SPSS進行主成分分析報告地步驟(圖文)

1、實用標準文檔主成分分析內操作謾程原始數St如下(部分)湖用因子分析模現(Analyze -Dimension Reduction Factor),符需要典分析內各他I原始燮量放入燮量框，如下BI所示：HS Descriptives按翅，打H Descriptives次！I撲舌框，勾m KMOand Bartletts test of sphericity遑K! （ Initial solution 遑系統(tǒng)默IS勾逐保持默IS即可），如下Bl所示，然彳爰黑占擎 Continue按翅，回到主舉界舌框：境 Factor AnaJyis: Descriptives-Statistics1 LJniwa

2、riate dscriptrves屈 Initial lutiQl-Correlation Matrix Caefficients 匚 InverseSignrficance levels Reproduced0 Determinant Arti-imageI畫Mm9c。口即加映上理旦生也即gM其他CD次整界舌框都保持不建（此畤在 Extract次整界舌框中，SPSS已默提 取公因子內方法段置懸主成分分析法），在主掙舌框中黑占OK按翅，就行因子分析， 得到主要結果如下面黑?M表。 KMG口 Bartlett 球形梅果：KM 0 arid Bai tletfs TeslKa伯er-Mey號卜Ol

3、kin 口號asur營 of Sampling Adequacy.BartletTsTest 0 1rApprox. Chi-SquareSph(?ricit/小Sig.5j149,799151 .000 IKMO 0.6350.6 ,茨;明蜀援逾合做因子分析；Bartlett 球形梅T，熱Dg!著性P值 總0.0000.05 ,亦茨:明數St逾合做因子分析。公因子方差表，其展示了燮量內共同度，Extraction 下面各（0共同度內值都 大於0.5 , 明提取主成分封於原始建量內解釋程度比敕高。本表在主成分分 析中用慮不大，此慮列出來僮供參考。CarnriunidlitiesIn閭Extra

4、ctionMlGDP1 000,930固定賈產批貨1,000721仲蕓消股靛零售總蒯1 000.795農村人均純收入1.000,961科研機構數量1000.647衛(wèi)生機構散錄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內雨他主成分，雨他I主成分內方差率分別是 55.449%?口 29.771%,累稹方差率是85.220%; 雨他I特征值分別是3.327和1.786。TUI Variance ExplainedComponentInitial EigenvaluesExtrac

5、tion 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81.47399,3406040.660100,000Extraction Method: Principal ComponentAnalvsis.因子截荷矩睡如下:ComponenT Mairrix3Componen

6、t12人均GDF.031-.490固定睹產投誨.732430社會消筑品寫售0題.781-431農村人用純收,893-.405科研機構數量.694.605衛(wèi)生機構數5工61,B04Bctractlon Method: Principal Component Analysis.a 2 components extracted.根擄(數理統(tǒng)言W?相知言哉， 主成分分析G燮換矩障亦即主成分載荷矩障U典因子載荷矩障 A以及特征值入G數系如下面道偃I公式：U i Ai/故可以由道二者通謾算燮量來求得主成分載荷矩彈U。新建一他I SPSSttl文件，符因子載荷矩睡中內各低I載荷俏褪制迤去，如下BI所 示：A

7、1A2.631-4S0:.732.430|781431亡.893-.406.694M5:.461,S04言十算建量(Transform-Compute Variables )內公式分別如下二5MBi所示:言十算燮量得到內雨低I特征向量 U1和U2如下BI所示（U1和U2合起來就是主成分 載荷矩睡）：A1I A2 |J1IU2 |.831-490456-.367.732-4-30.401.322.701-.431.428*.323煙-.405.49。-3。3.694.605.360453.46104253.602所以可以得到雨低I主成分 Y1和Y2 內表連式如下：Y1 = 0.456X1+0.4

8、01X2+0.428X3+0.490X4+0.380X5+0.253X6Y2= -0.367X1+0.322X2-0.323X3-0.303X4+0.453X5+0.602X6由上面雨他表連式，可以通謾言十算燮量來得到Y1、Y20o需要注意是，在言十算燮量之前，需要封原始建量迤行襟準化慮理，上述Y1、Y2表連式中X1X9鷹懸各原始建量內襟準分，而不是原始值。（另外需注意，本操作需要在 SPSS原始文件中來迤行，而不是主成分載荷矩睡內那他ISPSSMSI表中。）湖用描述統(tǒng)th 描述模現(Analyze Descriptive Statistics Descriptives ), 符各(0原始建量

9、放入建量框，3t勾逐Save standardized values as variables框，如下Bl所示：得到各（0原始建量內襟準分如下圄（部分）隊均GDP工國定通廣投貫2批含棉費品零售 直前濃1寸人均翅收入弟研機構能量5生市阿俎112.0454-1-.516601.G&90G1.940241.G2927-42520f1,31636.030235S226,9017486049-.90926 1i-.34201694003019903634610731 024B1-53582-42226-8?403-63 駕 9-57756-16115V6則19082-1 1965262105-97366

