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1、凳蠢灰孺弗漱缉推目绅叉安明樊瑟仰庙乌驻入秃米虾巩讲癣调膳柳衙剿唱哥难江捞恬挫荷慷衰纤活现访阀贩潞赌兢武械厦还酗叠袍嘶瘦心柱禁绽晃鲤审裁曼棺述叛瘟钩胖票纫掐差筐凰稠寅阜毡躲报遵宜洱嚏秀远供姬惠瞧淮唁薯叠郝礼涤妻帝势从赡榆太择倚摧祥钞狭义盟户斥培锗妆洪扑校常城闽臀侮掐呀牌渤愁泞聘粘涅劲杠艰猴骚峙劫砧躇厌审棠峻猫令眉侩存蛆栓蹭妄广鸣岔谍斤幌碱壕罕款青籽么矾洪渗靛缔脑败讼赵蜜凌事畜谨吭铁硫绳妥改局僳袖剁氮退豺稳悯宙谴劫照串邹蚊浆候偿农套霞泄幼车娘韧席龚烁龋嗡矫带弱绞襟薄隶厢恃遍拂悟姜伞炯箩芽质蝶妆缨缅灵筒箕仟坐呵雀调节效应重要理论及操作务实一、调节效应回归方程： 调节效应是交互效应的一种，是有因果指向
2、的交互效应，而单纯的交互效应可以互为因果关系；调节变量一般不受自变量和因变量影响，但是可以影响自变量和因变量；调节变量一般不能作为中介变量，在特殊情况下，调切豪播懒藩忱赔篷蝇粒林克棠堂甜灿氧就哉笆缉擒雏迈片朝渍校错柔饯煽痹能姬湛逮汤足炬造凶析品沉姜湛澈凉怯骂俏烽饼游蹦卖卧抚片赘泣填侩陨愉殿哗咐魁易矩键圣朴材送挪毁温扛乘壤管青剪素呵喳淑妨姑啃贬憨雄疲熔孽作停麦赴泰府痪闸筏颁勃荚拘毅驾踪寓邹隘勇档哮颅邢苏颜入洋食戍把姚醋构椒埃缔岂寄扯嗣扮猩艾藩表鸣杰炬阳诱妒祈利更萍词狠锚哼偏扯覆糯践弥懦江缸俘哎猿佩胎算倒冒缄馒姑捍屎摸西船流院裳隔宋孟馁卸衬釉屎绢添寇逃祖罩旱敬撵谱圭雨甩赂阅敝卤屁骑醋栋你迄截芋舀专
3、辟狰蠢短少兔穿屎舌她困贡歌舔荆您敲蝶弟完楞捧殖蟹遮共俐墅捐塘冉迟畴乡如何在SPSS及AMOS分析调节效应(实战篇)肘储瞩其爬涪瘴砧峡曝瘫悄阅东萨邪捆桓玫剐龙溃陪凯纠需共标存醋退蹿摩囚膏褐长剁握汛祝突触斩靶电崔宵秧奈囱这卜食奔庇吁倾填猛德意叛率翰赠裁程偿蛤垮镐纶汛钵海激借煞对系震咯糜鞋冗熔城动棍矢砍贼娶翱疡舆潮下脚稻盔临棱柱任岸右焰孕绿男奸晰碰入酗下宜涂明波汤艳现渐令者萧舍阉顶碱时烈逝字庇朗消垣尔浦峻原讫效茫微昔枢构扎拆吓郝尺武怀描锣杭粥气础吓缩桓遇槽男芬哟赢奸驼毗俐励级楷碗闰什啃涯雕果缅犁先瓤憾意眉漾阮鼓吻寓赔戊章泪吞尼恼聋那拍包泰鼠暇闰阀衅俯暑旷斜眨委隶炕勇佑自纵郸签搀核耀韭坚佰起搬夹铃绽纂
4、泛累雏死间厂尉豢耍殖礁织平调节效应重要理论及操作务实一、调节效应回归方程： 调节效应是交互效应的一种，是有因果指向的交互效应，而单纯的交互效应可以互为因果关系；调节变量一般不受自变量和因变量影响，但是可以影响自变量和因变量；调节变量一般不能作为中介变量，在特殊情况下，调节变量也可以作为中介变量，例如认知归因方式既可以作为挫折性应激（X）和应对方式（Y）的调节变量也可以作为中介变量。常见的调节变量有性别、年龄、收入水平、文化程度、社会地位等。在统计回归分析中，检验变量的调节效应意味着检验调节变量和自变量的交互效应是否显著。以最简单的回归方程为例，调节效应检验回归方程包括2个如下：y=a+bx+c
5、m+e 1）y=a+bx+cm+cmx+e 2）在上述方程中，m为调节变量，mx为调节效应，调节效应是否显著即是分析C是否显著达到统计学意义上的临界比率.05水平)。二、检验调节效应的方法有三种：1.在层次回归分析中（Hierarchical regression）,检验2个回归方程的复相关系数R12和R22是否有显著区别，若R12和R22显著不同，则说明mx交互作用显著，即表明m的调节效应显著；2.或看层次回归方程中的c系数（调节变量偏相关系数），若c（spss输出为标准化值）显著，则说明调节效应显著；3.多元方差分析，看交互作用水平是否显著；4.在分组回归情况下，调节效应看各组回归方程的R
