运用SPSS及AMOS进行中介效应分析报告.docx

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运用SPSS及AMOS进行中介效应分析报告

中介效应重要理论及操作务实

一、中介效应概述

中介效应是指变量间的影响关系（心Y）不是直接的因果链关系而是通过一个或一个以上变量（M）的间接影响产生的，此时我们称M为中介变量，而X通过M对丫产生的的间接影响称为中介效应。

中介效应是间接效应的一种，模型中在只有一个中介变量的情况下，中介效应等于间接效应；当中介变量不止一个的情况下，中介效应的不等于间接效应，此时间接效应可以是部分中介效应的和或所有中介效应的总和。

在心理学研究当中，变量间的关系很少是直接的，更常见的是间接影响，许多心理自变量可能要通过中介变量产生对因变量的影响，而这常常被研究者所忽视。

例如，大学生就业压力与择业行为之间的关系往往不是直接的，而更有可能存在如下关系：

1就业压力t个体压力应对t择业行为反应。

此时个体认知评价就成为了这一因果链当中的中介变量。

在实际研究当中，中介变量的提出需要理论依据或经验支持，以上述因果链为例，也完全有可能存在另外一些中介因果链如下：

2就业压力t个体择业期望t择业行为反应；

3就业压力T个体生涯规划T择业行为反应；

因此，研究者可以更具自己的研究需要研究不同的中介关系。

当然在复杂中介模型中，中介变量往往不止一个，而且中介变量和调节变量也都有可能同时存在，导致同一个模型中即有中介效应又有调节

效应，而此时对模型的检验也更复杂

以最简单的三变量为例，假设所有的变量都已经中心化，则中介关系可以用回归方程表示如下：

Y=cx+ei1）

M=ax+e22）

Y=c'x+bM+e3）

上述3个方程模型图及对应方程如下：

二、中介效应检验方法

中介效应的检验传统上有三种方法，分别是依次检验法、系数乘积项检验法和差异检验法，下面简要介绍下这三种方法：

1.依次检验法（causualsteps）。

依次检验法分别检验上述1）2）3）三个方程中的回归系数，程序如下：

1.1首先检验方程1）y=cx+ei,如果c显著（H0:

c=0被拒绝），则继续检验方程2），如果c不显著（说明X对Y无影响），则停止中介效应检验；

1.2在c显著性检验通过后，继续检验方程2）M二ax+e,如果a显著（H0:

a=0被拒绝），则继续检验方程3）；如果a不显著，则停止检验；

1.3在方程1）和2）都通过显著性检验后，检验方程3）即y二c'x+bM+e3,检验b的显著性，若b显著（HO:

b=O被拒绝），则说明中介效应显著。

此时检验c',若c'显著，则说明是不完全中介效应；若不显著，则说明是完全中介效应，x对y的作用完全通过M来实现。

评价:

依次检验容易在统计软件中直接实现，但是这种检验对于较弱的中介效应检验效果不理想，如a较小而b较大时，依次检验判定为中介效应不显著，但是此时ab乘积不等于0,因此依次检验的结果容易犯第二类错误（接受虚无假设即作出中介效应不存在的判断）。

2.系数乘积项检验法（productsofcoefficients）。

此种方法主要检验ab乘积项的系数是否显著，检验统计量为z=ab/sab，实际上熟悉统计原理的人可以看出，这个公式和总体分布为正态的总体均值显著性检验差不多，不过分子换成了乘积项，分母换成了乘积项联合标准误而已，而且此时总体分布为非正态，因此这个检验公式的Z值和正态分布下的Z值检验是不同的，同理临界概率也不能采用正态分布概率曲线来判断。

具体推导公式我就不多讲了，大家有兴趣可以自己去看相关统计书籍。

分母Sab的计算公式为：

Sab=a2sb2b2Sa2，在这个公式中，Sb2和Sa2分别为a和b的标准误，这个检验称为sobel检验，当然检验公式不止这一种例如GoodmanI检验和GoodmanII检验都可以检验（见下），但在样本比较大的情况下这些检验效果区别不大。

在AMO叩没有专门的soble检验的模块，需要自己手工计算出。

而在lisrel里面则有，其临界值为za/2>0.97或Za/2<-0.97（P<0.05,N三200）。

关于临界值比率表见附件（虚无假设概率分布见MacKinnon

表中无中介效应C.V.表，双侧概率，非正态分布。

这个临界表没有直接给出.05的双侧概率值，只有.04的双侧概率值；以N=200为例，.05的双侧概率值在其表中大概在士0.90左右，而不是温忠麟那篇文章中提出的0.97。