10、-.43612.605172_26fiSQ.4120.075B21.40293.05841T，2295Q-.58107-.93505.11133.38439.71569 1.0213501172-7G471030231014G307D43.755902.412162.469243.23931.49756-3UB3 1.J31971 5811730226955301 742441 5DB&B61S11-186171 647191 613660i48fi60300i-639Q922753-40677-$015605825.0221)1.36371.8BE5219376416693512263932

11、-.68934-.65181-.76386-.20285294s3-.29742 1.037331 G2445-0113102341667321.07B601-.65503.69377-.62912-.59181.73049.31360 -2X94-SOME-05677-235901.120Q0.89230 57671 1534435734 345226107371657169B16.110522取M12416.32/81.637675521146E664353131S&2520982&7D2.15134*1.27655.41751.22573-1.76586*132671 1!：白。OQHC

12、-E口Oil4 ETnCO T7TDCi文案大全Z人均GDFW懸X1, Z固定瓷崖投資即懸X2,其繪JS推。IH用言十算建量?，F(Transform Compute Variables ),巾俞入公式如下Bl所示:小黃尊變星456,認拘8產* .4 *20定適產或貫* 423 舐谷履品等言益頓* 490 *京W人 均用收入+ 3Br弟Mil構融星.四3*2fcin恤整星庭財區(qū)F人均GDP產閩定苗產料埼 夕看會酒費品存售電跌#農村人均甄收入夕司的機演至北工與機世如量6出w怕人悒心*“4K “北切伯固定資產投贄 等15c?社專;出擰品零 “北com農村人均純收一 ,通co但科弗也種酊量)./ZSM

13、 二生機相輪髭】.L、+i十苴愛身目存表呈fT.；笑矍句司究L人均GCP /踴資t造 ，社餐消費隹零售總皴 ,農m人均如睡又 “科研出網.哥 ,二生機構教量 / 2 s coreU.15 GDP)認 ,ZscogEJ定黃產投黃)” 方74明社W：帕品警 步2585由4人均麹收. 產，；科訐.機K的里 ，ZscorcCffiftfi).yjEEn 一jJEl那 畝口呂 口|3叵 自 - V， r - r 一 蓼芻叵*：一辛部劭CDF與非中心CDF行指當前口明時間日明近營曄題的故麗辛莢是已：教字表達為目;3C7 *ZA均GDF匕3北丁 7固定資產投資.我3 T期年百匏品零售總顧 303 1荻村人

14、均期收入巧產蔚I耕機構數星- E印，江殳機牌鼠EEQZK刪年的盤埴：!5r苴卡CDF罵料心COF轉弱當前日期用巨日期建自口期創(chuàng)建由敬加特殊票量E ：言十算出來內主成分Y1、Y2如下BI所示:，的機相數量如生機構數量Y1Y21 62927-.425202.90-1 56-.66049-.909267386,610731 02481.64141-.67756161191.33,16-97366-.43612-1.43.111 40293.056411.561 31,38439-.71569-.021C14G.30704-.15監(jiān)49756-.33483工4W2 361 742441 508882.

15、501 64,04488.603001.87-92F 0329.02201-.&4.57-.35122-.63932-.16-1 10-.29463-297421 19.04.667321.078601.201.4678049.31360-.291.4F 1.12QOO.88230.221.16,61073.71657.07俄3276137672.42-.94-52098-.25702-.67-381 76586-1 32671d.3S-2 131.572693377981 123 5S由上述各步驟，我伸號就求得了主成分 Y1和Y2。通謾主成分得分，可以迤行聚I分析或者粽合聚I分析不再群述，下

16、面再禱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 CD值就是等於旋樽之前CD方 差WK率(如下I1所示)，本例中，曲腳1重w1、w2分別是0.55449和0.29771 , 故Y= 0.55449*Y1+0.29771*Y2。注意：如果需要封榷重迤行S1一化慮理，卻J w1、 w2分別是 55.449/85.220 和 29.771/85.220 , U Y= (55.449*Y1+29.771*Y2 ) /85.220 。Total Variance ExplainedComponentInitial EigenvaluesExtraction Su

17、ms 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 Compcnent Analysis.以未營帚一化CD榷重懸例，通謾言十算燮量可以得到主成分粽合得分Y,操

18、作謾程如下BI所示：最可以得出粽合得分Y值，如下BI所示:芬斗研機相數量工衛(wèi)生機構數量Y1Y2Y41 62927-.425202.90-1.561 144-.86049-.90925.73-1.86-.164.610731 02481.541 41.72-.5775616119-1.33.16-695-97366-43612-1.43.11-.76法1 40293.056411.561.311 2613.3S439-71569-03-02-47!310US30704,16.45.061.49756-.334836.43-2.362.3101742441.508882.501.641 88汨.0