spss数据分析教程之SPSS信度分析和效度分析范文

1、信度分析和效度分析数据计分方法说明类别小分类情感枯竭职业倦怠去个性化个人成就感心理资本对应题项1-3题4-6题7-10题11-18题每题计分方法正向计分正向计分逆向计分正向计分维度计分方法全部题项直接加总全部题项直接加总全部题项取倒数后加总全部题项直接加总题项3348组织气氛19-26题21题为逆向计分，其余题项正向计分21题取倒数后与其余题项加总8总体幸福感27-31题27题和31题为逆向计分，其余题项为正向计分27和31题取到术后与其余题项加总5以上各个维度的总分整体问卷31直接加总讲问卷调查的数据进行如上表的数据预处理后，接下来再进行如下分析。1信度分析这里有63份问卷，首先我们需要的判

2、定的是问卷中的调查题目能否反映调查的目的和调查的意图，问卷中的各个问题是否测量了相同的内容和信息；同时，对于调查问卷所得到的数据是否具有可靠性，就必须在对问卷分析之前做信度分析。信度本身与测量结果的正确与否无关，它的用途在于检测问卷本身的稳定性。信度分析中常用Cronbach系数的大小来衡量调查问卷的信度。一般而言，如果问卷的信度系数达到0.9以上，该问卷调查的信度就较好；信度系数在0.8以上，是不错的；一般认为试卷信度在0.5至0.9以内是合理的，如果信度系数低于0.5，则此问卷的调查结果就不可信了。将以上63份问卷的数据用SPSS21.0先进行标准化处理，再进行信度分析，其结果如表一所示：

3、表一信度分析表1/53类别整体问卷职业倦怠心理资本组织气氛总体幸福感CronbachsAlpha.617.822.801.837.679项数3110885表一显示，整体问卷和问卷中的各个维度的CronbachsAlpha系数值均大于0.6，所以可以推断此问卷的可信度一般，该评价问卷只具有很较高的内在一致性。2效度分析具备信度的问题不一定具备效度，因此做完信度分析，再用SPSS21.0对其进行效度分析。2.1因子模型适应性分析效度分析使用的是因子分析模型，在运用因子模型分析之前，首先要对问卷数据进行因子模型适应性分析，分析结果如下表所示：表二KMO和Bartlett的检验KMO和Bartlett

4、的检验取样足够度的Kaiser-Meyer-Olkin度量。近似卡方Bartlett的球形度检验dfSig.6571187.636465.000由上表的数据可知，问卷数据的KMO值为0.657，并且通过了显著性水平为0.05的巴特利球型检验，说明问卷调查的数据非常适合做因子分析。2.2因子分析结果在进行了适应性检验之后，接下来就进行因子分析，其结果如下：表三方差贡献率解释的总方差成份初始特征值提取平方和载入旋转平方和载入2/5312345678合计8.7523.2592.7152.2861.5161.3421.2521.053方差的%28.23110.5148.7587.3744.8914.3

5、284.0383.398累积%28.23138.74547.50354.87759.76864.09668.13471.532合计8.7523.2592.7152.2861.5161.3421.2521.053方差的%28.23110.5148.7587.3744.8914.3284.0383.398累积%28.23138.74547.50354.87759.76864.09668.13471.532合计4.9373.7662.9962.7142.5842.0761.7091.393方差的%15.92612.1489.6668.7568.3356.6975.5114.492累积%15.9262

6、8.07437.74046.49654.83161.52867.04071.532910111213141516171819202122232425262728293031.958.880.762.714.684.623.580.509.449.394.342.289.276.258.204.184.171.148.121.101.079.058.0393.0892.8402.4592.3022.2072.0111.8701.6421.4491.2721.104.934.892.833.659.592.552.478.391.325.254.186.12774.62077.46179.9208

