte såna observationer. Inflytelserika observationer kan släppas en i taget och den effekt varje sådan har på parameterskattningarna kan därefter bedömas. Eftersom det saknas sådana observationer för många parametrar, har vi modellerat om utan de tre mest inflytelserika observationerna, identifierade i figur 5. Resultatet från ANOVA utan dessa inflytelserika observationer sammanfattas i tabell 4. Vi observerar då enbart en mindre skillnad jämfört med det slutliga modellen som presenterades ovan. Eftersom dessa observationerna inte ansågs vara datainmatningsfel, utan giltiga datapunkter, och deras delaktighet enbart har mindre inflytande av totalresultatet, behålls de i den slutliga analysen. Tabell 4: Resultat från ANOVA utan inflyktelserika observationer Fg Kvs Mkvs F p-värde Byggår <0.001 Region <0.001 Lägenhetstyp Byggår X region Residual Diskussion När hyresreformen tillträdde den 1 januari 2011 försvann den hyresnormerande roll som kommunägda bostadsbolag tidigare haft. Privata bostadsföretags förhoppningar med hyresformen var att hyror skulle bli mer marknadsappassade. I denna uppsats har vi studerat om det finns skillnader i reformeffekt mellan regioner, byggår och lägenhetstyper. Vi konstaterar i analysen att reformeffekten skiljer sig åt beroende på region, byggår och lägenhetstyp. Stor-Göteborg har den största ökningen i årlig procentuell hyresförändring efter reformen och kommuner med mer än invånare har den minsta ökningen. Att Stor-Stockholm, som har större efterfrågan på lägenheter än de andra regionerna, haft ungefär lika stor ökning som kommuner med mindre än invånare är förvånande. Det ger intryck av att hyresreformen inte lett till marknadsanpassning av hyrorna. Då analysen fann samspel mellan region och byggår, har vi undersökt detta, och ökningen i procentuell hyresförändring efter reformen i Stor-Stockholm varierar 16
20 stort beroende på byggårsperiod. Analysen visar att det finns signifikanta skillnader i byggår. Bostadslägenheter byggda har haft större årlig hyresförändring efter reformen. Som vi nämnt finns det samspel mellan region och byggår, vilket leder till att skillnader i reformeffekt mellan byggår beror på regionala skillnader. Samspelsplotten visar att skillnader i reformeffekt mellan byggår syns i Stor-Stockholm och i kommuner med mer än invånare. Endast små skillnader mellan olika lägenhetstyper har upptäckts. Vi noterar att 1 rok haft störst ökning i årlig hyresförändring efter reformen. Det är viktigt att skilja på faktorer som används i studien och faktorer som bestämmer en lägenhets bruksvärde. Åldern för bostaden är inte ekvivalent med dess modernitet, eftersom en del lägenheter sker renoveringen oftare än hos andra. En analys av hyresreformen i Stor-Stockholm med bruksvärdesfaktorer skulle vara intressant. Andra tänkbara faktorer som skulle ingå är kommuner och genomsnittlig hyra per kvadratmeter. Vi har bara tillgång till procentuella hyresförändringar efter reformen mellan 2011 till 2014, därför borde effekten av hyresreform undersökas igen efter en längre period. 6 Appendix 17
21 Tabell 5: Medelvärden av genomsnittlig årlig hyresförändring innan resp. efter reformen och reformeffekt Innan reform Efter reform Reformeffekt Lägenhetstyp medelvärden(sd) medelvärden(sd) medelvärden(sd) 1 rok 2.01(0.31) 2.31(0.18) 0.29(0.28) 2 rok 2(0.26) 2.26(0.21) 0.257(0.23) 3 rok 1.97(0.27) 2.24(0.3) 0.255(0.29) 4 rok 1.98(0.26) 2.23(0.24) 0.24(0.28) 5 rok eller flera 1.96(0.31) 2.20(0.19) 0.20(0.25) Övriga 2.04(0.38) 2.43(0.23) 0.33(0.37) Byggår (0.29) 2.33(0.33) 0.19(0.35) (0.38) 2.36(0.18) 0.16(0.38) (0.29) 2.27(0.16) 0.13(0.27) (0.25) 2.31(0.15) 0.23(0.23) (0.19) 2.51(0.15) 0.44(0.24) (0.24) 2.29(0.18) 0.34(0.25) (0.23) 2.15(0.18) 0.27(0.21) (0.21) 2.02(0.16) 0.34 (0.23) Region Stor-Stockholm 2.01(0.26) 2.25(0.24) 0.23(0.26) Stor-Göteborg 1.70(0.18) 2.27(0.25) 0.55(0.22) Kommuner med > 75 tusen invånare exkl. Sthlm och Gtg 2.30(0.23) 2.40(0.17) 0.085(0.21) Kommuner med < 75 tusen invånare exkl. Sthlm och Gtg 1.95(0.15) 2.18(0.21)7 0.2(0.19) 18
