spss大数据分析报告教程

信度分析和效度分析数据计分方法说明对应题题类别小分类项每题计分方法维度计分方法项情感枯竭1-3题正向计分全部题项直接加总3去个性化4-6题正向计分全部题项直接加总3职业倦怠个人成就感7-10逆向计分全部题项取倒数后加4题总11-18心理资本题正向计分全部题项直接加总819-2621题为逆向计分，其21题取倒数后与其余组织气氛题余题项正向计分题项加总827题和31题为逆向27-3127和31题取到术后与总体幸福感计分，其余题项为正其余题项加总整体问卷向计分以上各个维度的总分31直接加总讲问卷调查的数据进展如上表的数据预处理后，接下来再进展如下分析。1信度分析这里有63份问卷，首先我们需要的判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一样的容和信息;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 a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以是合理的，如果信度系数低于 0.5，如此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先进展标准化处理，再进展信度分析， 其结果如表一所示：表一信度分析表类别CronbachsAlpha项数整体问卷.61731职业倦怠.82210心理资本.8018组织气氛.8378总体幸福感.6795表一显示，整体问卷和问卷中的各个维度的Cronbachs Alpha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对其进展效度分析。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展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 的检验取样足够度的Kaiser-Meyer-Olkin度量。 .657近似卡方Bartlett的球形度检验df465Sig.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因子分析结果在进展了适应性检验之后，接下来就进展因子分析，其结果如下：表三方差贡献率解释的总方差初始特征值提取平方和载入旋转平方和载入 合计 方差的 累积 合计 方差的 累积 合计 方差的 累积1228.319 .9583.10 .88011 .76212 .71413 .68414 .62315 .58016 .50917 .44918 .39419 .34220 .289.93421 .276.89222 .258.83323 .204.65924 .184.59225 .171.55226 .148.47827 .121.39128.101.32529.25430.31.039.127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拟理想。表四旋转后的因子载荷矩阵旋转成份矩阵篇成份12345678职业倦怠10.0.-0.职业倦怠20.职业倦怠3-0.-0.职业倦怠4-0.-0.职业倦怠5-0.0.职业倦怠60.-0.职业倦怠7-0.职业倦怠8-0.0.-0.-0.-0.职业倦怠90.-0.职业倦怠100.0.-0.-0.心理资本10.0.0.心理资本2-0.心理资本30.-0.0.心理资本4-0.0.6160.086心理资本501-0.0.0.心理资本60601心理资本70.-0.0.心理资本80.-0.599组织气氛10.0.567组织气氛20.0760.611组织气氛3-0.组织气氛40.组织气氛50.组织气氛60.0.-0.组织气氛7-0.0.组织气氛80.总体幸福感10.043总体幸福感2-0.0.0.0670.613总体幸福感3-0.总体幸福感40.总体幸福感50.009提取方法：主成份。旋转法：具有Kaiser标准化的正交旋转法。a.旋转在14次迭代后收敛。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：包含组织气氛4、组织气氛5、组织气氛6、组织气氛7、组织气氛8这5个题 项，说明主成分二是反映组织气氛维度中学校气氛的主因素。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。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：包含组织气氛1、组织气氛2、组织气氛3这3个题项，说明主成分八是组织气 氛维度中同事关系气氛方面的主因素。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 的载荷比拟大，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组统计量性别 N 均值标准差均值的标准误职业倦怠女男558.76008心理资本女55.53814男8.89959组织气氛女55.60979男8.73307总体幸福感女55.31452表18性别男女t值P值职业倦怠心理资本组织气氛0.总体幸福感0.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。具体差异情况见如下图：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。6 我Ttlrn其 R0T9CN噱 黑 寸ILnCNoCN5 警Ln廿坍形9寸ltIRLn79rn长raQ6 我Ttlrn其 R0T9寸IRLnCNoCN s 警Lnh9 寸!IRLn79rnn6 我Ttlrn寸 R0T9寸IRLnCNoCN皿衣尝 罗虽 sn垣型61服pJOMCN36-45 岁1146岁与以上5总数6320-25 岁1426-30岁24总体幸福31-35岁9感36-45 岁1146岁与以上5总数63表20单因素方差分析平方和df均方F显著性组间 .9974.161职业倦怠组58总数62组间4.556.695心理资本组5817.