7、2.22284.42986.44088.30989.95191.40092.67293.77794.71095.60296.43597.09497.68698.23998.71799.10899.43399.68799.873100.000提取方法：主成份分析。根据表三方差贡献率分析表可以知道，具备信度的31个问题一共可以提取8个主成分，这8个主因子解释的方差占到了将近71.532%，由此我们可以认为，这次提取的8个公因子在充分提取和解释原变量的信息方面比较理想。表四旋转后的因子载荷矩阵3/534/535/536/537/53根据以上旋转后的因子载荷表可以知道：主成分一：包含职业倦怠1、职业倦

8、怠2、职业倦怠3、职业倦怠4、职业倦怠5、职业倦怠6这6个题项，说明主成分一是反映情感枯竭和去个性化的维度。其方差贡献率是15.926%，是8个主成分中贡献最大的一个，说明这一主成分对整体问卷的的影响最大。主成分二：包含组织氛围4、组织氛围5、组织氛围6、组织氛围7、组织氛围8这5个题项，说明主成分二是反映组织氛围维度中学校氛围的主因素。其方差贡献率是12.148%，是8个主成分中贡献第二大的，说明这一主成分对整体问卷的的影响第二大。主成分三：包含职业倦怠7、职业倦怠8、职业倦怠9、职业倦怠10这4个题项，说明主成分三是反映个人成就感的主因素。其方差贡献率是9.666%，是8个主成分中贡献第三

9、大的，说明这一主成分对整体问卷的的影响第三大。主成分四：包含心理资本1、心理资本2、心理资本3、心理资本4、心理资本5这5个题项，说明主成分四是反映心理资本维度中工作情绪方面的主因素。其方差贡献率是8.756%，是8个主成分中贡献第四大的，说明这一主成分对整体问卷的的影响第四大。主成分五：包含心理资本6、心理资本7、心理资本8这3个题项，说明主成分五是反映心理资本维度中工作状态方面的主因素。其方差贡献率是8.335%，是8个主成分中贡献第五大的，说明这一主成分对整体问卷的的影响第五大。8/53主成分六：包含总体幸福感3、总体幸福感4、总体幸福感5这5个题项，说明主成分六是总体幸福感维度中生活压

10、力方面的主因素。其方差贡献率是6.697%，是8个主成分中贡献第六大的，说明这一主成分对整体问卷的的影响第六大。主成分七：包含总体幸福感1、总体幸福感2这2个题项，说明主成分七是总体幸福感维度中生活信心面的的主因素。其方差贡献率是5.511%，是8个主成分中贡献第七大的，说明这一主成分对整体问卷的的影响第六大。主成分八：包含组织氛围1、组织氛围2、组织氛围3这3个题项，说明主成分八是组织氛围维度中同事关系氛围方面的主因素。其方差贡献率是4.492%，是8个主成分中贡献最小的，说明这一主成分对整体问卷的的影响最小。此外，观察表四旋转后的因子载荷矩阵，31个题项都仅仅只在某一个主成分上的载荷比较大

11、，由此可以知道，职业倦怠的每一个题项是具有效度的。差异性分析1、不同性别在各个维度中的差异分析表17组统计量职业倦怠心理资本组织气氛总体幸福感性别男女男女男女男女N855855855855均值21.820818.556728.875029.327322.697925.24829.729211.5924标准差3.947555.636884.823683.990982.544424.522352.073432.33254均值的标准误1.39567.760081.70543.53814.89959.60979.73307.31452表18性别职业倦怠心理资本组织气氛总体幸福感男21.823.9428

12、.874.8222.692.549.7292.07女18.565.6429.333.9925.254.5211.592.33t值1.577-0.292-1.552-2.137P值0.120.7710.1260.0379/53我们可以从上表中看出，男女性别不同，在职业倦怠、心里资本、组织气氛上是没有明显差异的。但是不同性别在总体幸福感上存在显著差异。具体差异情况见下图：女性在总体幸福感上的均分显著高于男性在总体幸福感上的均分，说明女性的总体幸福感普遍高于男性。2不同年龄在各个维度上的差异分析表19描述20-25岁26-30岁职业倦怠31-35岁36-45岁46岁及以上总数20-25岁26-30岁