22 Referenser [1] Regelverket vid hyressättning för bostadslägenheter 1 [2] Lagen om hyra: Bruksvärdeprincipen [3] Lineära Statistiska modeller. Rolf Sundberg, sid , [4] Probability plotting methods for the analysis for the analysis of data. Wilk, Martin B and Gnanadesikan, Ram, [5] Influential observations [6] Regression diagnostics: Identifying influential data and sources of collinearity. Autor: Belsley, David A and Kuh, [7] Influence. ME: tools for detecting influential data in mixed effects models N ieuwenhuis et al.pdf 19
Residualanalys. Finansiell statistik, vt-05. Normalfördelade? Normalfördelade? För modellen
Residualanalys För modellen Johan Koskinen, Statistiska institutionen, Stockholms universitet Finansiell statistik, vt-5 F7 regressionsanalys antog vi att ε, ε,..., ε är oberoende likafördelade N(,σ Då
Genomsnittlig ny månadshyra för 3 rum och kök 2014 efter region
BO 39 SM 1401 Hyror i bostadslägenheter 2013 Rents for dwellings 2013 I korta drag 1,7 procents hyreshöjning för hyresrätter I genomsnitt höjdes hyrorna med 1,7 procent mellan 2013 och 2014. Hyreshöjningen
Genomsnittlig ny månadshyra för 3 rum och kök 2015 efter region
BO 39 SM 1501 Hyror i bostadslägenheter 2014 Rents for dwellings 2014 I korta drag 1,3 procents hyreshöjning för hyresrätter I genomsnitt höjdes hyrorna med 1,3 procent mellan 2014 och 2015. Regionalt
Tentamen för kursen. Linjära statistiska modeller. 16 augusti 2007 9 14
STOCKHOLMS UNIVERSITET MATEMATISK STATISTIK Tentamen för kursen Linjära statistiska modeller 16 augusti 2007 9 14 Examinator: Anders Björkström, tel. 16 45 54, bjorks@math.su.se Återlämning: Rum 312, hus
Tentamen för kursen. Linjära statistiska modeller. 20 mars 2015 9 14
STOCKHOLMS UNIVERSITET MATEMATISK STATISTIK Tentamen för kursen Linjära statistiska modeller 20 mars 2015 9 14 Examinator: Anders Björkström, bjorks@math.su.se Återlämning: Fredag 27/3 kl 12.00, Hus 5,
Statistik. om Stockholm Hyror Årsrapport 2013. The Capital of Scandinavia. stockholm.se
Statistik om Stockholm Hyror Årsrapport 2013 The Capital of Scandinavia stockholm.se Förord Denna årliga rapport redovisar hyror i Stockholms stad år 2013. I rapporten beskrivs också hyresutvecklingen
Statistik. om Stockholm Hyror. Årsrapport 2014. The Capital of Scandinavia. stockholm.se
Statistik om Stockholm Hyror Årsrapport 2014 The Capital of Scandinavia stockholm.se Förord Denna årliga rapport redovisar hyror i Stockholms stad år 2014. I rapporten beskrivs också hyresutvecklingen
STATISTIK OM STOCKHOLM. BOSTÄDER Hyror 2011
STATISTIK OM STOCKHOLM BOSTÄDER Hyror 2011 Förord Denna rapport redovisar hyror i Stockholms stad år 2011. I rapporten beskrivs också hyresutvecklingen i staden för perioden 1998 2011. Den senast publicerade
Övningstentamen i matematisk statistik för kemi
Övningstentamen i matematisk statistik för kemi Uppgift 1: Bill och Georg har gått till puben tillsammans. De beslutar sig för att spela dart (vilket betyder kasta pil mot en tavla). Sedan gammalt vet
Statistik B Regressions- och tidsserieanalys Föreläsning 1
Statistik B Regressions- och tidsserieanalys Föreläsning Kurskod: 732G7, 8 hp Lärare och examinator: Ann-Charlotte (Lotta) Hallberg Lärare och lektionsledare: Isak Hietala Labassistenter Kap 3,-3,6. Läs
/ljhqkhwvgdwdi UK\UHVRFKERVWDGVUlWWVOlJHQKHWHU'HILQLWLYD XSSJLIWHU
BO 39 SM 0002 %RVWDGVRFKK\UHVXQGHUV NQLQJHQ /ljhqkhwvgdwdi UK\UHVRFKERVWDGVUlWWVOlJHQKHWHU'HILQLWLYD XSSJLIWHU Survey of housing and rents 1999. Data on rented dwellings and dwellings in housing cooperatives.