总数62组织气氛组间4.803.528组58总数62组间3.4.773.130.971总体幸福感组345.58总数62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N均值标准差极小值极大值A.高中中专与以下8大专18职业倦怠本科35研究生与以上2总数63A.高中中专与以下8大专18心理资本本科35研究生与以上2总数63A.高中中专与以下8大专18组织气氛本科35研究生与以上2总数63总体幸福感A.高中中专与以下 大专818本科35研究生与以上2总数63表22单因素方差分析平方和df均方F显著性组间3.355组59职业倦怠总数62组间3.491.690组59心理资本总数62组间33.036,一组59组织气氛总数62组间31.372组59总体幸福感总数62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如下图：cfl.OZ-26flCr-26 OCT24.0Cr-22 0D=A禹中中% :和IA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 极大值共青团员24.86691中共党员9职业倦怠某某党派成员3群众27总数63.69732共青团员24.79014中共党员9心理资本某某党派成员3群众27.85067总数63.51212共青团员 中共党员249.70849组织气氛某某党派成员3群众27.80416总数63.55315共青团员24.46971中共党员9.98230总体幸福感某某党派成员3.96385群众27.43474总数63.29855表24单因素方差分析平方和df均方F显著性组间3.167组59职业倦怠总数62组间3.822.487组59心理资本总数62组间3.328,一组59组织气氛总数62组间3.352组59总体幸福感总数62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25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未婚23职业倦怠已婚40.92479总数63.69732未婚23.76988心理资本已婚40.67699总数63.51212未婚23.95181组织气氛已婚40.67934总数63.55315未婚23.37046总体幸福感已婚40.41636总数63.29855表26单因素方差分析平方和df均方F显著性组间1.176组61职业倦怠总数62组间1.572.452、E 组61心理资本总数62组间1.869.355组织气氛组61总数62组间1.228总体幸福感组61总数62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27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0个31.89659职业倦怠1个2个与以上30.97500总数63.697320个31.69665心理资本1个2个与以上30.72791总数63.512120个31.78991组织气氛1个2个与以上30.77088总数63.553150个31.33691总体幸福感1个2个与以上30.47904.75000总数63.29855单因素方差分析平方和df均方F显著性组间23.职业倦怠组60总数62组间2.047心理资本组60总数62组间2.组织气氛组60总数62组间2.总体幸福感组60总数62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：心珂贤*.的期帽菖体车用费的询位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有两个与以上子女 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29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3年以下24.775683-5年12职业倦怠5-10 年1210年以上15总数63.697323年以下24.719753-5年12心理资本5-10 年1210年以上15总数63.512123年以下243-5年12组织气氛5-10 年12.9556410年以上15.77547总数63.553153年以下24.465963-5年12.65270总体幸福感5-10 年12.8006310年以上15.60190总数63.29855表30单因素方差分析平方和df均方F显著性组间3.025组59职业倦怠总数62组间3.207心理资本,组5916.总数62组间3.组织气氛组59总数62组间3.664.578总体幸福感组59总数62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:催帛均;1:|工作时间在5-10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31描述N均值标准差标准误均值的95%直信区极小值极大值间1500元以下31500-19994元2000-299926.71257元3000-3999职业倦怠_17兀4000-49997元5000元与以c上6总数63.697321500元以下31500-19994元2000-299926.78386元3000-3999心理资本_17.99088元4000-49997元5000元与以C.