SPSS学习系列23协方差分析报告Word文档格式.docx
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在方差分析中，协变量影响是包含在随机误差中的，在协方差分析中需要分离出来。
用协变量进行修正，得到修正后的yij（adj）为
就可以对yij（adj）做方差分析了。
关键问题是求出回归系数β.
2.总离差=分组变量离差+协变量离差+随机误差，
（1）计算总离差平方和时，记
总离差平方和：
最终要检验分组自变量对因变量有无显著作用。
原假设H0：
无显著作用。
假设检验是在H0为真条件下进行，可认为ti=0，则
按最小二乘法原理线性回归可得到β的估计值
记修正的总离差平方和（残差平方和）为Tyy（adj），则
，自由度为n-2
为回归平方和，若
（回归线为水平线），表示协变量x对y无作用，用方差分析就可以解决了。
（2）计算组内离差平方和时，记
组内总离差平方和：
根据协方差分析的基本假设：
各组内回归系数相等（做协方差分析时需要检验这一点），得到组内回归系数βw的估计值
记修正的组内总离差平方和（组内残差平方和）为Eyy（adj）,则
，自由度为n-k-1
为组内回归平方和，当
时，组内总离差平方和认为完全是由随机因素引起的，Eyy（adj）就是随机为误差。
这里的
是
的加权平均值。
（3）计算分组变量离差平方和Byy（adj），它反映的是各个水平之间的差异。
即，分组变量离差=总离差-协变量离差-随机误差。
于是，就可以进行组间无差异检验了：
3.因此，在做协方差分析前，需要依次做两个假设检验：
（1）协变量对因变量的影响对与各组来说都是相同的，即各组回归系数相等：
;
步骤：
①先按回归系数相等和不相等分别表示模型
并计算出误差平方和
.
②计算F值
若F值小于临界值Fα，则说明各组回归系数无显著差异（相等）。
（2）这些相等的回归系数
.
即采用一元线性回归的显著性检验，
4.协方差分析的步骤
（1）检验数据是否满足假设条件：
正态分布性、方差齐性、线性相关性、平行性；
（2）检验效应因子的显著性；
（3）估计校正的组均值；
（4）检验校正的组均值之间的差异。
（二）实例
研究分别接受了3种不同的教学方法的3组学生，在数学成绩上是否有显著差异。
数据文件入下：
先不考虑数学入学成绩，只以“教学方法”为分组变量，“后测成绩”为因变量进行单因素方差分析，得到结果：
描述
后测成绩
N
均值
标准差
标准误
均值的95%置信区间
极小值
极大值
下限
上限
标准方法
46
62.62
8.149
1.202
60.20
65.04
45
78
新方法
49
70.99
9.504
1.358
68.26
73.72
50
92
总数
95
66.94
9.777
1.003
64.95
68.93
单因素方差分析
平方和
df
均方
F
显著性
组间
1662.284
1
21.108
.000
组内
7323.837
93
78.751
8986.121
94
P值<
0.001,结果表明，两种教学方法有非常显著的差异。
但是，后测成绩肯定会受到前测成绩（连续型）的影响，假定前测成绩与教学方法（即组别，是控制变量）不存在交互影响。
因此，将后测成绩作为因变量；
教学方法作为控制变量；
前测成绩作为协变量进行协方差分析。
1.平行性假定检验
协方差分析的假定：
①各组协变量与因变量的关系是线性的；
②各组残差正态；
③各组回归斜率相等（各组回归线平行）。
注意：
协方差分析一般还要求各分组间协变量的观察值范围不宜相差太大。
本例先观察前测成绩与后测成绩的回归线是否平行（即协变量前测成绩对因变量后测成绩的影响在分别采用两种教学方法的班级是否相同）。
【图形】——【旧对话框】——【散点/点状】，打开“散点图/点图”窗口，选择“简单分布”，点【定义】打开“简单散点图”窗口；
将“后测成绩”选入【Y轴】，“前测成绩”选入【X轴】，“教学方法”选入【面板依据：
行】；
点【确定】得到散点图结果，双击散点图打开“图表编辑器”，点“添加合计拟合线”按钮，再关闭“图表编辑器”：
可见两组的直线趋势的斜率比较接近（平行），基本符合协方差假定。
2.组内回归斜率相同检验
（1）
【分析】——【一般线性模型】——【单变量】，打开“单变量”窗口；
将“后测测验”选入【因变量】，“教学方法”选入【固定因子】，“前测成绩”选入【协变量】；
（2）点【模型】打开“模型”子窗口，要进行回归斜率相同的检验，故【指定模型】选“设定”；
将【因子与协变量】框中的“教学方法”“前测成绩”先分别选中、再同时选中选入【模型】框；
点【继续】；
“教学方法*前测成绩”进行交互效应分析，即检验回归线斜率相等的假设。
点【确定】得到
主体间效应的检验
因变量:
后测成绩
源
III型平方和
Sig.