Regressionsanalys av huspriser i Vaxholm
Regressionsanalys av huspriser i Vaxholm Rasmus Parkinson Kandidatuppsats i matematisk statistik Bachelor Thesis in Mathematical Statistics Kandidatuppsats 2015:19 Matematisk statistik Juni 2015 www.math.su.se
Statistisk försöksplanering
Statistisk försöksplanering Provmoment: Ladokkod: Tentamen ges för: TentamensKod: Skriftlig tentamen 3 hp 51SF01 Textilingenjörsutbildningen Tentamensdatum: 25 Oktober 2017 Tid: 09:00-13 Hjälpmedel: Miniräknare
Föreläsning 15: Faktorförsök
Föreläsning 15: Faktorförsök Matematisk statistik Chalmers University of Technology Oktober 17, 2016 Ensidig variansanalys Vi vill studera om en faktor A påverkar en responsvariabel. Vi gör totalt N =
Tentamen för kursen. Linjära statistiska modeller. 22 augusti
STOCKHOLMS UNIVERSITET MATEMATISK STATISTIK Tentamen för kursen Linjära statistiska modeller 22 augusti 2008 9 14 Examinator: Anders Björkström, tel. 16 45 54, bjorks@math.su.se Återlämning: Rum 312, hus
Statistik 1 för biologer, logopeder och psykologer
Innehåll 1 Analys av korstabeller 2 Innehåll 1 Analys av korstabeller 2 Korstabeller Vi har tidigare under kursen redan bekantat oss med korstabeller. I en korstabell redovisar man fördelningen på två
Föreläsning 2. Kap 3,7-3,8 4,1-4,6 5,2 5,3
Föreläsning Kap 3,7-3,8 4,1-4,6 5, 5,3 1 Kap 3,7 och 3,8 Hur bra är modellen som vi har anpassat? Vi bedömer modellen med hjälp av ett antal kriterier: visuell bedömning, om möjligt F-test, signifikanstest
Statistisk försöksplanering
Statistisk försöksplanering Provmoment: Ladokkod: Tentamen ges för: TentamensKod: Skriftlig tentamen 3 hp 51SF01 Textilingenjörsutbildningen Tentamensdatum: 2 November Tid: 09:00-13 Hjälpmedel: Miniräknare
LTH: Fastighetsekonomi 23-24 sep 2008. Enkel och multipel linjär regressionsanalys HYPOTESPRÖVNING
LTH: Fastighetsekonomi 23-24 sep 2008 Enkel och multipel linjär regressionsanalys HYPOTESPRÖVNING Hypotesprövning (statistisk inferensteori) Statistisk hypotesprövning innebär att man med hjälp av slumpmässiga
Föreläsning 9. NDAB01 Statistik; teori och tillämpning i biologi
Föreläsning 9 Statistik; teori och tillämpning i biologi 1 (kap. 20) Introduktion I föregående föreläsning diskuterades enkel linjär regression, där en oberoende variabel X förklarar variationen hos en
7,5 högskolepoäng. Statistisk försöksplanering och kvalitetsstyrning. TentamensKod: Tentamensdatum: 30 oktober 2015 Tid: 9-13:00
Statistisk försöksplanering och kvalitetsstyrning Provmoment: Ladokkod: Tentamen ges för: TentamensKod: Tentamen 5Hp 41I12B KINAF13, KINAR13, KINLO13,KMASK13 7,5 högskolepoäng Tentamensdatum: 30 oktober
TENTAMEN I MATEMATISK STATISTIK
UMEÅ UNIVERSITET Institutionen för matematisk statistik Regressions- och variansanalys, 5 poäng MSTA35 Leif Nilsson TENTAMEN 2003-01-10 TENTAMEN I MATEMATISK STATISTIK Regressions- och variansanalys, 5
Lycka till!
Avd. Matematisk statistik TENTAMEN I 5B1503 STATISTIK MED FÖRSÖKSPLANERING FÖR K OCH B MÅNDAGEN DEN 25 AUGUSTI 2003 KL 14.00 19.00. Examinator: Gunnar Englund, 790 7416. Tillåtna hjälpmedel: Formel- och
STOCKHOLMS UNIVERSITET HT 2008 Statistiska institutionen Linda Wänström. Omtentamen i Regressionsanalys
STOCKHOLMS UNIVERSITET HT 2008 Statistiska institutionen Linda Wänström Omtentamen i Regressionsanalys 2009-01-08 Skrivtid: 9.00-14.00 Godkända hjälpmedel: Miniräknare utan lagrade formler. Tentamen består
STATISTIK OM STHLM. BOSTÄDER: Hyror 2009. S 2010:14 2010-12-23 Marianne Jacobsson 08-508 35 064 STOCKHOLMS STADS UTREDNINGS- OCH STATISTIKKONTOR AB
STATISTIK OM STHLM BOSTÄDER: Hyror 2009 S 2010:14 2010-12-23 Marianne Jacobsson 08-508 35 064 STOCKHOLMS STADS UTREDNINGS- OCH STATISTIKKONTOR AB FÖRORD Denna rapport redovisar hyror i Stockholm år 2009.
7.5 Experiment with a single factor having more than two levels
7.5 Experiment with a single factor having more than two levels Exempel: Antag att vi vill jämföra dragstyrkan i en syntetisk fiber som blandats ut med bomull. Man vet att inblandningen påverkar dragstyrkan
plattform för lokalt trepartssamarbete på hyresmarknaden
plattform för lokalt trepartssamarbete på hyresmarknaden 2 förord SABO, Fastighetsägarna och Hyresgästföreningen är ense om att hyresrätten och dess konkurrenskraft behöver utvecklas. Den 25 januari 2001
7,5 högskolepoäng. Statistisk försöksplanering och kvalitetsstyrning. TentamensKod: Tentamensdatum: 28 oktober 2016 Tid: 9.