13、心理资本31-35岁36-45岁46岁及以上总数20-25岁26-30岁组织气氛31-35岁36-45岁46岁及以上总数总体幸福20-25岁N14249115631424911563142491156314均值17.414318.956321.170420.981815.020018.971230.000029.208327.888928.909130.800029.269825.833325.322922.861125.172723.633324.924311.6786标准差4.248034.728955.376507.112837.300685.534812.828434.149173.1

14、79804.928586.379664.064824.194014.217253.455324.318687.291694.390481.92428极小值11.009.8012.9010.956.986.9825.0022.0024.0019.0021.0019.0018.3319.3319.3319.3316.2516.257.83极大值26.2527.7028.9331.4223.3331.4236.0037.0033.0036.0037.0037.0032.5034.5028.3331.5035.0035.0014.3310/53感26-30岁31-35岁36-45岁46岁及以上总数24

15、91156311.121511.481511.424211.200011.35582.058032.423042.715304.438472.369646.586.335.585.675.5815.0013.8315.0017.0017.00表20单因素方差分析职业倦怠心理资本11/53显方性平d均F著f方和14919.9.1组.4796间909197971629995.82组内3929018996.2总数317397.56组44859间656546组织气氛总体幸福感12/53918765.组.80内5150610246.2总数4136125.85组47602间0738561113925.85

16、组内4225611956.2总数1303.719组04737间930113455.5组.98内045913486总.2数142根据表19、20，我们可以看出年龄的不同在职业倦怠、心里资本、组织气氛、总体幸福感上是没有明显差异的。,3、不同学历在各个维度上的差异分析表21描述A.高中（中专）及以下大专职业倦怠本科研究生及以上总数A.高中（中专）及以下大专心理资本本科研究生及以上总数A.高中（中专）及以下大专组织气氛本科研究生及以上总数总体幸福感A.高中（中专）及以下大专N818352638183526381835263818均值16.433318.105619.901020.641718.971

17、229.750029.833329.028626.500029.269828.614624.761124.427120.333324.924312.302110.8380标准差4.934953.559766.412483.806595.534813.693624.204343.996227.778174.064824.779864.839413.713382.828434.390483.001962.05808极小值6.9811.007.9017.956.9824.0024.0019.0021.0019.0020.3316.2519.3318.3316.257.585.67极大值22.8324

18、.7831.4223.3331.4237.0036.0037.0032.0037.0035.0032.5034.5022.3335.0017.0013.6713/53本科研究生及以上总数3526311.49769.750011.35582.381631.532062.369645.588.675.5815.0010.8317.00表22单因素方差分析平显d均F方著f方和性13013.0.3组65.31间801553711739085.94组职业倦怠内4862618996.2总数317心理资本14/53284.46组33999间141041919695.组.99内4470110246.2总数41

19、31563.30.0组43.30间246135001013745.95组组织气氛内9401111956.2总数13015/53总体幸福感1517.3组87390间56521323350.5组.59内299803486总.2数142由表21、22可知，学历的不同的被调查人群在职业倦怠、心理资本、总体幸福感上是无明显差异的。不同学历的被调查人群在组织气氛维度上存在显著差异，具体差异情况见下图：16/53学历越高组织气氛得分越低，说明学历高的人群需要加强沟通。4、不同党派在各个维度上的差异分析表23描述均值的95%置信区N均值标准差标准误间极小值极大值下限上限共青团员中共党员职业倦怠XX党派成员群众

20、总数共青团员中共党员心理资本XX党派成员群众总数共青团员中共党员组织气氛XX党派成员群众总数共青团员中共党员总体幸福感XX党派成员群众总数2493276324932763249327632493276317.320819.648116.283320.511118.971230.125028.333330.666728.666729.269826.197924.068523.027824.288324.924311.441010.537013.388911.327211.35584.246996.240827.611565.889435.534813.870883.774922.886754.4

21、20234.064825.088522.125464.596454.178524.390482.301082.946901.669442.259002.36964.866912.080274.394541.13342.69732.790141.258311.66667.85067.512121.03869.708492.65376.80416.55315.46971.98230.96385.43474.2985515.527514.8510-2.624818.181317.577228.490525.431723.495626.918128.246124.049222.434711.60962

