spss数据分析具体操作步骤.docx
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spss数据分析具体操作步骤
大家现在都要写论文的数据分析了一下多的，凑合着看吧••…要不去装个
F面以PASW18.0为例，也就是SPSS18.0
很多同学都一点不会••…所以把我知道的跟大家分享
什么？
不是18.0，好吧……差不
F面图片看不清的请右键查看图片
首先，要把问卷中的答案都输进SPSS中，强烈建议直接在SPSS中输入，不要在EXCEL中
输入，再导入SPSS,这样可能会出问题
下图
•在输数据之前先要到变量视图中定义变量
名傢
荚型
I小勉
1
1
性别
4
0
性别
⑺男1
无
2
8
0
年龄
无
3
I救ir程虞
數值㈣
S
0
數箕程厦
.本科以下
无
4
职称等範
範值㈣
6
0
职称等级
{1一初範1
无
5
'总工作年限
數值収）
8
0
{1.年帚一
无
所有类型都是数值，宽度默认，小数点看个人喜好，标签自定,
其他默认
讲讲值的设定
点一下有三点的蓝色小框框下图
会跳出一个对话框，如果你的变量是性别，学历，那么就如
!
值标鉴（町
=值标签M）
值W-1爭写迄L一
糕签也丫男
"ii■
1^
1
电二厂一
仁•男"
2=女
崩除迟）|
取消
□e值标籤（V）
1弋科灯
2二利—
3=领士
4“博十
确定取消帮肋
如果是五点维度的量表，那么就是
-備标益（V）
值刨；1
拼写①）一」
标签（口:
■aj|
1=完全不符倉”
2二"T苻合"
A环好确足-
4二■"比義苻合'
□=完全苻含"
确定
帮助I
记住，每一题都是一个变量，可以取名Q1,Q2••…设定好所有问卷上有的变量之后，就可
以到数据视图中输入数据啦••…如下图
性别
年龄
数肓程厦职称等级总工作年限工作军限德行垂范1!
很
———-—■
23214
I
5
2'1
3
10
11
11
12
13
2
2\
e|
14
都输完后••…还有要做的就是计算你的每个维度的平均得分••…如果你的问卷Q1-Q8是一个
维度，那么就把Q1-Q8的得分加起来除以题目数8……那么得到的维度1分数会显示在数据
视图中的最后……具体操作如下……转换一一计算变量
转换®y讯少亘梢回函航色―耳i计規喪量©h对于秦内的值计数转拗值◎••
回重新輪码为村同S1CS）..
Bj重蔚輪码为不同娈星〔凶…圖自劫重新褊码®•”•[>S可视禽誌化回…X'最忧离散化®”.
淮备建槿数据迟）
■案排秩世人
同B期和时间向导,..回创建时间序列邇打O替恢缺失值世）…題随机数孚生成器世）…
■适咅挂起的转盛[口ClrHe
目标变昼①:
数孚表达式电》:
（01*0223+Q4+05*QS+07+QeHSj
时性列牲别]td年龄I年龄]
&S教育程度:
教育程Jt]畠职称等簸咽称菩细齐从争类似工件年限…吕在KY工作年限阿…0变3圄行垂范1]jj变02窿行垂范2]Q^03祐行垂范3品如诺行垂范須nJ吏0弓鶴行垂范5）百I蛮00爲行垂范切H變07蘊行垂范打H娈08猜行垂范国nJ变Q9隠景懑励4】d蚕QM歸貴瀏励辺
4
[）
全部
算术
CDF与壬申心CDF
转换
当前日期，时间
日期运宜
a期创建
函蠶和轉黠雙量（D：
T
「如果或...：
｛可选的亍実选擇条件）
A*
重置迟）取消
-rJ
帮助』
点确定，就会在数据视图的最后一列出现计算后的变量……如果你的满意度有3个维度，那
么就要计算3个维度，外加满意度这个总维度，满意度=3个维度的平均分=满意度量表的
所有题目的平均分把你所有的维度变量都计算好之后就可以分析数据啦……
1.描述性统计
分挤®直销炮！
團老迫）实用穆厚辿》宙口迥〕
I邮®订
Q频率巴“區］描述卫）…心探索⑥…53变叉表国）…国比率迟）…0E-P图…gQ-Q團…
ss=J
3
&
3
5
4
2
1
1
4
3
6
3
S
1
5
*
将你要统计的变量都放到变量栏中，直接点确定
:
选项0…
'BootstrapiB）..