Statistisk försöksplanering och kvalitetsstyrning Provmoment: Ladokkod: Tentamen ges för: TentamensKod: Tentamen 4I2B KINAF4, KINAR4, KINLO4, KMASK4 7,5 högskolepoäng Tentamensdatum: 28 oktober 206 Tid:
Regressionsanalys av lägenhetspriser i Spånga
Regressionsanalys av lägenhetspriser i Spånga Mahamed Saeid Ali Kandidatuppsats i matematisk statistik Bachelor Thesis in Mathematical Statistics Kandidatuppsats 2016:11 Matematisk statistik Juni 2016
AMatematiska institutionen avd matematisk statistik
Kungl Tekniska Högskolan AMatematiska institutionen avd matematisk statistik TENTAMEN I 5B1503 STATISTIK MED FÖRSÖKSPLANERING FÖR B OCH K FREDAGEN DEN 11 JANUARI 2002 KL 14.00 19.00. Examinator: Gunnar
Instuderingsfrågor till avsnittet om statistik, kursen Statistik och Metod, Psykologprogrammet på KI, T8
1 Instuderingsfrågor till avsnittet om statistik, kursen Statistik och Metod, Psykologprogrammet på KI, T8 Dessa instuderingsfrågor är främst tänkta att stämma överens med innehållet i föreläsningarna,
Hyror i bostadslägenheter 2008, korrigerad Genomsnittlig ny månadshyra för 3 rum och kök 2009 efter region
BO 39 SM 0901 Hyror i bostadslägenheter 2008, korrigerad 2010-04-29 Rents for dwellings 2008 I korta drag Korrigering är gjord i tabell 20 för Jämtlands län och för Östersund. Uppgifterna för Ny hyra per
, s a. , s b. personer från Alingsås och n b
Skillnader i medelvärden, väntevärden, mellan två populationer I kapitel 8 testades hypoteser typ : µ=µ 0 där µ 0 var något visst intresserant värde Då användes testfunktionen där µ hämtas från, s är populationsstandardavvikelsen
F18 MULTIPEL LINJÄR REGRESSION, FORTS. (NCT
Stat. teori gk, ht 006, JW F18 MULTIPEL LINJÄR REGRESSION, FORTS. (NCT 1.1, 13.1-13.6, 13.8-13.9) Modell för multipel linjär regression Modellantaganden: 1) x-värdena är fixa. ) Varje y i (i = 1,, n) är
Lösningsförslag till Matematisk statistik LKT325 Tentamen
Lösningsförslag till Matematisk statistik LKT325 Tentamen 20190115 Kursansvarig: Reimond Emanuelsson Betygsgränser: för betyg 3 krävs minst 20 poäng, för betyg 4 krävs minst 30 poäng, för betyg 5 krävs
TENTAMEN I SF2950 (F D 5B1550) TILLÄMPAD MATEMATISK STATISTIK, TORSDAGEN DEN 3 JUNI 2010 KL
TENTAMEN I SF950 (F D 5B1550) TILLÄMPAD MATEMATISK STATISTIK, TORSDAGEN DEN 3 JUNI 010 KL 14.00 19.00 Examinator : Gunnar Englund, tel. 790 7416, epost: gunnare@math.kth.se Tillåtna hjälpmedel: Formel-
Fuktighet i jordmåner. Variansanalys (Anova) En statistisk fråga. Grafisk sammanfattning: boxplots
Fuktighet i jordmåner Variansanalys (Anova) Matematik och statistik för biologer, 10 hp Fredrik Jonsson Januari 2012 A 1 A 2 A 3 12.8 8.1 9.8 13.4 10.3 10.6 11.2 4.2 9.1 11.6 7.8 4.3 9.4 5.6 11.2 10.3
Analys av lägenhetspriser i Hammarby Sjöstad med multipel linjär regression
Analys av lägenhetspriser i Hammarby Sjöstad med multipel linjär regression Christian Aguirre Kandidatuppsats i matematisk statistik Bachelor Thesis in Mathematical Statistics Kandidatuppsats 2015:17 Matematisk
1/23 REGRESSIONSANALYS. Statistiska institutionen, Stockholms universitet
1/23 REGRESSIONSANALYS F4 Linda Wänström Statistiska institutionen, Stockholms universitet 2/23 Multipel regressionsanalys Multipel regressionsanalys kan ses som en utvidgning av enkel linjär regressionsanalys.
732G71 Statistik B. Föreläsning 4. Bertil Wegmann. November 11, IDA, Linköpings universitet
732G71 Statistik B Föreläsning 4 Bertil Wegmann IDA, Linköpings universitet November 11, 2016 Bertil Wegmann (IDA, LiU) 732G71, Statistik B November 11, 2016 1 / 34 Kap. 5.1, korrelationsmatris En korrelationsmatris
Flerfaktorförsök. Blockförsök, randomiserade block. Modell: yij i bj eij. Förutsättningar:
Flerfaktorförsök Blockförsök, randomiserade block Modell: yij i bj eij i 1,,, a j 1,,, b y ij vara en observation för den i:te behandlingen och det j:e blocket gemensamma medelvärdet ( grand mean ) effekt
Följande resultat erhålls (enhet: 1000psi):
Variansanalys Exempel Aluminiumstavar utsätts för uppvärmningsbehandlingar enligt fyra olika standardmetoder. Efter behandlingen uppmäts dragstyrkan hos varje stav. Fem upprepningar görs för varje behandling.
