SPSS进行主成分分析的步骤(图文)

1、主成分分析G操作遇程原始数St如下(部分)城区口调GD。利奈港科吊冬室第粕哀+"悌R牲A科书机曲的星P生粒枸物量北京1Q26630.9162353223654湖误津6164493132河北337677 7E3英11«&847102S6山西7313不叮值G12Cfi26537?内崇古30 B54 51236312比154915辽宁103124 02370617566f671 &告林370323 E531741609433331黑龙江442743 £133751766387G句上海1S204128.93719142454552

2、3G江苏5785ioi ce46342466找12039浙二614941说6221制情378721安密2b21S5.743/<J61JQO3f>的犯福誉638618 354506204S304537江K737626 2B即51537315423山东4473102/442G417154B10463河南2475713632991231507661湖北354137 7542031511569744湖隼270143.C14K39142E473137广东638061版/438现如45884B广西277232 524设1加62755门海甯4a125 3547701519515550川I 125

3、16ji LLr00 97rtr r -4002J!llffiJ fl L464HiC10385r cr i湖用因子分析模现(Analyze- Dimension Reduction Factor),符需要噢分析内 各他原始燮量放入燮量框，如下圄所示：HS Descriptives按翅，打H Descriptives次H扑舌框，勾逐 KMO and Bartletts test of sphericity遑K! （ Initial solution遑系统默IS勾逐保持默IS即可），如下Bl 所示，然彳爰黑占擎Continue按翅，回到主举挣舌框：境 Factor AnaJyis: D«

4、;scriptives-Statistics1 LJniwariate d«scriptrves屈 Initial 短lutiQl-Correlation Matrix Caefficients匚 InverseSignrficance levels ReproducedDeterminant= Ariti-image| 81 Mig工口）月变!£出之里由53Po即旦Mtinu, Ca n ctl Help |其他CD次整界舌框都保持不建（此畤在 Extract次整界舌框中，SPSSES默符提取 公因子内方法段置悬主成分分析法），在主挣舌框中黑占OK按翅，就行因子分析， 得

5、到主要结果如下面黑?M表。 KMG口 Bartlett 球形梅果：KM 0 arid Bai tletfs TeslKa伯er-Mey号卜Olkin 口号asur营 of Sampling Adequacy.BartletTsTest 0 1rApprox. Chi-SquareSph(?ricit/小Sig.5j149,799151 .000 IKMO悬0.635>0.6,茨:明数St逾合做因子分析;0.000<0.05,亦茨:明数惊！合做因子分析。Bartlett球形梅著性P伯公因子方差表，其展示了燮量内共同度，Extraction下面各（0共同度内值都大 於0.5,明提取主成

6、分封於原始建量内解释程度比敕高。本表在主成分分析中用虑不大，此虑列出来僮供参考。CarnriunidlitiesIn"闾ExtractionMlGDP1 000,930固定贾产批货1,000721仲芸消股靛零售总蒯1 000.795农村人均纯收入1.000,961科研机构数量1000.647卫生机构散录1.000859Extraction Method: Principal Component Analysis.方差分解表如下表。由下表可以看出，提取了特征值大於1内雨他主成分，雨他I主成分内方差率分别是 55.449%?口 29.771%,累稹方差率是85.220%; 雨他I特征值分

7、别是3.327和1.786。T©UI Variance ExplainedComponentInitial EigenvaluesExtraction Sums of Squared LoadingsTotal% of VarianceCumulative %Tgl% ofVflriBncBCumulative %13 32755.44955.4493.32755,44955,44921.7BS2977135,2201.73629T7185.220 |34g78.28593 5054,2624.36297 66750日81.47399,3406040.660100,000Extrac

8、tion Method: Principal ComponentAnalvsis.因子截荷矩睡如下:ComponenT Mairrix3Component12人均GDP.031-.490固定睹产投诲.732430社会消筑品写售0题.781-431农村人用纯收,893-.405科研机构数量.694.605卫生机构数5工61,B04Bctractlon Method: Principal Component Analysis.a 2 components extracted.根掳（数理统言W?相知言哉，主成分分析G燮换矩障亦即主成分载荷矩障U典因子载荷矩障A以及特征值入G数系如下面道偃I公式：U

9、i Ai/故可以由道二者通谩算燮量来求得主成分载荷矩弹U。新建一他I SPSSttl文件，符因子载荷矩睡中内各低I载荷俏褪制迤去，如下BI所示：A1A2.631-4S0:.732.430|781431亡.893-.406.694M5:.461,S04言十算建量（Transform-Compute Variables公式分别如下二?MBl所示:言十算燮量得到内雨低I特征向量 U1和U2如下BI所示（U1和U2合起来就是主成 分戴荷矩睡）：A1A2J1IU2 |,831-490456-.367.732-4-30.401.322.701-.431.428*.323893-.405.49。.694.6

10、05.360453.461.804253.602所以可以得到雨低I主成分 Y1和Y2 内表连式如下：Y1 = 0.456X1+0.401X2+0.428X3+0.490X4+0.380X5+0.253X6Y2= -0.367X1+0.322X2-0.323X3-0.303X4+0.453X5+0.602X6由上面雨他表连式，可以通谩言十算燮量来得到Y1、Y2需要注意是，在言十算燮量之前，需要封原始建量迤行襟准化虑理，上述Y1、Y2表连式中X1X9鹰悬各原始建量内襟准分，而不是原始值。（另外需注意，本操作需要在 spsSM 始文件中来迤行，而不是主成分载荷矩睡内那他ISPSS!质!表中。）湖用描