22、2.635323.818610.46938.27189.241810.433510.759019.114224.445335.191522.840920.365131.759531.235037.837830.415330.293628.346625.702334.446025.941226.030112.412612.802217.536012.220811.95269.807.9010.956.986.9822.0023.0029.0019.0019.0016.2521.2520.2518.3316.255.675.5811.676.335.5826.2527.5025.0031.4231

23、.4237.0034.0034.0037.0037.0034.5028.3328.3335.0035.0015.0014.3315.0017.0017.00表24单因素方差分析平显d均F方著f方和性17/5315511.5.1组76.37间153790131724945.95组职业倦怠内1621418996.2总数3174113.84组31728间202717心理资本918635.组.96内2696218/53组织气氛内10246.2总数41362172.3组24231间73182411112975.组.918197611956.2总数1301618.3组65321间1132020总体幸福感3

24、259.5组.59内5815219/533486总.2数142有表23、24可以看出，党派的不同，被调查人群在职业倦怠、心理资本、组织气氛、总体幸福感上是无明显差异的。5、不同婚姻状况在各个维度上的差异分析表2520/5321/53表26单因素方差分析22/53职业倦怠平显d均F方著f方和性55166.1组66718间71164551834026.12组内7008218996.2总数31799.54组51575间2222551心理资本011646.16组内8388823/53组织气氛内10246.2总数4131166.83组17765间8895771117986.组.133147411956.

25、2总数130881.2组22124间6688002总体幸福感3359.6组.51内8782224/533486总.2数142从表25和26可以看出，不同婚姻状况的人在各个维度上不存在显著差异。6、不同子女数量在各个维度上的差异分析表2725/5326/5327/53表28单因素方差分析平显d均F方著f方和性18736.3.0组95.20间82264312职业倦怠1722856.07组内4578528/53心理资本18996.2总数317943.99.0组57422间3799116912546.组.04内8124210246.2总数41363152.1组15827间3686052组织气氛1112

26、896.08组内9363629/53总体幸福感11956.2总数130424.10.0组89220间92004523056.6组.10内303673486总.2数142由表27和28可以看出，子女数量不同，在心理资本和总体幸福感上有明显差异的。具体差异情况为：30/53有一个子女的被调查者在心里资本维度和总体幸福感维度上的均分最低，两个及以上子女的被调查者在心里资本维度和总体幸福感维度上的均分最高。说明孩子较多的被调查者的心里状况是最好的。7、不同工作时间人群在各个维度上的差异分析表2931/5332/5333/5334/53表30单因素方差分析平显d均F方著f方和性35/532973.27.

27、0组42.33间365312711622725.94组职业倦怠内0902518996.2总数31772155.2组51035间6377689心理资本914685.组.90内8873536/5310246.2总数41314428.4.0组35.37间911355831015705.98组组织气氛内1070811956.2总数130总体幸福感37/53131.65组37367间8648963356.5组.79内707863486总.2数142由表29和表30可以看出，工作年限的不同的被调查者在心理资本、组织气氛、总体幸福感是无明显差异的。在职业倦怠维度上存在显著差异，具体差异情况为：工作时间在5-

28、10年的被调查者在职业倦怠维度上的均分最高。但是，超过10年之后，职业倦怠感反而减弱了。8、不同的平均月收入被调查者在各个维度上的差异分析表3138/5339/5340/5341/5342/5343/5344/53表32单因素方差分析平显d均F方著f方和性61025.51.0组0.5.3间002000931职业倦怠1229245.77组内3017445/53心理资本组织气氛46/5318996.2总数31713510.1.0组29.59间17272354817535.组.73内2281910246.2总数41313929.8.0组75.52间77597469总体幸福感919765.组.74内3

29、850211956.2总数13051110.0组73959间98542162956.5组.17内396913486总.2数142由表31和32可以看出，平均月收入不同在职业倦怠和其他组之间是有明显差异的，其余维度在不同的收入水平上不存在显著差异。具体差异情况见下图：47/53从上图可以看出，收入在4000-4999元之间的被调查者的职业倦怠维度上的得分最高。收入在5000元以上的人群在职业倦怠维度上的得分最低。此外，收入在1500到4999元之间时，随着收入的增加，职业倦怠维度的得分越高。由此可以知道，4999元是一个过渡点，低于这个店的时候，收入越高，职业倦怠感就越强，当收入突破4999元时