TAMS65 - Seminarium 4 Regressionsanalys
TAMS65 - Seminarium 4 Regressionsanalys Martin Singull Matematisk statistik Matematiska institutionen Problem 1 PS29 Vid ett test av bromsarna på en bil bromsades bilen upprepade gånger från en hastighet
Lösningar till tentamensskrivning för kursen Linjära statistiska modeller. 14 januari
STOCKHOLMS UNIVERSITET MATEMATISK STATISTIK Lösningar till tentamensskrivning för kursen Linjära statistiska modeller 14 januari 2010 9 14 Examinator: Anders Björkström, tel. 16 45 54, bjorks@math.su.se
LÖSNINGSFÖRSLAG TILL TENTAMEN I MATEMATISK STATISTIK 2007-08-29
UMEÅ UNIVERSITET Institutionen för matematik och matematisk statistik Statistik för Teknologer, 5 poäng (TNK, ET, BTG) Peter Anton, Per Arnqvist Anton Grafström TENTAMEN 7-8-9 LÖSNINGSFÖRSLAG TILL TENTAMEN
F11. Kvantitativa prognostekniker
F11 Kvantitativa prognostekniker samt repetition av kursen Kvantitativa prognostekniker Vi har gjort flera prognoser under kursen Prognoser baseras på antagandet att historien upprepar sig Trenden följer
Lö sningsfö rslag till tentamen i matematisk statistik Statistik öch kvalitetsteknik 7,5 hp
Sid 1 (10) Lö sningsfö rslag till tentamen i matematisk statistik Statistik öch kvalitetsteknik 7,5 hp Uppgift 1 Betrakta nedanstående täthetsfunktion för en normalfördelad slumpvariabel X med väntevärde
2. Lära sig skatta en multipel linjär regressionsmodell samt plotta variablerna. 4. Lära sig skatta en linjär regressionsmodell med interaktionstermer
Datorövning 2 Regressions- och tidsserieanalys Syfte 1. Lära sig skapa en korrelationsmatris 2. Lära sig skatta en multipel linjär regressionsmodell samt plotta variablerna mot varandra 3. Lära sig beräkna
Tentamen för kursen. Linjära statistiska modeller. 17 februari
STOCKHOLMS UNIVERSITET MATEMATISK STATISTIK Tentamen för kursen Linjära statistiska modeller 17 februari 2010 9 14 Examinator: Anders Björkström, tel. 16 45 54, bjorks@math.su.se Återlämning: Rum 312,
Statistik. om Stockholm Hyror Årsrapport The Capital of Scandinavia. stockholm.se
Statistik om Stockholm Hyror Årsrapport 2017 The Capital of Scandinavia stockholm.se Förord Denna årliga rapport redovisar hyror i Stockholms stad år 2017. I rapporten beskrivs också hyresutvecklingen
Föreläsning 6. NDAB01 Statistik; teori och tillämpning i biologi
Föreläsning 6 Statistik; teori och tillämpning i biologi 1 Analysis of Variance (ANOVA) (GB s. 202-218, BB s. 190-206) ANOVA är en metod som används när man ska undersöka skillnader mellan flera olika
Tillämpad statistik (A5), HT15 Föreläsning 11: Multipel linjär regression 2
Tillämpad statistik (A5), HT15 Föreläsning 11: Multipel linjär regression 2 Ronnie Pingel Statistiska institutionen Senast uppdaterad: 2015-11-23 Faktum är att vi i praktiken nästan alltid har en blandning
En scatterplot gjordes, och linjär regression utfördes därefter med följande hypoteser:
1 Uppgiftsbeskrivning Syftet med denna laboration var att utifrån uppmätt data avgöra: (i) Om något samband finnes mellan kroppstemperatur och hjärtfrekvens. (ii) Om någon signifikant skillnad i sockerhalt
Föreläsning 12: Regression
Föreläsning 12: Regression Matematisk statistik David Bolin Chalmers University of Technology Maj 15, 2014 Binomialfördelningen Låt X Bin(n, p). Vi observerar x och vill ha information om p. p = x/n är
TENTAMEN I SF2950 (F D 5B1550) TILLÄMPAD MATEMATISK STATISTIK, ONSDAGEN DEN 17 MARS 2010 KL
TENTAMEN I SF2950 (F D 5B1550 TILLÄMPAD MATEMATISK STATISTIK, ONSDAGEN DEN 17 MARS 2010 KL 14.00 19.00 Examinator : Gunnar Englund, tel. 790 7416, epost: gunnare@math.kth.se Tillåtna hjälpmedel: Formel-
7.5 Experiment with a single factor having more than two levels
Exempel: Antag att vi vill jämföra dragstyrkan i en syntetisk fiber som blandats ut med bomull. Man vet att inblandningen påverkar dragstyrkan och att en inblandning mellan 10% och 40% är bra. För att
Föreläsning 8. NDAB02 Statistik; teori och tillämpning i biologi
Föreläsning 8 Statistik; teori och tillämpning i biologi 1 Dagens föreläsning o Enkel linjär regression (kap 17.1 17.5) o Skatta regressionslinje (kap 17.2) o Signifikant lutning? (kap 17.3, 17.5a) o Förklaringsgrad
Faktorer som påverkar befolkningstillväxten av unga individer i olika kommuntyper
Faktorer som påverkar befolkningstillväxten av unga individer i olika kommuntyper Inledning Många av Sveriges kommuner minskar i befolkning. Enligt en prognos från Svenskt Näringsliv som publicerades i
Regressions- och Tidsserieanalys - F4