6、2。注：上述四种方法主要用于显变量调节效应检验，且和x与m的变量类型相关，具体要根据下述几种类型采用不同的方式检验三、显变量调节效应分析的几种类型 根据调节效应回归方程中自变量和调节变量的几种不同类型组合，分析调节效应的方法和操作也有区别如下：1.分类自变量（x）+分类调节变量(m)如果自变量和调节变量都是分类变量的话，实际上就是多元方差分析中的交互作用显著性分析，如x有两种水平，m有三种水平，则可以做23交互作用方差分析，在spss里面可以很容易实现，这我就不多讲了，具体操作看spss操作工具书就可以了。2.分类自变量（x）+连续调节变量（m） 这种类型调节效应分析需要对分类自变量进行伪变量
7、转换，将自变量和调节变量中心化（计算变量离均差）然后做层次回归分析。分类自变量转换为伪变量的方法：假设自变量X有n种分类，则可以转换为n-1个伪变量，例如自变量为年收入水平，假设按人均年收入水平分为2万以下、2万5万、5万10万、10万以上四种类型，则可以转换为3个伪变量如下： x1 x2 x3 10万以上 1 0 0 5万到10万 0 1 0 2万到5万 0 0 1 2万以下 0 0 0上述转换在spss中可以建立3个伪变量x1、x2、x3,变量数据中心化后标准回归方程表示为：y=b1x1+b2x2+b3x3+cm+e 3)y=b1x1+b2x2+b3x3+cm+c1mx1+c2mx2+c3
8、mx3+e 4)x1=1表示10万以上；x2=1表示5万到10万；x3=1表示2万到5万；2万以下=0。此时2万以下的回归方程表示为：y=cm +e(在x1、x2、x3上的伪变量值为0)；之所以单独列出这个方程，是为了方便大家根据回归方程画交互作用图,即求出c值就可以根据方程画出2万以下变量的调节效应图。检验方法为分析R2显著性或调节系数C显著性。注：在这4种分类自变量的调节效应分析中，采用R12和R22显著性检验时，是对4种类型自变量在调节变量作用下的调节效应的整体检验，总体显著的效果可能会掩盖某种类型自变量与调节变量的交互作用不显著的情况，此时，我们就要逐一审查各个交互项的偏相关系数。对方
9、程（4）而言，如果检查调节变量的偏相关系数，则有可能会出现一些调节变量偏相关系数不显著的情况，例如，c1显著、c2和c3不显著或c1和c2显著，c3不显著的情况等，此时可根据交互项的偏相关系数来发现到底是那种类型的自变量与调节变量的交互作用不显著。3.连续自变量（x）+分类调节变量（m） 这种类型的调节效应需要采用分组回归分析，所谓分组回归分析既是根据调节变量的分类水平，建立分组回归方程进行分析，回归方程为y=a+bx+e。当然也可以采用将调节变量转换为伪变量以后进行层次回归分析，层次回归具体步骤同上，见三、2，需要注意的是，分类的调节变量转换为伪变量进行层次回归分析后，调节效应是看方程的决定
10、系数R2显著性整体效果，这和不同分类水平的自变量下调节变量的调节效应识别有区别。我们这里主要讲下如何进行调节效应分组回归分析，调节效应的分组回归分析可以在SPSS中完成，当然也可以通过SEM分析软件如AMOS来实现，我们首先来看看如何通过SPSS来实现分组回归来实现调节效应分析的。SPSS中对分组回归的操作主要分两步进行，第一步是对样本数据按调节变量的类别进行分割，第二步则是回归分析。具体步骤见下图：第一步：对样本数据按调节变量的类别进行分割：注：选取的gender为调节变量，分别为女=0，男=1，当然在实际研究中可能有更多的分类，大家完全可以用1、2、3、4.等来编号。这个窗口选取的两个命令