&性割｛性跡I
』年龄I年龄］'
D数育程屢I敦育程蟹］戦等级服称等级］/从爭类（!
；!
工作年限-d在KY工作环風IKY...d变Cd窿行垂范対j|^Q2暫垂范2］
娈量电X
/馆行垂越律行垂范］$區最邀励©杲谢励1’^①性化关怀們生化…8领导魅力［领导魅力I
r搐标准化耀分蚪存対吏量©
如果你要统计男女的人数比例，各个学历或者各个年级的比例，就要用描述统计中的频
率……如果要统计男女中的年级分布，比如大一男的有几个，大二女的有几个，就用交叉
表••…•不细说了……地球人都懂的
2.差异性分析
对于性别来说，差异分析采用独立样本T检验，也可以采用单因素ANOVA分析，下面以T
检验为例
菇述甄计
F表⑴
!
比较均値廻》
一般銭性篠型世）
厂曲性複型
^*■■1
4
将性别放进下面的分组变量中,
棘直拌本T检尝
J年龄[年龄1
£教育程度圏育程度1星乐称等级阳珮等瓠d丛事类阳工惟年限..JSKV工柞年龈旳T-jJ^QI猜行垂范1]打變Q2[fSi垂范3）^^CL3]^^行垂范引dl銮04祐S垂范4]
■~
分爼娈量©
I虺别口2）
4
2
橙验娈量（门:
6
可
6
4
3
6
3
5
於变革型硕导行为陵…护組织承诺BS职稿诺]
[定义詛也*
重置迟JI取消
冈
选项）
1Bootslrap（B）...
接着定义组
按确定
独立样車检验
方差方得的Lg低no检验
均佰方稈的t橙验
F
Sig
t
df
Sig.f^侧）
均值差值
变茎型硕导行为
悝设方差相需
假设方養不相瞬
.601
.440
■1.637
■1.64D
113
112.199
.105
104
-J517532
-.1517532
.曲;
皿
组纟只贖诺
假设方差相等
假设方差不梧尊
4,312
040
-3.225
-3.100
113
103135
020
.030
-1357073
-.1357073
0氐
.03^
看Sig（双侧）得分，小于0.05就表明有显著差异，上图可见男女在组织承诺上是有显著差异的，在变革型领导行为的认同上没有显著差异……
ANOVA分析，如下
而对于学历，年级，年龄，工作年限等因素，我们可以采用单因素
分析曲直销陲』團形⑹实肩程声也窗口曾帮fiT
报告
描迭協计
表⑴
比较均值迦）
1般线性複型匹）
广交釀惟模豐
混合模型色）榨关©
回归迟！
对数钱性複型©）神经网貉
□均值凹•”
IQ单擇本丁检脸巨）,,豳独立祥本T糕验⑴..
圖配对样応T检验［£）.—IS单园索.AAJOVA...
分类匡）
障^3
按确定
篩单因素方差廿析
由上图可知，在KY工作年限不同，在感情承诺、规范承诺、机会承诺上都有显著差异显著性小于0.05……
选中LSD（最小显著方差法）
諒单因素ABOVA:
两两比较
1.」Sidak□Tukeys-b（K）
□Sctie1Te[C）□Duncan{D）
5刘慣I©「u拥"00"逐諭舟
!
□RE-G^WFCR}□HochbergsGT2（H>
□R-E-G-WQ（Q>QGabriefCG）
i耒假定方差齐性
；nTamihane^sT2（M）nDurtfieltsT3⑶□Games^HowellwnDunneltsCf.U}
显著性水平（呼0.05
帮to
继续••…确定……就会出来多重比较的图
LSD
誣量
（D在Qcr作年限
（J）曲"r作年限
I均值差（kJ）
显蒼性
95號置信区面
下限
上限
感惜承诺
1年
:
Z年
-.0126934
2134657
.953
-435?