30、，职业倦怠感反而会突然减弱。相关分析各个维度的相关分析结果如下：相关性Pearson相关性职业倦怠显著性（双侧）NPearson相关性心理资本显著性（双侧）NPearson相关性组织气氛显著性（双侧）NPearson相关性总体幸福感显著性（双侧）N职业倦怠163-.487*.00063-.415*.00163-.585*.00063心理资本-.487*.00063163.449*.00063.424*.00163组织气氛-.415*.00163.449*.00063163.486*.00063总体幸福感-.585*.00063.424*.00163.486*.00063163*.在.01水平（

31、双侧）上显著相关。48/53从上面的相关分析可以看出：1、职业倦怠和心理资本这2个维度之间存在显著的相关关系，因为二者的相关系数通过显著性水平为0.05的T检验。二者之间的相关系数-0.4870，说明二者之间是显著的负线性关系，当心理资本越好，职业倦怠感就越弱。2、职业倦怠和组织气氛之间存在显著的相关关系，二者之间的相关系数为-0.418，且通过了显著性水平为0,05的T检验。-0.4150，说明二者之间存在显著的负线性相关的关系。即二者之间的变化方向是相反的，组织气氛越好，职业倦怠感就越弱。3、职业倦怠和总体幸福感之间存在显著的相关关系，二者之间的相关系数为-0.5850，且通过了显著性水平

32、为0.05的T检验。由此可以知道，二者之间存在的负线性相关的关系。即二者的变化方向是相关的，总体幸福感越强。职业倦怠感就越弱。4、心理资本和组织气氛、总体幸福感呈现出显著的正线性相关，相关系数分别为0.449和0.0424。由此可以知道，心理资本越高，组织气氛就越好；心里资本越高，总体幸福感就越强。5、组织气氛和总体幸福感也是显著的正线性相关，相关系数为0.486，且通过显著性水平为0.05的T检验，说明组织氛围越高，总体幸福感就越强。回归分析49/53问卷一共包含4个维度，为了研究心理资本、组织气氛和总体幸福感维度及主要人口学因素对职业倦怠维度的影响，因此建立多元回归模型，其中职业倦怠维度为

33、因变量Y。心理资本为自变量X、组织气氛为自变量X、总体幸福感为自变12量X，性别X、年龄X、婚姻状况X、子女个数X回归分析的结果如下：34567模型汇总b模型1R.684aR方.468调整R方.401标准估计的误差4.28504Durbin-Watson2.076a.预测变量:(常量),Q6（子女个数）,Q1（性别）,心理资本,总体幸福感,组织气氛,Q2（年龄）,Q5（婚姻状况）。b.因变量:职业倦怠上表是模型汇总表，从模型汇总表可以看出，模型的拟合度调整R2为0.401，说明模型的拟合度一般。DW值为2.076接近于2，说明模型不存在一阶序列相关，通常不存在一阶序列相关也不会存在高阶序列相关

34、。Anovaa模型回归1残差平方和889.4311009.886df755均方127.06218.362F6.920Sig.000b总计1899.31762a.因变量:职业倦怠b.预测变量:(常量),Q6,Q1,心理资本,总体幸福感,组织气氛,Q2,Q5。上表是方差分析表，F值为6.920，显著性水平为0.000，通过了显著性水平为0.05的F检验，说明该回归模型的自变量对因变量有显著影响。系数a50/53模型151/53非标准t系化S数系i数g标.试B版准用误差458(6.0常7054量33)00665-.2.心.1.0理43670资42048本036-.组.14织53107气36298氛055-总.3.体832.0幸67800福40614感9-Q1-11.3（72719性64709别5276）Q2.360657180413367（年龄）Q5.311（.20婚78177姻74696状480况）Q6-1-32.（.0子53104女62519个8121数）a.因变量:职业倦怠上表是系数