上6总数63.512121500元以下31500-19994元2000-299926元3000-3999组织气氛_17.57011元4000-49997元5000元与以a上6总数63.553151500元以下31500-19994总体幸福感元2000-299926.43415元3000-3999 元17.375744000-49997元5000元与以6.97478总数63.29855表32平方和单因素方差分析df均方F显著性组间5.000职业倦怠组57总数62组间5.心理资本组57总数62组间.7795.组织气氛组57总数62组间5.094总体幸福感组575.总数62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。具体差异情况见如下图：17.5?-150Dt:1JT 1500-1971 网口-滋5X0科折四无 5皿元反口 k9职业俳希均供从上图可以看出，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，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：相关性职业倦怠心理资本组织气氛总体幸福感Pearson相关性1*职业倦怠显著性双侧.000.001.000N63636363Pearson相关性*1.449*.424*心理资本显著性双侧.000.000.001N63636363组织气氛Pearson相关性*.449*1.486*显著性双侧.001.000.000N63636363Pearson相关性*.424*.486*1总体幸福感显著性双侧.000.001.000N63636363*.在.01水平双侧上显著相关。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-0.487 0,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。-0.415 0，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 -0.585 0，且通过了显著性水平为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，说明组织气氛越高，总体幸福感就越强。归分析问卷一共包含4个维度，为了研究心理资本、组织气氛和总体幸福感维度与主要 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 度为因变量Y。心理资本为自变量X1、组织气氛为自变量X2、总体幸福感为自 变量X3，性别X4、年龄X5、婚姻状况X6、子女个数X7回归分析的结果如下:模型汇总b模型R方调整R方标准估计的误Durbin-Watson差1.684a.468.401a.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。Anovaa模型平方和df均方FSig.回归7.000b_残差155总计62a.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a模型非标准化系数标准系数 试用版tSig.B标准误差（常量）.000心理资本.160.008组织气氛.153.4361总体幸福感.286.004Q1性别.324Q2年龄.371.613.606.547Q5婚姻状况.277.084Q6子女个数.049a.因变量：职业倦怠上表是系数表，从上表可以得出，组织气氛维度、性别、年龄、婚姻状况没有通过显著性水平为0.1的T检验，说明这个为对职业倦怠没有显著影响。心理资本、 总体幸福感的回归系数通过了显著性水平为0.1的T检验，说明总体幸福感、心 理资本、政治面貌、子女个人数对职业倦怠有着显著影响。具体的回归方程为：1367Y：职业倦怠X1 :心理资本 X3 :总体幸福感X6：婚姻状况X7：子女个数根据以上的回归方程可以知道，心理资本和总体幸福感对职业倦怠有着显著负向 影响，总体幸福感每增加一个单位，职业倦怠感就减少0.864个单位。心理资本 每增加一个单位，职业倦怠就减少0.44个单位。婚姻状况对职业倦怠有着正向 影响，已婚的职业倦怠感高于未婚，离异的职业倦怠感高于已婚，其他婚姻状况 的职业倦怠感最强。子女个数最职业倦怠感有着负向影响，子女个数越多，职业 倦怠感就越弱。结论从以上的信度分析、效度分析可以得出以下结论:问卷的设计是比拟成功的， 每一个维度都具有信度和效度，问卷调查的结果具有很好的研究价值。在差异分析中，不同性别的被调查人群在总体幸福感上存在显著；不同学历在组 织气氛维度上存在显著差异;不同子女数量在心理资本和总体幸福感维度上存在 显著差异；不同从业时间在职业倦怠维度上存在显著差异；不同月收入在职业倦 怠感上存在显著差异；其余的人口学类别在各个维度上不存在显著差异。然而不 同子女个数的被调查者在心理资本这个维度上的差异很显著，没有子女和有2 个以上子女的被调查者的心理资本状况都比拟好吗，相反，只有一个子女的被调 查者的心理资本状况是最不好的，显著低于没有子女和2个以上子女的被调查 者。由此可以推断，独生子女给父母带来的精神压力很大。不同收入的被调查者 在职业倦怠维度上存在非常显著的差异，收入为4999元时一个分界点，当收入 低于这个水平时，随着收入的不断增加，被调查者的职业倦怠感就越严重，当收 入突破4999元时，收入越高，职业倦怠感反而越弱。由此可以推断，4999元 以上收入的群体对自己薪酬比拟满意，职业倦怠感也越弱。相关分析和回归分析 得出的结论是相似的，相关分析中，得出心理资本、组织气氛和总体幸福感与职 业倦怠是呈显著的负线性相关的，进一步进展回归分析，得出总体幸福感和心理 资本对职业倦怠有着显著的负向影响。明确，被调查者的总体幸福感越高、心理 资本越好，职业倦怠感就越弱，这意味着，生活比拟幸福和满足的被调查者，比 拟不容易产生职业倦怠感。性别和年龄对职业倦怠感没有显著影响。婚姻状况和 子女个数对职业倦怠感有着显著影响，子女个数越多的人群越不容易产生职业倦 怠感。已婚的职业倦怠感高于未婚，离异的职业倦怠感高于已婚，其他婚姻状况 的职业倦怠感最强。