ei
.410:
334
舞
.4674330"
.1394133
.021
.5722（1
4甲
-.0347222
.2293416
.37&
-.+'S72eS
.417843
5年
4711111'
2323362
.045
.110629
.盟1田4
6年矗以上
1652779
.229341G
.471
-.2'S'72£9
.617G43
n年
1年
.012B904
.^134G57
953
-.4103C4
435791
3年
.4801314'
1904224
.013
.102720
.S57543
4年
-.□22t]33f
"茄32了
.921
-.459113
415005
5年
]i期加曲T濒适-6662
.033
.038523
.933091
6年及心
1.1773762
.2ZJ5327
.421
-.259112
015065
3年
1年
i'4674330"
1994133
.021
^.3'6i2ee5
”072201
空年
-.4301314"
.伯汩224
.015
-.557545
-.102720
4年
-.5021552'
.2089612
.017
*.912346
*.091965
再找有没上标为小星星的……有就可以说明二者有差异，没就没办法了……你改数据吧…
=……上图说明1年和3年、5年的在感情承诺上有明显差异……我去……4年的怎么没差
异……==0……
别的也就这么做
不重复说了
3.相关分析
相关分析主要就是分析你两个大变量中各个维度是否存在相关性和两大变量是否存在相关性……下例为两大变量的相关分析……
分析——相关——双变量
iii駅变量相黄
相芙系数
S1Pears&£□Kendall的讪巾胆口Spearman
-显著性检验
⑨敦侧橙验①©单侧检验住｝
帮助
确定后
变堇型毓导行为
姐銀承诺
喪革塑荻号行为
Pear&on楫关性
1
.ssf"
显雪性＜裁側＞
.005
忖
115
115
Iff奴承诺
Pearson相关性
.esf"
1
.coo
N
115
115
相关性
"在m水平（双侧）上显韵目关.
可见变革型领导行为和组织承诺在0.01水平上显著相关
好……
•上标两颗星……相关性比较
其他维度也是一样的做法
4.回归分析
相关分析只能说明二者的相关性，并不能表明是否是由于明因果关系就要用回归分析……
A的变化引起B的变化，要想证
在做回归之前，首先要做一下自变量之间的相关性，如果相关系数超过归……会有比较大的偏差……这里不说了，不会的看3.相关分析
0.75就不能做回
回归如下
分析®直销廻》图形◎实用程序也）窗口也帮阳
K述统计
iii线遊回归
［确定］|［粘贴（£）］「重§回］［取消］riito
如果你想用ABC变量预测D,就把D放因变量中，ABC放自变量中，方法选择进入••…直接确定，如下图
模型
韭标准化累数
标准呆数
1
B
标惟课差
试用版
1第呈）
.020
.264
3.104
.002
倚行垂范
.129
066
195
1863
1.063
愿景懑励
.063
060
.0S4
1..03S
.302
■r性化关怀
.170
.049
.292
3609
.000
领导魅巧
.273
096
291
3.093
.005
乩因夷量:
组织承诺
Sig大于0.05……所以只有个性
上图的结果表明德行垂范和愿景激励被踢出回归方程，因为化关怀和领导魅力可以显著预测组织承诺……
5.问卷信度和效度
信度=分析度量可靠性分析
分析凶直销廻】图形⑹实用程序制口世）帮肋
撼吿
描述绒计表⑴也较均值迪，一般绘f生複型吃）广义妓性複型遷合複型凶祁关（£）回归®
对数线性複型⑥）神轻网络
ggH卷译
■■■■"
!
!
■TjB
Ru_u-■
lEnif
分类㈢
隣维
►
件年眼1KY工件年顒
I篠行垂范1
1
4
1
1
1
1
5）
1
1
1
1
2
1
1
3
1
1
'1
3
G
厂—
1
&
1
I
1
n可竈性分析但h
零维晨并（P2匚FSCAL）…
名堆尺度（PROXSCAL）...
罔雾维尺度｛AL&CAL）tM）..,
1
1
1
5
1
1
1
■1
1
1
5
|[
1
3
1
3
卜
卜
卜
卜
卜
卜
卜
卜
til可靠性分桁
R性别［性别I
j年龄I年諮！
2敎育程度［敎育程厦1R职称等级弭q称制］d丛事类限工作年限虑工…d在KYH作年眼KY工作心d齟01越固童诺T］
H粗Q2腮情承诺匂I
根型世mti
J［粘貼刨［重置迟）j|：
取消；［帮助
把你同一份量表的题目全部放进去，比如变革型领导量表有
26题
直接确定
可靠牲飯计运
Cronbach'sAlpha
顶数
.939
26
结果表明Cronbach's值为0.939，量表信度很好……超过0.7才行
效度分析一般采用结构效度分析，就是因子分析分析一一降维一一因子分析
分析凹直誚®图卖用程存切窗口C3
描述斬计叢仃》比较均值ly》一般钱性複型广文皱性複型
►
規含複型足）
相其©
回归但P
討数践性模型©>
神经网第
►
分类疋）
作年R!
!