关于这一点，我看了温的参考文献中提到的

MacKinnon那篇文章，发现温对于.97的解释是直接照搬MacKinnon原文中的一句话

distribution.>，实际上在MacKinnon的概率表中，这个.97的值是

在N=200下对应的.04概率的双侧统计值，而不是.05概率双侧统计值，因为在该表中根本就没有直接给出.05概率的统计值。

为了确定这点，我专门查了国外对这个概率表的介绍，发现的确如此，相关文章见附件mediationmodels.rar。

当然，从统计概率上来说，大于0.97在这个表中意味着其值对应概率大于.05，但是当统计值小于0.9798th时而大于0.8797th，其值对应概率的判断就比较麻烦了，此时要采用0.90作为Pv.05的统计值来进行判断。

之所以对温的文章提出质疑，是因为这涉及到概率检验的结果可靠性，我为此查了很多资料，累）。

Goodman检验公式如下GoodmanII检验检验公式如下

注：

从统计学原理可知，随着样本量增大，样本均值和总体均值的差

误趋向于减少；因此从这两个公式可看出，的值随着样本容量增

大而呈几何平方值减小，几乎可以忽略不计算，因此MacKinnonetal.（1998）认为乘积项在样本容量较大时是“trivial”（琐碎不必要

的）的，因此sobel检验和Goodman佥验结果在大样本情况下区别不大，三个检验公式趋向于一致性结果，因此大家用soble检验公式就

可以了（详情请参考文献AComparisonofMethodstoTestMediationandOtherInterveningVariableEffects.PsychologicalMethods2002,Vol.7,No.1,83—104）。

评价：

采用sobel等检验公式对中介效应的检验容易得到中介效应显

著性结果，因为其临界概率（MacKinnon）P<.05的Z值为Za/2>0.90

或Za/2<-0.90,而正态分布曲线下临界概率PV.05的Z值为Za/2>1.96

或za/2<-1.96，因此用该临界概率表容易犯第一类错误（拒绝虚无假

设而作出中介效应显著的判断）

3.差异检验法（differeneeincoefficients）。

此方法同样要找出联

合标准误，目前存在一些计算公式，经过MacKinnon等人的分析，认

为其中有两个公式效果较好，分别是Clogg等人和Freedman等人提

这两个公式都采用t检验，可以通过t值表直接查出其临界概率。

Clogg等提出的检验公式中，二-"的下标N-3表示t检验的自由度为N-3,；“为自变量与中介变量的相关系数，心为X对丫的间接效应估计值的标准误；同理见Freedman检验公式。

评价：

这两个公式在a=0且b=0时有较好的检验效果，第一类错误率接近0.05,但当a=0且0时，第一类错误率就非常高，有其是Clogg等提出的检验公式在这种情况下第一类错误率达到100%因此要谨

慎对待。

4.温忠麟等提出了一个新的检验中介效应的程序，如下图：

中介效気全中介中介效中介效应F与X相关不显著应显著效应显著应显着不显著停止中介效应分析

这个程序实际上只采用了依次检验和sobel检验，同时使第一类错误率和第二类错误率都控制在较小的概率，同时还能检验部分中介效应和完全中介效应，值得推荐。

三中介效应操作在统计软件上的实现

根据我对国内国外一些文献的检索、分析和研究，发现目前已经有专门分析soble检验的工具软件脚本，可下挂在SPSS当中；然而

在AMO曲只能通过手工计算，但好处在于能够方便地处理复杂中介

模型，分析间接效应；根据温忠麟介绍，LISREAL也有对应的SOBEL检验分析命令和输出结果，有鉴于此，本文拟通过对在SPSSAMOS中如何分析中介效应进行操作演示，相关SOBEL佥验脚本及临界值表

（非正态SOBEL佥验临界表）请看附件。

1.如何在SPSS中实现中介效应分析

这个部分我主要讲下如何在spss中实现中介效应分析（无脚本，

数据见附件spss中介分析数据，自变量为工作不被认同，中介变量为焦虑，因变量为工作绩效）第一步：

将自变量（X）、中介变量（M）、因变量（Y）对应的潜变量的项

目得分合并取均值并中心化，见下图

文件®輪辑⑥观图①数据⑪转捉⑴分靳⑥图表⑥工貝窗口址I帮朋如

釧旦1身I同I切也理1®|州摑圍圜起ln|厨©

民'话不被丽■3

在这个图中，自变量（X）为工作不被认同，包含3个观测指标，即领导不认同、同事不认可、客户不认可；中介变量（M）焦虑包含3个观测指标即心跳、紧张、坐立不安；因变量（Y包含2个观测指标即效率低和效率下降。

■53V

itor

空件迥難⑥豳迫齬⑩转换心分折囚豔®1M帝口叫般叫

6工惟不靱同

缠导不认可

同事不认可

霑户不认可

紧张|垄立秽

瞬例效率下罔工作不被认同

焦虑工作敵

3

2

4

2

22

3

2

300

?

