求救。检验中介效应。如何用LISREL再处理bootstrap抽样结果？ - 服事人的（路22:26） --
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本帖最后由 yanghuaao 于
19:29 编辑 ) e$ a&&t3 G/ @+ c+ {* V; F
如题，渴求各位前辈指点迷津。如下是学生lisrel的语句
DA NI=14 NO=120MA=KMKM SY&bootstrap产生的1000个协方差矩阵&MO NX=4NK=3 NY=10 NE=2 PH=SY,FR PS=ST TD=DI,FR TE=DI,FR BE=FU,FI GA=FU,FIPA LY6(1 0)4(0 1)PA LX1(1 0 0)1(0 1 0)2(0 0 1)FI TD 1,1 TD2,2 LX 1,1 LX 2,2 LX 4,3FR GA 1,3 GA2,3 GA 2,1 GA 2,2FR BE 2,1VA 1 LX 1,1 LX2,2 LX 4,3PDOU MI SS SC IT=2000 AD=OFF ND=40 G&&n/ D3 M& X2 |* {
不知如何处理才能使LISREL运行这1000个矩阵，并输出中介效应检验结果呢？已尝试过在DA\MO命令行加入RP=1000语句，无解。6 I" N: U+ a2 j9 T1 k" S1 Q
先感谢诸位了。
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1. 现在已经没有人用 LISREL7 了。3 y/ s( y- u+ c
2. 为什么不用 Mplus，在Mplus 做 bootstrapping 只是一句指令而已。
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如果是三个变量的简单中介 可以用amos直接做的 不需要这么复杂的语法
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基于结构方程模型的多重中介效应分析_方杰
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求高手指点，用lisrel怎么检验中介效应，lisrel的测量模型 只能适用于验证性因子分析吗？探索性的可以做吗？
载入中......
验证性因子分析和探索性因子分析都是用spss做的吧。lisrel跟amos是差不多的
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论坛法律顾问：王进律师中介效应检验程序及其应用_甜梦文库
中介效应检验程序及其应用
! 心! 理! 学! 报! &##$ ， !& （%） ： &’$ ( &&#! ! !&#$ %&’&()*)+,&$ -,.,&$中介效应检验程序及其应用 !& 温忠麟’ ， ! 张! 雷& ! 侯杰泰& ! 刘红云&（ ’ 华南师范大学教育科学学院， 广州 %’#&&’ ） ! （ & 香港中文大学教育学院， 香港） （ & 北京师范大学心理学院， 北京 ’##?@% ） 摘! 要! 讨论了中介变量以及相关概念、 中介效应的估计； 比较了检验中介效应的主要方法； 提出了一个检验程 序， 它包含了依次检验和 ABC53 检验。该程序检验的第一类和第二类错误率之和通常比单一检验方法小， 既可以做 部分中介检验， 也可以做完全中介检验。作为示范例子， 引入中介变量研究学生行为对同伴关系的影响。 关键词! 中介变量， 检验， 第一类错误率， 功效， 同伴关系 分类号! -?$’& &’! 引言! ! 中介变量 （ 05=21DBE ） 是一个重要的统计概念， 国外涉及中介变量的研究很多， 依 F9G:HIJK 检索结 果， 仅 ’**? ( &##& 年涉及中介变量且在标题中含有 相关词条 （ 包括 05=21DBE、 05=21D26L 或 05=21D2B6 ） 的 依中 就有 ’’## 多篇。国内对中介变量的研究很少， 国期刊网 “ 文史哲” 和 “ 教育与社会科学” 专栏目录 的检索结果， ’**? ( &##& 年在标题或关键词中含有 “ 中介变量” 或 “ 中介效应” 的文章不足 &# 篇。这些 文章中， 有些只是做定性分析， 说说中介变量而已； 有些虽然做了统计分析， 但没有中介变量分析。只 有少数几篇做了涉及中介变量的统计分析， 其中较 好的如文 ［’ ］ 和 ［&］ ， 都使用了结构方程分析， 但对 中介效应的分析还是有点粗略。以文 ［’］ 为例， 标 题中出现了 “ 中介变量” ， 可见中介变量及其效应分 析应当是该文的重点。文中虽然估计了中介效应的 大小， 但没有报告中介效应的相对大小 （ 即中介效 应占全部效应的比例） ， 最大的不足是没有对中介 效应进行必要的检验。国内涉及中介变量的统计研 究稀少并且总体质量不高的原因可能是多方面的， 缺少方法论的研究是一个重要原因。事实上， 国内 还未见到专门讨论如何分析中介效应的文章。［ &］ ! ! 检验中介效应的方法很多， M1:N266B6 等人使用该文主要作者 ’**? 年提出的一个高功效 （ OB4)［ $］ 5E） 的检验方法 。