11、述统th 描述模现（Analyze Descriptive Statistics- Descriptives）,符各（0 原始建量放入建量框，3t勾:H Save standardized values as variable躯，如下Bl所 示：得到各（0原始建量内襟准分如下圄（部分）队均GDP工国定通广投贯2批含棉费品零售 直前浓1寸人均翅收入弟研机构能量5生市阿俎112.0454-1-.516601.G&90G1.940241.G2927-42520f1,31636.030235S226,9017486049-.90926 1T-.3420169400301990363461073

12、1 024B1-53582-42226-8?403-63 驾 9-57756-16115V6则19082-1 19652'62105-97366-.436121.605172_26fiSQ.4120.075B21.40293.05841T二2295。-.58107-.93505.11133.38439.71569 1.0213501172-7G471030231014G307D43.755902.412162.469243.23931.49756-3UB3 1.J31971 5811730226955301 742441 5DB&B61S11-186171 647191 613

13、660i48fi60300-639Q922753-40677-$015605825.0221)1.36371.8BE5219376416693512263932-.68934-.65181-.76386-.20285294s3-.29742 11.037331 G2445-0113102341667321.07B601-.65503.69377-.62912-.59181.73049.31360 -2X94-SOME-05677-235901.120Q0.89230 57671 1534435734 345226107371657i69B16.110522取M12416.32/81.63767

14、5521146E664353131S&2520982&7D2.15134*1.27655.41751.22573-1.76586*132671 1!：白。OQHC-E£口Oil4 ETnCO T7"TDCiZ人均GDP即悬X1, Z固定瓷崖投资即悬X2,其绘JS推。IH用言十算建量模现（Transform Compute Variables,巾俞入公式如下Bl所示:小黄尊变星456,认拘8产* .4" *20定适产或贯* 423 舐谷履品等言益顿* 490 *京W人 均用收入+ 3Br弟Mil构融星.四3*2fcin恤整星庭财区F人均GDP产闽定苗

15、产料埼 夕看会酒费品存售电跌#农村人均甄收入夕司的机演至北工与机世如量6出w怕人悒心*“4K “北切伯固定资产投贽 等15c'?社专;出拧品零 “北com农村人均纯收一 ,通co但科弗也种酊量）./ZSM 二生机相轮髭】.yjEEn 一jJEl那 亩口吕 口|3叵 自§ - V， r - r 一 蓼刍叵*：一辛部劭CDF与非中心CDF行指当前口明时间日明近营晔题的故丽辛荚是已：L、-i十苴克身目存表呈fT.；笑矍句苟究L.教字表达为目;3C7 *ZA均GDF匕3北丁 7固定资产投资.我3 T期年百匏品零售总顾 303 1荻村人 均期收入巧产蔚I耕机构数星- E印，江殳机牌鼠人

16、均GCP/踊资t造，社餐消费隹零售总皴,农m人均如睡又 “科研出网.哥 ,二生机构教量 / 2 s coreU.15 GDP）认 ,ZscogEJ定黄产投黄）” 方7"4明社W：帕品警 步2585由4人均麹收. 产，；科讦.机K的里 & ZscorcCffiftfi）.£的盘埴：!5r 苴卡 CDFm非中心COF 转弱 当前日期用巨 日贴运总日期创建 |三由敬柏持殊其量追：言十算出来内主成分Y1、Y2如下BI所示:，的机相数量如生机构数量Y1Y21 62927-.425202.90-1 56-.66049-.909267386,610731 02481.64141-

17、.67756161191.33,16-97366-.43612-1.43.111 40293.056411.561 31r-.71569-.021C14G.30704-.15监49756-.33483工4W2 361 742441 508882.501 64,04488.603001.87-92F 0329.02201-.&4.57-.35122-.63932-.16-1 10-.29463-297421 19.04.667321.078601.201.4678049.31360-.291.4£F 1.12QOO.88230.221.16,61073.71657.07俄327

18、6137672.42-.94-52098-.25702-.67-381 76586-1 32671d.3S-2 131.572693377981 123 5S由上述各步骤，我伸号就求得了主成分 Y1和丫2。通谩主成分得分，可以迤行聚I®分析或者粽合押«。聚I®分析不再群述，下面再祷充介貂一下粽合言十算。根St公式，粽合得分 Y= w1*Y1+w2*Y2, w1、w2 值就是等於旋樽之前 方差率（如下BI所示），本例中，雨（fflt重w1、w2分别是0.55449和0.29771, 故Y= 0.55449*Y1+0.29771*Y2注意：如果需要封榷重迤行S1一化虑

19、理,即J w1、 w2分别是 55.449/85.220和 29.771/85.220,即J Y= (55.449*Y1+29.771*Y2)/85.220。Total Variance ExplainedComponentInitial EigenvaluesExtraction Sums of Squared LoadingsTotal% of VarianceCumulative %Total% ofVarianceCumulative %1234563.3271.796497,262,003,04055.44929.7719.2854.3621.473.66D55,44985 22093,50597,86799 3401D0J003 3271.7B655,449155.44928.771 I| 85工0|Extraction M&ttiod; Principal