KY工作年限
1
4
1
5
1
1
1
2
1
3
1
1
3
S
1
3
1
5
乐因孑劳析匡）…
曲对应分析©…
却忧尺度
2
1
1
3
1
1
<
5
1
1
1
5
1
3
3
把你同一量表的题目都放进去
BJeH千分析
12i拐」旌舫
'
jfc斂育程度I敎ra程度］臭职称等级帆称等紺d从事类似工作年限一一H在KY工作年限打组31®恬承诺勺打俎疋妙If車诺2］|d组Q3E悟承诺31打组g哩情承诺牡彳詛C15国悟承诺51
cd^01詰行垂范科已簽Q2碼疔垂范囚n吏03谓行垂范可iJ变Q+谣行垂范碍］n吏0弓»1疔垂范可d^Q6谣厅垂范刖dj吏Q7晤厅垂范乃
选择变量£｝：
Ik-
［确定J［粘贴（巳］［直垃迟打
取消
亠土匕-I
点描述••…选KMO***
「统计g
]—■FI■-—11I■——r!
■■
□洋吏星描述懺a
■■■■■■■■■■■■■■■■■■■■■■■■■■
Id原始分祈结果①
「棹关矩阵
□系数©—11U奠型世）
□显著性水平二再主迟）
□令列式=反映捺迅】
MKM0和仙tklt的球槪度檢验旳
再点旋转，选择最大方差法
血因予分析：
黄转
厂方法
©无
“J—b；..一.2.一.■■■_■■■__■■■
⑥星夭方差法迪］
■■■r'lBIMV1MBIH■■■■HI■■»■■■■■二・■■I
O'最史四茯方值注©©平閒值诜匡）
O直接ObliTin方法⑼OPromaxfP）
I''llriiC汕„
输出
a旋转解輕）口载荷图m
帮助
其他都默认，最后确定
KMO和Bartlett的椅验
取样足够度的Kaiser-Weyer-Olkin度量.
.639
EamGfl的球理度检验近似卡方
3202.'8'D2
dr
325
Sig.
.000
0.839大于0.5，表示可以进行因子分析
務薛的总方差
成盼
初始特征值
提取平方和戟入
施转呼方和载入
含计
方差的％
含计
方差的號
累税花
合计
方基的业
累积%
1
10.743
41.315
41.31S
10743
41.引巧
41.31'5|
5.203
20.313
30.013
2
2加S
10415
51730
3703
1D.415
51J30
43ie
1询9
30612
3
2.45e
3443
ei178
2.450
S.44S
61.173
4.191
16118
52.730
也
1507
5.79S
£6.974
1507
&旳6
60.974
3703
14744
6S.074
累积解释变异66.974%，比较好
1
2
3
4
竟Q1
712
.354
-D04
.324
724
*215
.2鹑
.77?
-130
.342
.002
.697
.064
.173
465
蚊弓
750
.150
.010
.336
632
.185
263
.37b
更Q7
629
.282
119
392
.631
.226
.366
.166
SQ0
.752
.052
ee?
.206
更Q1D1
201
331
.155
曼31
-.050
.0'39
S69
.113
吏CM3
.391
.039
.677
vO92
賣Q13
.262
.7Jb
.136
袁◎■14
.450
069
11S
曼A5
425
.752
D5G
037
吏QTE
.200
.740
241
-127
竟Q1了
177
.743
.193
.116
竟Qie
.039
J95
003
.250
吏Q19
-.013
.316
.020
275
吏Q2C
.275
.725
196
.061
.401
.049
.032
.070
轲3
.305
372
.2oa
623
曼33
.230
.015
.067
953
吏①4
196
.112
461
506
变Q25
.307
.171
249
.576
夷血
156
346
-l5S
.509
ISR「擁惟化的正堂罐转法-
■"hlU■I■UI
可见上图1-8是一个维度，9-14是一个，15-20是一个，21-26是一个……表中同一行不能
出现2个大于0.5的值……如果出现，你要么就把该题目踢出问卷，要么就把该题目的答案
改得和同一维度中其他题目答案相近••…比如A维度的答案是4,4,4,5,4,1，你想把第6题
也分到A中，就把第6题的答案1改成4多改几份差距大的问卷，再试试因子分析，
看看值的变化就可以知道改的效果怎么样，不好就不要改……
好啦••…就讲到这里••…应该都会了吧……其实最重要的还是数据的造假••…不造假真是做不
出的••…其实也不是我们想造假……只能说被试者的随便填写造成了我们数据分析的极大困难……老师应该也知道的……==……大家就这样改着吧……
我也不是专业的，以上分析只作参考，答辩不过别找我
==0
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