Regressions- och Tidsserieanalys - F4 Modellbygge och residualanalys. Kap 5.1-5.4 (t.o.m. halva s 257), ej C-statistic s 23. Linda Wänström Linköpings universitet Wänström (Linköpings universitet) F4 1
Envägs variansanalys (ANOVA) för test av olika väntevärde i flera grupper
Envägs variansanalys (ANOVA) för test av olika väntevärde i flera grupper Tobias Abenius February 21, 2012 Envägs variansanalys (ANOVA) I envägs variansanalys utnyttjas att
Tentamen för kursen. Linjära statistiska modeller. 14 januari
STOCKHOLMS UNIVERSITET MATEMATISK STATISTIK Tentamen för kursen Linjära statistiska modeller 14 januari 2010 9 14 Examinator: Anders Björkström, tel. 16 45 54, bjorks@math.su.se Återlämning: Sal 22, hus
Företagsklimatet viktigt för ungas val av kommun. Johan Kreicbergs April 2009
Företagsklimatet viktigt för ungas val av kommun Johan Kreicbergs April 2009 Inledning 1 Inledning Många av Sveriges kommuner minskar i befolkning. Enligt en prognos från som publicerades i slutet av 2007
Laboration 5: Regressionsanalys. 1 Förberedelseuppgifter. 2 Enkel linjär regression DATORLABORATION 5 MATEMATISK STATISTIK FÖR I, FMS 012, HT-08
LUNDS TEKNISKA HÖGSKOLA MATEMATIKCENTRUM MATEMATISK STATISTIK Laboration 5: Regressionsanalys DATORLABORATION 5 MATEMATISK STATISTIK FÖR I, FMS 012, HT-08 Syftet med den här laborationen är att du skall
1/31 REGRESSIONSANALYS. Statistiska institutionen, Stockholms universitet
1/31 REGRESSIONSANALYS F1 Linda Wänström Statistiska institutionen, Stockholms universitet 2/31 Kap 4: Introduktion till regressionsanalys. Introduktion Regressionsanalys är en statistisk teknik för att
Tentamentsskrivning: Matematisk Statistik med Metoder MVE490 1
Tentamentsskrivning: Matematisk Statistik med Metoder MVE490 1 Tentamentsskrivning i Matematisk Statistik med Metoder MVE490 Tid: den 16 augusti, 2017 Examinatorer: Kerstin Wiklander och Erik Broman. Jour:
STHLM STATISTIK OM. Hyror 2007 och 2008 BOSTÄDER: S 2009: Marianne Jacobsson
STATISTIK OM STHLM BOSTÄDER: Hyror 2007 och 2008 S 2009:10 2008-12-17 Marianne Jacobsson 08-508 35 064 STOCKHOLMS STADS UTREDNINGS- OCH STATISTIKKONTOR AB FÖRORD Denna rapport redovisar hyror i Stockholm
Skrivning i ekonometri torsdagen den 8 februari 2007
LUNDS UNIVERSITET STATISTISKA INSTITUTIONEN MATS HAGNELL STA2:3 Skrivning i ekonometri torsdagen den 8 februari 27. Vi vill undersöka hur variationen i lön för 2 belgiska löntagare = WAGE (timlön i euro)
Tentamen för kursen. Linjära statistiska modeller. 13 januari
STOCKHOLMS UNIVERSITET MATEMATISK STATISTIK Tentamen för kursen Linjära statistiska modeller 13 januari 2011 9 14 Examinator: Anders Björkström, tel. 16 45 54, bjorks@math.su.se Återlämning: Rum 32, hus
Tentamen för kursen. Linjära statistiska modeller. 22 februari
STOCKHOLMS UIVERSITET MATEMATISK STATISTIK Tentamen för kursen Linjära statistiska modeller 22 februari 2017 9 14 Examinator: Ola Hössjer, tel. 070/672 12 18, ola@math.su.se Återlämning: Meddelas via kurshemsida
SNURRIGT VÄRRE EN STUDIE ÖVER HYRESFÖRÄNDRINGAR I SVENSKA KOMMUNER
SNURRIGT VÄRRE EN STUDIE ÖVER HYRESFÖRÄNDRINGAR I SVENSKA KOMMUNER FÖRORD Sverige sägs vara ett av länderna i Europa som urbaniseras i snabbast takt. Det är på många sätt en positiv utveckling. I städerna
Tentamen för kursen. Linjära statistiska modeller. 13 januari
STOCKHOLMS UNIVERSITET MATEMATISK STATISTIK Tentamen för kursen Linjära statistiska modeller 13 januari 2017 9 14 Examinator: Ola Hössjer, tel. 070/672 12 18, ola@math.su.se Återlämning: Meddelas via kurshemsida
2,3 procents hyreshöjning för hyresrätter
BO 39 SM 0501 Hyror i bostadslägenheter 2004 Rents for dwellings 2004. I korta drag 2,3 procents hyreshöjning för hyresrätter I genomsnitt höjdes hyrorna med 2,3 procent mellan januari 2004 och januari
Skrivning i ekonometri lördagen den 29 mars 2008
LUNDS UNIVERSITET STATISTISKA INSTITUTIONEN MATS HAGNELL STAB, Ekonometri Skrivning i ekonometri lördagen den 9 mars 8.Vi vill undersöka hur variationen i antal arbetande timmar för gifta kvinnor i Michigan
1. Lära sig plotta en beroende variabel mot en oberoende variabel. 2. Lära sig skatta en enkel linjär regressionsmodell
Datorövning 1 Regressions- och tidsserieanalys Syfte 1. Lära sig plotta en beroende variabel mot en oberoende variabel 2. Lära sig skatta en enkel linjär regressionsmodell 3. Lära sig beräkna en skattning
Tentamen i Linjära statistiska modeller 13 januari 2013, kl. 9-14
STOCKHOLMS UNIVERSITET MT 5001 MATEMATISKA INSTITUTIONEN TENTAMEN Avd. Matematisk statistik 13 januari 2014 Tentamen i Linjära statistiska modeller 13 januari 2013, kl. 9-14 Examinator: Martin Sköld, tel.
