當解釋變項間存在共線性問題,但又無法直接以剔除變項的方式進行多元回歸分析,此時可採用主成份回歸分析來減輕解釋變數間的多重共線性。以下以工作倦怠感預測生活滿意度為例,解釋變數包含年齡、性別及工作倦怠感量表上的20個測量題,如下的資料結構所示,但有幾組題目間存在著相當高的相關性,若同時放入回歸模式中會因共線性的關係影響模式的估計,如下表的相關係數表所示,第1-8題的相關性很高,第10-15題的相關性很高,同時第20-22題與第16-18題之間的相關性很高。因此可考慮將量表以主成份分析萃取出幾個成份(component),使相關性很高的題目組成一個成份,而每一個成份間的相關性是最低的,並將每一個成份重新命名,且計算每一成份新的分數(score),再進行多元邏輯斯回歸,如此即可解決多重共線性的問題,此法即主成份回歸分析法。在因素分析時,要用正交(或直交)轉軸法找出特定的成份,並為各成份命名,但命名的合理性是很容易受到爭議的。
資料檔改編自「吳明隆SPSS統計應用學習實務:問卷分析與應用統計」
20題測驗題間的相關係數表(只取部份表格內容)
以下步驟已將工作倦怠感量表萃取出4個因素,並產生4個因素分數,在資料檔中,新的變數名為FAC1_1、FAC2_1、FAC3_1、FAC4_1,我們重新將變數的標籤(Label)依序改為:工作挫折感、工作價值與目標低落、工作興趣感低落、人際關係冷漠,如下所示,再進行多元迴歸的程序。
轉軸後的因子矩陣a |
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因子 |
|||
1 |
2 |
3 |
4 |
|
3.我的工作讓我情緒疲憊 |
.811 |
.130 |
.135 |
.117 |
1.對工作感覺有挫折感 |
.792 |
.165 |
.154 |
.074 |
6.工作時感到心灰意冷 |
.766 |
.246 |
.081 |
.280 |
2.覺得自己不被瞭解 |
.744 |
.142 |
.167 |
.044 |
4.我覺得我過度努力工作 |
.692 |
-.127 |
-.027 |
.223 |
5.面對工作時有力不從心的感覺 |
.662 |
.081 |
.278 |
.074 |
8.想暫時休息一陣子或另調其他職務 |
.570 |
.344 |
.212 |
.196 |
7.覺得自己推行工作的方式不適當 |
.521 |
.144 |
.395 |
.030 |
22.常盼望有假期,可以不用上班 |
.409 |
.230 |
.337 |
.038 |
11.認為這是一份相當有意義的工作 |
.195 |
.818 |
.117 |
.015 |
12.我可以由工作中獲得心靈的滿足 |
.360 |
.778 |
.152 |
.010 |
14.我在工作時精力充沛 |
.025 |
.718 |
.049 |
.340 |
10.我能肯定這份工作的價值 |
.354 |
.684 |
-.101 |
.401 |
15.我樂於學習上的新知 |
-.035 |
.643 |
.308 |
.071 |
13.我有自己的工作目標與理想 |
.081 |
.611 |
.132 |
.218 |
21.面對民眾時,會給我很大的壓力 |
.226 |
.156 |
.636 |
.155 |
20.我擔心這份工作會使我逐漸失去耐心 |
.351 |
.200 |
.566 |
.255 |
18.對某些同事所發生的事我並不關心 |
.117 |
.151 |
.078 |
.555 |
19.同事將他們遭遇到的問題歸咎於我 |
.319 |
.134 |
.176 |
.432 |
16.我能夠冷靜地處理工作上的問題 |
.057 |
.273 |
.153 |
.328 |
萃取方法:主軸因子。 旋轉方法:含 Kaiser 常態化的 Varimax 法。 |
||||
a. 轉軸收斂於 6 個疊代。 |
以下為回歸分析步驟:
l 首先在Analyze選單下的Regression下,選取「Linear…」
- 將「生活滿意度總分」放入「Dependent:」,將「性別」、「年齡」、「工作挫折感」、「工作價值與目標低落」、「工作興趣感低落」、「人際關係冷漠」放入「Inependent(s):」,Method選「Enter」(強迫進入法)。
l 以下在「Statistics」下勾選「Collinearity diagnostics」,檢查各因素間是否具有共線性問題。
報表說明
下表說明選入變項的方法為Enter(強迫進入法),依變項(Dependent Variable)選入「生活滿意度總分」,解釋變項(Inependent Variable)選入「性別」、「年齡」、「工作挫折感」、「工作價值與目標低落」、「工作興趣感低落」、「人際關係冷漠」。
由下表可知,解釋變數與應變數間多元相關係數(R)=0.603,決定係數為(R2)=.363,即所有投入的解釋變數可解釋36.3%的變異量。
以下為多元回歸的變異數摘要表,根據整體回歸模式的顯著性檢定結果,F值=8.836,p值=0.000(<α=0.05),整體回歸模式具有統計上的顯著意義。決定係數R2=SSR/SST=7997.770/22026.750=36.3%,即投入以上解釋變數後對依變項所能解釋的變異量為36.3%。
下表中,性別的迴歸係數為-.933,即男性的生活滿意度總分較女性少.933分,p=0.794(>α=0.05),即不同性別的生活滿意度總分沒有統計上的顯著差異。年齡的迴歸係數為-.532,即年齡每增加1歲,生活滿意度總分則少.532分,p=0.723(>α=0.05),即不同年齡的生活滿意度總分沒有統計上的顯著差異。工作挫折感的迴歸係數為-5.826,即工作挫折感的因素分數每增加一分,生活滿意度總分即減少5.826分,p=0.000(<α=0.05),即工作挫折感愈高,生活滿意度總分則愈低,且有統計上的顯著差異。工作價值與目標低落的迴歸係數為-5.388,即工作價值與目標低落的因素分數每增加一分,生活滿意度總分即減少5.388分,p=0.000(<α=0.05),即愈感到工作價值與目標低落,生活滿意度總分則愈低,且有統計上的顯著差異。工作興趣感低落的迴歸係數為-3.356,即工作興趣感低落的因素分數每增加一分,生活滿意度總分即減少3.356分,p=0.008(<α=0.05),即對工作愈不感興趣,生活滿意度總分則愈低,且有統計上的顯著差異。人際關係冷漠的迴歸係數為-2.390,即人際關係冷漠的因素分數每增加一分,生活滿意度總分即減少2.390分,p=0.062(>α=0.05),即同事間人際關係愈冷漠,生活滿意度總分則愈低,雖未達統計上的顯著差異,但p值已接近臨界點。
此外,各因素間的相關係數非常低,每兩個因素間的相關係數趨近於0,如下的Correlation表所示。此時將4個因素同時放入回歸模式中,Toreance與VIF皆接近於1,因此不存在共線性問題。
工作倦怠感量表因素分析摘要表
以上為「工作倦怠感量表因素分析摘要表」,共同性為4個因素對每個原始題目變異量所能解釋的部份。「3.我的工作讓我情緒疲憊」的共同性計算方式=0.8292+0.1332+0.15532+0.0962=0.737,其他以此類推。
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