校正模型
2764.872a
3
921.624
13.481
截距
10155.687
148.550
教学方法
67.542
.988
.323
前测成绩
1069.407
15.643
教学方法*前测成绩
16.641
.243
.623
误差
6221.249
91
68.365
总计
434637.500
校正的总计
a.R方=.308（调整R方=.285）
“教学方法*前测成绩”交互作用检验的P值=0.623>
0.05，接受原假设，即交互作用无统计学意义。
因此，可认为两组斜率相同，符合协方差分析的假定。
3.协方差分析
（1）同2.的
（1）；
（2）点【模型】，打开“模型”子窗口，【指定模型】选“全因子”；
【全因子】表示模型包含全部因素变量和协变量的主效应、因素变量间的交互效应，但不包括与协变量的交互效应。
本例中只有1个因素变量和1个协变量，没有交互效应，计算结果只会有主效应。
（3）点【选项】，打开“选项”子窗口，将“教学方法”选入【显示均值】框，将输出不同教学方法的后测成绩调整后（考虑了协变量效应之后）的边缘平均值；
勾选“比较主效应”，【置信区间调节】选“LSD（无）”，表示对“教学方法”各组的后测成绩平均值进行组间比较；
【输出】选项，勾选“描述统计”、“（误差）方差齐性检验”、“残差图”；
点【确定】得到
描述性统计量
标准偏差
误差方差等同性的Levene检验a
df1
df2
.652
.422
检验零假设，即在所有组中因变量的误差方差均相等。
a.设计:
截距+前测成绩+教学方法
各组因变量误差的方差齐性检验P值=0.422>
0.05,故接受原假设，即各组因变量误差的方差相同。
这说明下面的方差分析结果是有效的。
2748.231a
2
1374.115
20.266
10584.208
156.102
1085.947
16.016
316.273
4.665
.033
6237.890
67.803
a.R方=.306（调整R方=.291）
考虑了协变量“前测成绩”之后的方差分析结果，前测成绩的P值<
0.001,说明“前测成绩”对“后测成绩产生了显著影响；
“教学方法”的P值=0.033<
0.05,说明“教学方法”对“后测成绩”也产生了显著的影响。
注1：
如果有多个教学方法的分组，要进一步判断各分组的差异，可查看后面结果中的“成对比较”结果。
注2：
与不考虑协变量的单因素方差分析模型做对比：
发现教学方法的显著性比原来小了；
需要总方差都是8986.121，单因素方差分析模型的组间差异解释了1662.284,而考虑了协变量的协方差分析模型解释的方差增大到2748.231，这说明协方差分析模型能更准确地检验因素变量对因变量的作用。
估算边际均值
估计
标准误差
95%置信区间
64.735a
1.324
62.105
67.365
69.004a
1.277
66.469
71.540
a.模型中出现的协变量在下列值处进行评估:
前测成绩=57.92.
给出了去除协变量“前测成绩”的影响之后，两种教学方法的平均成绩分别为：
64.735和69.004
成对比较
（I）教学方法
（J）教学方法
均值差值（I-J）
Sig.b
差分的95%置信区间b
-4.269*
1.977
-8.195
-.343
4.269*
.343
8.195
基于估算边际均值
*.均值差值在.05级别上较显著。
b.对多个比较的调整：
最不显著差别（相当于未作调整）。
成对比较的P值=0.033<
0.05,故拒绝原假设，即新教学方法与标准教学法有显著差异（新教学方法显著好于标准方法）。
单变量检验
对比
F检验教学方法的效应。
该检验基于估算边际均值间的线性独立成对比较。
对修正的均值按方差分析法进行检验，结果与前面是一致的。
残差图，标准残差是正态分布（随机性）。
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