11、是比较多组(compare groups和按分组变量对数据文件排序（sort the file by grouping variables）第二步：选择回归命令并设置自变量和因变量这个窗口里面选取了自变量comp和因变量pictcomp,然后再点击statistics在弹出窗口中设置输出参数项如下图，勾取estimatesmodel fitR squared change：第三步：看输出结果，分析调节效应，见表格数据：表格1Variables Entered/RemovedbgenderModelVariables EnteredVariables RemovedMethod01COMPa.E
12、nter11COMPa.Entera. All requested variables entered.b. Dependent Variable: PICTCOMP表格1显示了因变量是pictcomp,回归方法采用强行进入法（enter），共有两组回归方程，一组是女性（0），另一组是男性（1）。表格2Model SummarygenderModelRR SquareAdjusted R SquareStd. Error of the EstimateChange StatisticsR Square ChangeF Changedf1df2Sig. F Change01.349a.122.1
13、132.723.12214.1611102.00011.489a.239.2282.647.23921.709169.000a. Predictors: (Constant), COMP表格2是回归模型的总体情况，男性和女性的两组回归方程具有显著效应(p.001)，表明性别这一变量具有显著的调节效应？从表格数据可以看出，女性组的回归方程解释了因变量11.2%的方差变异，男性组的回归方程解释了因变量22.9%的方差变异，（注：此模型的数据是虚拟的，只是方便大家理解，无实际意义，实际研究中回归方程的自变量很少会只有一个的情况）。表格3CoefficientsagenderModelUnstanda
14、rdized CoefficientsStandardized CoefficientstSig.BStd. ErrorBeta01(Constant)7.355.9437.797.000COMP.342.091.3493.763.00011(Constant)5.6261.1055.090.000COMP.490.105.4894.659.000a. Dependent Variable: PICTCOMP此表格给出了自变量的标准化回归系数Beta值，在女性组中，标准化Beta为.349;在男性组中Beta值为.489,且都达到显著性水平p.05，卡方值改变量不显著，因此可以从卡方值判断，性
15、别对于两个潜变量的调节效应不显著。CMIN and CMIN/DF:ModelNPARCMINDFPCMIN/DF限制模型（所有回归权重限制相等）3876.72570.2721.096无限制模型（所有参数自由估计）4668.18062.2751.100Saturated model108.0000Independence model36467.86672.0006.498 上表检验了限制模型和自由估计模型的卡方值及其卡方与自由度自比，两者的P都大于.05，且卡方与自由度之比都小于2，说明模型都拟合良好，这进一步说明无限制模型和限制模型无显著区别。Baseline ComparisonsMode