Skutskär den 24 mars 2015. Projekt för Rättvisare Hyra
Skutskär den 24 mars 2015 Projekt för Rättvisare Hyra Vilka är vi? Eva Henebäck, VD - Älvkarlebyhus Tel: 026-83352 E-post: eva.heneback@alvkarlebyhus.se Martin Svaleryd, ekonomichef - Älvkarlebyhus Tel:
Hypotesprövning. Andrew Hooker. Division of Pharmacokinetics and Drug Therapy Department of Pharmaceutical Biosciences Uppsala University
Hypotesprövning Andrew Hooker Division of Pharmacokinetics and Drug Therapy Department of Pharmaceutical Biosciences Uppsala University Hypotesprövning Liksom konfidensintervall ett hjälpmedel för att
Sconesbakning. Sofi Bergdahl Anna Kers Johanna Nyberg Josefin Persson
HEMUPPGIFT Sconesbakning Sofi Bergdahl Anna Kers Johanna Nyberg Josefin Persson IEK203 Försöksplanering Institutionen för Industriell Ekonomi och Samhällsvetenskap Avdelningen för Kvalitets- & Miljöledning
Metod och teori. Statistik för naturvetare Umeå universitet
Statistik för naturvetare -6-8 Metod och teori Uppgift Uppgiften är att undersöka hur hjärtfrekvensen hos en person påverkas av dennes kroppstemperatur. Detta görs genom enkel linjär regression. Låt signifikansnivån
a) Vad är sannolikheten att det tar mer än 6 sekunder för programmet att starta?
Tentamen i Matematisk statistik, S0001M, del 1, 2008-01-18 1. Ett företag som köper enheter från en underleverantör vet av erfarenhet att en viss andel av enheterna kommer att vara felaktiga. Sannolikheten
Matematisk statistik för B, K, N, BME och Kemister
Matematisk statistik för B, K, N, BME och Kemister Föreläsning 11 & 12 Johan Lindström 5 & 14 oktober 2015 Johan Lindström - johanl@maths.lth.se FMS086/MASB02 F11 1/27 Johan Lindström - johanl@maths.lth.se
Hyresjämförelse mellan privata och allmännyttigt ägda lägenheter i nio kommuner
NATIONALEKONOMISKA INSTITUTIONEN Uppsala universitet Examensarbete D Författare: Gustav Stillesjö Handledare: Jakob Winstrand Ht 2007 Hyresjämförelse mellan privata och allmännyttigt ägda lägenheter i
TENTAMEN PC1307 PC1546. Statistik (5 hp) Lördag den 11 december, Ansvarig lärare: Bengt Jansson ( , mobil: )
GÖTEBORGS UNIVERSITET Psykologiska institutionen TENTAMEN PC1307 PC1546 Statistik (5 hp) Lördag den 11 december, 2010 Hjälpmedel: räknedosa Ansvarig lärare: Bengt Jansson (031 786 1696, mobil: 076 71 345
Introduktion. Konfidensintervall. Parade observationer Sammanfattning Minitab. Oberoende stickprov. Konfidensintervall. Minitab
Uppfödning av kyckling och fiskleveroljor Statistiska jämförelser: parvisa observationer och oberoende stickprov Matematik och statistik för biologer, 10 hp Fredrik Jonsson vt 2012 Fiskleverolja tillsätts
TENTAMEN PC1307 PC1546. Statistik (5 hp) Lördag den 24 april, Ansvarig lärare: Bengt Jansson ( , mobil: )
GÖTEBORGS UNIVERSITET Psykologiska institutionen TENTAMEN PC1307 PC1546 Statistik (5 hp) Lördag den 24 april, 2010 Tid: 14 30 18 30 Lokal: Viktoriagatan 30 Hjälpmedel: räknedosa Ansvarig lärare: Bengt
Tentamen för kursen. Linjära statistiska modeller. 27 oktober
STOCKHOLMS UNIVERSITET MATEMATISK STATISTIK Tentamen för kursen Linjära statistiska modeller 27 oktober 2017 9 14 Examinator: Ola Hössjer, tel. 070/672 12 18, ola@math.su.se Återlämning: Meddelas via kurshemsida
8.1 General factorial experiments
Exempel: Vid ett tillfälle ville man på ett laboratorium jämföra fyra olika metoder att bestämma kopparhalten i malmprover. Man är även intresserad av hur laboratoriets tre laboranter genomför sina uppgifter.
