SPSS因子分析实验报告

1、实验十一因子分析报告、数据来源各地区年平均收入.sav柯x1k2w.Ax5A 1it?I0907 003255 3D9917 0012364 ?J13053 002866005093 QD56&7 001132?,CO1177 DO9950.005109 003goes tn3043 0D5073 00602903B323 00ET8&CC7125 004山西5791 003177 333 0052&7OQ&3B7.D0& 290 0060-1-1 OO5円牯古5462 003551 005290 004407 Ql551200刚IX紳co6辽宁6226

2、 003503.003799 006618.0U9150.X7417JC0atyy.uu76017003B13QD74mnn7471F7402 CD6fil1 Rle5323 002747 3D1472 00S0S50D5513005933 0C33E6 009上莓11733 007329.00374.0012698 JJ14175JX12720.00n w77茁X5183 0D7390 nn引uoo9151 DO7T62 00F4T4 00H8847 007UJd.3D7346.00彌SCO1(3417.003600.00eVBOQ1260 対 003692 CJD4B30 00GM&

3、;aa5042 005£11 CO蛋06 00137621 005592 QU1112003596.008336 OQ6732.007507 00UI®5303 003E3E 00BOSE 007337 D3K45D07535.004«5 0015山茶6017 004106 0D&420.006257 035702 DO562&.Q02351 00P阳56J3 003797 QO591200493900&4的006307 004996 ffl17翊匕5741.D03731.0D5193 005319000Q37.OOG7G9.0049&am

4、p;3.00IS5683 003736 0D6218005027 Tl7529 005224 DO3713 0019广东1W32 006B14 0D110X0012475.0312410.001 IUD CO7713 0030ra5654 004437 005296 00653SOJ6765 00£677 OC6169 00215465 004200 QD701Q 0011052.009077 00373 006462 0QP 225828 004D1EQ03BS2 00G1SB.0001M.D0OD7C125 0D23四川5996 003962 004S42 00G33300570

5、7 005963004509 00二、根本结果1考察原有变量是否适合进行因子分析首先考察原有变量之间是否存在线性关系，是否采用因子分析提取因子。借助变量的相关系数矩阵、反映像相关矩阵、巴特利球度检验和KM检验方法进行分析，结果如表1、表2所示：表1原有变量相关系数矩阵correlation matrix廉衣怕附I!乍上荤，诵舟严T :tn傅诵晕桁1X00B255051T3r«27MJ8281 GODJ16.$49占站rifi1 DOD宜的弓注血?nT«D6B91 DOOrs5Q49571"妇i '单712阳4专阳7&5i阿:m&9B79B8

6、4 El67B拠砂1 ADC?47q 000表1显示原有变量的相关系数矩阵，可以看出大局部的相关系数都比拟 高，各变量呈较强的线性关系，能够从中提取公共因子，适合进行因子分析表 2 KMO and Bartlett's TestKMO and Bartlett's TestKaiser-Meyer-Olkin Measure of Sanpllnci Adequacy.862Bartlett's Test ofApprox. ChnSquare1G2 913Sphericitydf21Srg.000由表2可知，巴特利特球度检验统计量观测值为，p值接近0显著性差异，可以认

7、为相关系数矩阵与单位阵有显著差异，同时KM值为，根据Kaiser给出的KM度量标准可知原有变量适合进行因子分析。2提取因子进行尝试性分析：根据原有变量的相关系数矩阵，采用主成分分析法提取 因子并选取大于1的特征值。具体结果见表3:可知，initial 一列是因子分析 初始解下的共同度，说明如果对原有7个变量采用主成分分析法提取所有特征 值，那么原有变量的所有方差都可以被解释，变量的共同度均为1。事实上，因子个数小于原有变量的个数才是因子分析的目的，所以不可以提取全部特征 值。第二列说明港澳台经济单位、集体经济单位以及外商投资经济单位等变量 的绝大局部信息大于83%可被因子解释。但联营经济、其他

8、经济丧失较为 严重。因此，本次因子提取的总体效果不理变量共同度一initialE fraction国有经济单位1.000760強体轻济单位1.000S51联港经井单位1 000599股份制经济单位1.0007B5外商投衣经芥单位1 000930范里台经济单位1 0009131.000592重新制定提取特征值的标准，指定提取2个因子，分析表4:可以看出, 此时所有变量的共同度均较高，各个变量的信息丧失较少。因此，本次因子提 取的总体效果比拟理想。表4因子分析的变量共同度二InitialE<trattiori1 000767集体经济单位1 000.0541 000S13眼常整济单位1 ooo

9、外商母赍经洛甲位1.000855嵬與合经济单位1 000.922济单位1 000.871表5中，第一列是因子编号，以后三列组成一组，每组中数据项为特征 值、方差奉献率、累计方差奉献率。第一组数据项2-4列描述因子分析初 始解的情况。在初始解中由于提取了 7个因子，因此原有变量的总方差均被解 释，累计方差奉献率为100%第二组5-7列描述了因子解的情况。由于指定提取 2个因子，2个因子 共解释原有变量宗法差的84%总体上丧失原有信息量较少，因子分析效果理 想。第三组8-10列描述了最终因子解的情况。因子旋转后，总的累计方差 奉献率没有发生改变，也就是没有影响原有变量的共同度，但却重新分配了各 个

10、因子的解释原有变量的方差，改变了各因子方差奉献，使得因子更易被解 释。表5因子解释原有变量总方差的情况C DITlDDn 0f llE*Ti di Hun e -£ ouarvd LASMmnRul ： un E .rr/. jf gflu.ir d Lu ：ln(jTrtoinfvannc'3-CumiiiarP %TrialQixn%TGTfil% nfvamnceGumuittw%1S331761S1f5 331151761519.1*8心2St4SM128.10804 259810S04 2592.TW39M.2594105 &5900.117斗J7S0M5弼3.33791.M1n ssi7