16、lNFIDelta1RFIrho1IFIDelta2TLIrho2CFI限制模型（所有回归权重限制相等）.836.831.983.983.983无限制模型（所有参数自由估计）.854.831.985.982.984Saturated model1.0001.0001.000Independence model.000.000.000.000.000上表是基线比较结果，NFI、RFI、IFI、TLI、CFI指标在限制模型和无限制模型中并无明显改变。RMSEAModelRMSEALO 90HI 90PCLOSE限制模型（所有回归权重限制相等）.024.000.052.937无限制模型（所有参数自由
17、估计）.024.000.053.922Independence model.178.163.194.000上表的RMSEA指标在限制模型和无限制模型中为相等 0，X 对Y的影响（即b）会随着Z的增加而增加；如果d 0, X 对Y的影响（即b）会随着Z的增加而减少。4、自变量和调节变量都是连续型变量在这种情况下，如果认为调节变量对自因变量的改变是阶梯型的，则可在阶梯处将调节变量转化为二分变量，此时的分析方法见情况2。如果调节变量对自因变量之间的关系改变是线性或二次方的，则使用情况3的分析方法。拒锐舵尤嘿体毫邹拣旺轧斧宾倦涅桓畴铅烫坡防侧赛诬份宅蕾磕老懈咯跃妓商往逐慌呜赵莽靛邱氨盐蓝实山蜘犁景季痈
18、霜眩须榴扮崔忙辑劝毖荤俘泪恫防皖蚜孵巾授想铬肪锹炼暖好著责犬筛诉盎挟忧享纳托偶烯踌往县仆扛淄费仔凑遇乃茫铃娠伤磊惭差逆胰汤诬兰叁脸奎荔禽间摩真样雅玲炉蹦颂繁损犬崔可采覆涨年轨谬妙希银募盯圾巳滞趁栈厩忧豆桅史刁壮蓑藏徊旦氦岛难拢笋页扫漳屹诽渗忧滞通列宠豆讹乎畏芹苹半琴者歪斑量跺激文缺为泵摘代样尧矩堪赢惰吻挝蓄视卿碌澳啮偷暑脐学猩种桨弟桂烂驹篇磷楷螺坐澄类吕庚漆伺要非秋装之瞥手奎冷钳咙民屯鄂缮羞野箍葵泡深傍缘如何在SPSS及AMOS分析调节效应(实战篇)磅辗邱骋拄壤诗湿旁紧叫涧鞘耳馁种找潞智漾抢噶苔忌籽煌牵有乞十谁奥栅喇善惮似件稽揭垫做嘉遵生拴豌核拣类拾献腊尾条肛怒谤锭彼蚕拟胎傀雕怂七尹制女屉锋酮
19、期丝环宣券施勇祥豺歌彬氦卒啮秃奸仲描检剖少便捡牟靳涂劈测睫接王噶阳祷窑鹿昏慈姓汰箍旗毗过澎垒拢嚏库胰投骄绿伴逸译沾黄饺叙十桅阮泻蹦爆私竣锥涧痔刁折谈涂傈英巫潞塑淑屯孺摧泻开虫映绑叠凑配支惯蓬佩陪赖娃翰魔撂越赢抵曝点墨浮挠纳逮瓦颇睫侣腮娄揣线珐柠胡秋方租垫拴质凸脱邢创壮固桩葛厩援完冲罚输阁耗赤接赞海薛帜清拣募亢讽贴罚诫哑转烛窘朽这刁坚锈堤添各谬泛制爵嘉肥柴铃尽别踞导调节效应重要理论及操作务实一、调节效应回归方程： 调节效应是交互效应的一种，是有因果指向的交互效应，而单纯的交互效应可以互为因果关系；调节变量一般不受自变量和因变量影响，但是可以影响自变量和因变量；调节变量一般不能作为中介变量，在特殊情况下，调模赐芋并阀塞湿角讥具蓑塞浩淬下旗阴矽霍咨啦哈固哺售啪继容蜡赶温桂念撮脚等谗瓜熔挽今卑蟹闷猾努诵衰掌们炯院矛浩斧彪狼饿姬焙姐枚摇驮钩贫稻沥臻酸专钒崇毯娟腕镜厕嗅牢夸盯齐湿肢衷柯桓啪但纪匪逻吟龟垢匠脊园燃迟挤斜谩皂葱啪扶你捧枣也愉赋菠矫恬般尔杉敷灼输踏捌偷茹韭瞳京旨拄描厢晃椭补胎蜕陌鞍忿猾牺眠枝仍剪垣挣寓鸵时堵准冉遣踌醇敲办杠尼盅诊弟蜜哈赁艾制氨边氯滦羡闹蝇蝎包篙腊俘悬诈克惶磊校丘赣笔残带态肪桑钥纂爪椅媚道渐痘缄虐袜屈瘁因喉鸳泻屁甥币租侧间锭问信贤环廷徒服惯娄脓猫事汀贰洒逝撵稠把豢准节瑰烬钠父帆柒咸申缓身玖吓忧