.〔［2.50

£

1

1

-

2

22

2

2

，.00

2.002.0C

DescriptiveStatistics

工作不被认同

焦虑

工作绩效

ValidN

（listwise）

N

489

489

489

489

Mean

2.0821

2.0859

2.2807

IK-sar

文件（E）瞬⑥視图迪数垂⑴转换⑴并析⑥图表⑥工具加厨口⑥帮肋血

龙只寻咼住曲静＜lri□也匚沁

上面三个图表示合并均值及中心化处理过程，生成3个对应的变量并中心化（项目均值后取离均差）得到中心化X、MY。

第二步：

按温忠麟中介检验程序进行第一步检验即检验方程y=cx+e

中的c是否显著，检验结果如下表：

ModelSummary

Model

R

RSquare

AdjustedR

Square

Std.ErroroftheEstimate

ChangeStatistics

RSquare

Change

FChange

df1

df2

Sig.FChange

1

.678（a）

.460

.459

.70570

.460

414.265

1

487

.000

aPredictors:

（Constant）,不被认同（中心化）

Model

UnstandardizedCoefficients

StandardizedCoefficients

t

Sig.

B

Std.Error

Beta

1（Constant）

.002

.032

.051

.959

不被认同（中心化）

.804

.040

.678

20.354

.000

Coefficients

a

a.DependentVariable:

工作绩效（中心化）

由上表可知，方程y=cx+e的回归效应显著，c值.678显著性为pv.000.

可以进行方程m=ax+和方程y=c'x+bm+e勺显著性检验；

第三步：

按温忠麟第二步检验程序分别检验a和b的显著性，如果都显

著，贝憶需检验部分中介效应和完全中介效应；如果都不显著，则停

止检验；如果a或b其中只有一个较显著，则进行sobel检验，检验结果见下表：

ModelSummary

Model

R

RSquare

AdjustedRSquare

Std.ErroroftheEstimate

ChangeStatistics

RSquareChange

FChange

df1

df2

Sig.FChange

1

.533a

.284

.283

.76763

.284

193.247

1

487

.000

a.Predictors:

（Constant）,不被认同（中心化）

Coefficientsa

Model

UnstandardizedCoefficients

StandardizedCoefficients

t

Sig.

B

Std.Error

Beta

1（Constant）

.001

.035

.034

.973

不被认同（中心化）

.597

.043

.533

13.901

.000

aDependentVariable:

焦虑（中心化）

由上面两个表格结果分析可知，方程m=ax+中,a值0.533显著性

pv.000,继续进行方程y=c'x+bm+e勺检验，结果如下表：

ModelSummary

Model

R

RSquare

AdjustedRSquare

Std.ErroroftheEstimate

ChangeStatistics

RSquareChanae

FChanae

df1

df2

Sig.FChanae

1

.702a

.492

.490

.68485

.492

235.490

2

486

.000

a.Predictors:

（Constant）,焦虑（中心化），不被认同（中心化）

Coefficients

Model

UnstandardizedCoefficients

StandardizedCoefficients

t

Sig.

B

Std.

Error

Beta

1（Constant）

.001

.031

.044

.965

不被认同（中心化）

.670

.045

.564

14.773

.000

焦虑（中心化）

.225

.040

.213

5.577

.000

a.DependentVariable:

工作绩效（中心化）

由上面两个表的结果分析可知，方程y=c'x+bm+中,b值为0.213显著性为pv.OOO,因此综合两个方程m=ax+和y=c'x+bm+的检验结果，a和b都非常显著，接下来检验中介效应的到底是部分中介还是完全中介；

第四步：

检验部分中介与完全中介即检验c'的显著性：

由上表可知，c'值为.564其p值＜.000,因此是部分中介效应，自变量对因变量的中介效应不完全通过中介变量焦虑的中介来达到其影响，工作不被认同对工作绩效有直接效应，中介效应占总效应的比值为：

effectn=ab/c=0.533x0.213/0.678=0.167,中介效应解释了因变量的方差变异为sqrt（0.490-0.459）=0.176（17.6%）

小结在本例中，中介效应根据温忠麟的检验程序最后发现自变量和因变量之间存在不完全中介效应，中介效应占总效应比值为0.167,中介效应解释了因变量17.6%的方差变异。