F3 Introduktion Stickprov
Utrotningshotad tandnoting i arktiska vatten Inferens om väntevärde baserat på medelvärde och standardavvikelse Matematik och statistik för biologer, 10 hp Tandnoting är en torskliknande fisk som lever
Uppgift 3 Vid en simuleringsstudie drar man 1200 oberoende slumptal,x i. Varje X i är likformigt fördelat mellan 0 och 1. Dessa tal adderas.
Avd. Matematisk statistik TENTAMEN I SF1902 SANNOLIKHETSTEORI OCH STATISTIK, MÅNDAGEN DEN 17:E AUGUSTI 2015 KL 8.00 13.00. Kursledare och examinator : Björn-Olof Skytt, tel 790 8649. Tillåtna hjälpmedel:
Lektionsanteckningar 11-12: Normalfördelningen
Lektionsanteckningar 11-12: Normalfördelningen När utfallsrummet för en slumpvariabel kan anta vilket värde som helst i ett givet intervall är variabeln kontinuerlig. Det är väsentligt att utfallsrummet
Statistik. om Stockholm Hyror Årsrapport The Capital of Scandinavia. stockholm.se
Statistik om Stockholm Hyror Årsrapport 2016 The Capital of Scandinavia stockholm.se Förord Denna årliga rapport redovisar hyror i Stockholms stad år 2016. I rapporten beskrivs också hyresutvecklingen
Föreläsning 7. NDAB01 Statistik; teori och tillämpning i biologi
Föreläsning 7 Statistik; teori och tillämpning i biologi 1 Dagens föreläsning o Fortsättning envägs-anova Scheffes test (kap 11.4) o Tvåvägs-ANOVA Korsade faktorer (kap 12.1, 12.3) Randomiserade blockförsök
Tentamen i Tillämpad statistisk analys, GN, 7.5 hp. 23 maj 2013 kl. 9 14
STOCKHOLMS UNIVERSITET MT4003 MATEMATISKA INSTITUTIONEN LÖSNINGAR Avd. Matematisk statistik 3 maj 013 Lösningar Tentamen i Tillämpad statistisk analys, GN, 7.5 hp 3 maj 013 kl. 9 14 Uppgift 1 a Eftersom
SF1901: SANNOLIKHETSTEORI OCH. PASSNING AV FÖRDELNING: χ 2 -METODER. STATISTIK. Tatjana Pavlenko. 12 oktober 2015
SF1901: SANNOLIKHETSTEORI OCH STATISTIK FÖRELÄSNING 14 PASSNING AV FÖRDELNING: χ 2 -METODER. Tatjana Pavlenko 12 oktober 2015 PLAN FÖR DAGENS FÖRELÄSNING Icke-parametsriska metoder. (Kap. 13.10) Det grundläggande
Hyresstatistik 2009. Boende 2009:1 17.11.2009. Gerd Lindqvist/Iris Åkerberg Tel. 018-25496
Gerd Lindqvist/Iris Åkerberg Tel. 018-25496 Boende 2009:1 17.11.2009 Hyresstatistik 2009 Medelmånadshyran är 8,26 euro per kvadratmeter För de åländska hyresbostäderna var medelhyran i april i år 8,26
Multipel Regressionsmodellen
Multipel Regressionsmodellen Koefficienterna i multipel regression skattas från ett stickprov enligt: Multipel Regressionsmodell med k förklarande variabler: Skattad (predicerad) Värde på y y ˆ = b + b
Hyresstatistik Statistik 2003:5
Hyresstatistik 2003 Statistik 2003:5 Hyresstatistik Ålands statistik- och utredningsbyrå har sedan 1995 producerat hyresstatistik en gång per år. Statistiken gäller medelmånadshyran för april och presenteras
Medicinsk statistik II
Medicinsk statistik II Läkarprogrammet termin 5 VT 2013 Susanna Lövdahl, Msc, doktorand Klinisk koagulationsforskning, Lunds universitet E-post: susanna.lovdahl@med.lu.se Dagens föreläsning Fördjupning
F23 forts Logistisk regression + Envägs-ANOVA
F23 forts Logistisk regression + Envägs-ANOVA Repetition Detta går inteattbeskriva på någotrimligtsättmed en linjär funktion PY Xx) β 0 +β x Den skattade linjen går utanför intervallet0, ): Y ärenbinärvariabel0-,dikotom)manvillmodellera,
2,7 procents hyreshöjning för hyresrätter. Knappt kr för 3 rum och kök
BO 39 SM 0801 Hyror i bostadslägenheter 2007 Rents for dwellings 2007. I korta drag 2,7 procents hyreshöjning för hyresrätter I genomsnitt höjdes hyrorna med 2,7 procent mellan januari 2007 och januari