2.在spss中运用spssmaro脚本来分析中介效应

下面我们采用Preacher（2004）设计的spssmaro脚本来进行中介效

应分析，该脚本是美国俄亥俄和州立大学Preacher和Hayes于2004年

开发的在spss中计算间接效应、直接效应和总效应的脚本，对间接效应的计算采用了sobel检验，并给出了显著性检验结果，这个脚本可在如下网址下载：

m.ohio-state.edu/ahayes/sobel.htm。

脚本文件名为sobel_spss，关于如何在spss使用该脚本请看附件（附件为pdf文件，文件名为runningscripts）。

在运行了脚本后，在打开的窗口中分别输入自变量、中介变量和调节变量，在选项框中可以选择bootstrap（自抽样）次数，设置好后，点击ok,运行结果如下：

文件他）编杨d）视E（Y）数1SQ）转找⑴分析®圉表©工貝宙口俎）帮肋QI）

Q630珂」・］上［?

拠厂L□走匚雨Q

I工作鑽效I不被认同（中心化〉I焦虑（中心化）I工作鑽交

文件世）编辑⑥视ElE）脚本C）调试Q）分析型51表©工具（U）窗口他）帮肋QI）

罗#尙困.角暂》JjIlI•討处］呵口圉闻

Proc:

（declarations）

I*ThisisascriptversionoftheSOBELmacrodescribed仝'Preacher,K.J・.&Hayes,A.F・（2004）.SPSSandSAS口'proceduresforestimatingindirecteffectsinsimple'mediationmodels・BehaviorResearchMethods,Instrumer'&Computers/36,717-731.

1WrittenbyAndrewF・Hayes

1SchoolofCommunication

1TheOhioStateUniversity'

'hayes・338@osu・edu

•Version2・0#January5,2009

'Youmustrunasascriptfile,notasasyntaxfile

1Ifselecttosavethebootstrapestimates,theywill'besavedin&dau&filEcalledbootstrap・s&vinthe

'SPSSdirectory

領导不认可同事不认可客户不认可心蹈紧张坐立不安效老低

不被认同（中心化）襄虑（中心化）

工作编效（中心化）

IndependentVariable（X）

>I「工作不被认同

ProposedMediator（M）

>11焦虎

DependentVariable（Y）\T］际编效

SobelTestStandardError

Secondorder▼「

Cancel

About

BootstrapSamples

1000

SaveBootstrapEstimates

RunMATRIXprocedure:

VARIABLESINSIMPLEMEDIATIONMODEL

Y工作绩效

X不被认同

M焦虑

DESCRIPTIVESSTATISTICSANDPEARSONCORRELATIONS

Mean

SD

工作绩效

不被认同

焦虑

工作绩_1

.0000

.9590

1.0000

.6780

.5139

不被认同

-.0020

.8085

.6780

1.0000

.5330

焦虑（中

.0000

.9063

.5139

.53301.0000

SAMPLESIZE

489

DIRECTAndTOTALEFFECTS

Coeffs.e.tSig（two）

b（YX）

.8042

.0395

20.3535

.0000

c

b（MX）

.5975

.0430

13.9013

.0000

a

b（YM.X）

.2255

.0404

5.5773

.0000

b

b（YX.M）

.6695

.0453

14.7731

.0000

c'

注：

b（yx）相当于c,b（my）相当于a,b（YM.X）相当于b,b（YX.M）相当于c'

INDIRECTEFFECTAndSIGNIFICANCEUSINGNORMALDISTRIBUTIONValues.e.LL95CIUL95CIZSig（two）

Effect.1347.0261.0836.18585.1647.0000

（sobel）

BOOTSTRAPRESULTSForINDIRECTEFFECT

DataMeans.e.LL95CIUL95CILL99CIUL99CI

Effect.1347.1333.0295.0800.1928.0582.2135

NUMBEROFBOOTSTRAPRESAMPLES

1000

FAIRCHILDETAL.（2009）VARIANCEINYACCOUNTEDFORBYINDIRECTEFFECT:

.2316

*********************************NOTES**********************************

ENDMATRIX

从spssmacro脚本运行的结果来看，总效应、中介效应、间接效应

达到了显著值，其中c为0.8042,a值为0.5975,b值为0.2255,c'值为0.6695，间接效应（在本例中为中介效应）解释了自变量23.16%的方差，中介效应占中效应的比例为0.168。

下面用对加载脚本前后的计算结果进行比较见下表：

cab

效应比

c

中介效应万差变异

无脚本0.678***

*********

0.5130.2130.564

0.1674

17.6%

Spssmacrao0.804***

*********

0.5980.2260.670

0.1675

23.16%

从比较结果可以看出，加载脚本后分析中介效应结果，总体效应提高了，但效应比没有多大变化（0.0001），说明中介效应实际上提高了；中介效应对因变量的方差变