但该方法的主要缺点是在有些情况下， 第一类错误率太大， 远远高于给定的显著性［ &］ 水平 。本文提出了一个包含两种检验方法的检 ［ $］ 验程序， 其中并没有 M1:N266B6 等人的方法 。新的检验程序很好地控制了第一类错误率， 同时又有 较高的检验功效。使用新提出的检验程序， 我们在 “ 学生行为对同伴关系的影响” 研究中对两个变量 （ 教师喜欢程度和教师管教方式） 进行了中介效应 的检验。&! 中介变量和相关概念! ! 在本文中， 假设我们感兴趣的是因变量 （ !） 和 自变量 （ &） 的关系。虽然它们之间不一定是因果关 系， 而可能只是相关关系， 但按文献上的习惯而使用 “ & 对 ! 的影响” 、 “ 因果链” 的说法。为了简单明确 起见， 本文在论述中介效应的检验程序时， 只考虑一 个自变量、 一个中介变量的情形。但提出的检验程 序也适合有多个自变量、 多个中介变量的模型 （见 %& ’ 节的讨论） 。 #$ %& 中介变量的定义 ! ! 考虑自变量 & 对因变量 ! 的影响， 如果 & 通过 影响变量 # 来影响 !， 则称 # 为中介变量。例如， “ 父亲的社会经济地位” 影响 “ 儿子的教育程度” ， 进［ %］ 而影响 “ 儿子的社会经济地位” 。又如， “ 工作环通过模拟研究比较了十几种检验方法。他们倾向于! 收稿日期： &##$)#&)#*!本研究得到全国教育科学+ 十五+ 规划教育部重点课题 （ ,-.#’#’&* ） 以及香港中文大学和华南师范大学心理应用研究中心 （ 教育部文科基 地） 资助。! 通讯作者： 温忠麟， /) 9:6;& 5=;& :6 万方数据! &’$! &期温忠麟等： 中介效应检验程序及其应用! #$&境” （ 如技术条件） 通过 “ 工作感觉” （ 如挑战性） 影［ #］ 响 “ 工作满意度” 。在这两个例子中， “ 儿子的教［ $) ］ ! ! 依据路径分析中的效应分解的术语 ， 中介效应属于间接效应 （ .8-.2,40 ,33,40 ） 。在图 $ 中， &是# 对 ! 的总效应， &’ 是经过中介变量 % 的间接效应 （ 也就是中介效应） ， & (是直接效应。当只有一个自 变量、 一个中介变量时， 效应之间有如下关系 ! ! ! ! ! ! ! & % &(& &’ （=） ! ! 当所有的变量都是标准化变量时， 公式 （=） 就［ $) ］ 是相关系数的分解公式 。但公式 （=） 对一般的育程度” 和 “ 工作感觉” 是中介变量。 ! ! 假设所有变量都已经中心化 （ 即均值为零） ， 可 用下列方程来描述变量之间的关系 （ 相应的路径图 见图 $ ） ： ! ! ! ! ! ! % &# & $$ ! ! ! ! ! % % &# & $’ ! ! ! ! ! ! % &(# & ’% & $) （$） （’） （)）回归系数也成立 （ 证明见 ［ $= ］ ） 。由公式 （=） 得 &)& ( % &’， 即 &)& (等于中介效应， 因而检验 (* ： &’ % * 与 (* ： &)&(% * 是等价的。但由于各自的检验统计量不 同， 检验结果可能不一样。 ! ! 中介效应都是间接效应， 但间接效应不一定是 中介效应。实际上， 这两个概念是有区别的。首先， 当中介变量不止一个时， 中介效应要明确是哪个中 介变量的中介效应， 而间接效应既可以指经过某个 特定中介变量的间接效应 （ 即中介效应） ， 也可以指 部分或所有中介效应的和。其次， 在只有一个中介 变量的情形， 虽然中介效应等于间接效应， 但两者还 是不等同。中介效应的大前提是自变量与因变量相 关显著， 否则不会考虑中介变量。但即使自变量与 因变量相关系数是零， 仍然可能有间接效应。下面! ! 假设 ! 与 # 的相关显著， 意味着回归系数 & 显 著 （ 即 (* ： & % * 的假设被拒绝） ， 在这个前提下考虑 中介变量 %。如何知道 % 真正起到了中介变量的 作用， 或者说中介效应 （ +,-./012 ,33,40 ） 显著呢？目 前有三种不同的做法［ )］。图 $! 中介变量示意图［ 5， 6］ ! ! 传统的做法是依次检验回归系数 。如果下的人造例子可以很好地说明这一有趣的现象 （ ［$& ］ ，@$’6 ； 也可参见 ［ $) ］ ，@=6 ） 。设 ! 是装配 线上工人的出错次数， # 是他的智力， % 是他的厌倦 程度。又设智力 （ #） 对厌倦程度 （ %） 的效应是 *A 5*5 （ % &） ， 厌倦程度 （ %） 对出错次数 （ !） 的效应也 是 *A 5*5 （ % ’） ， 而智力对出错次数的直接效应是B *A &* （ % & C） 。智力对出错次数的总效应 （ % &） 是零 （ 即智力与出错次数的相关系数是零） 。本例涉及 效应 （ 或相关系数） 的遮盖 （ D&@@2,DD.18 ） 问题。由于 实际中比较少见， 这里不多讨论。但从这个例子可 以看出中介效应和间接效应是有区别的。当然， 如 果修改中介效应的定义， 不以自变量与因变量相关 为前提， 则另当别论。在实际应用中， 当两个变量相 关不显著时， 通常不再进一步讨论它们的关系了。面两个条件成立， 则中介效应显著： （ .） 自变量显著 影响因变量； （ ..） 在因果链中任一个变量， 当控制了 它前面的变量 （ 包括自变量） 后， 显著影响它的后继 变量。这是 7/218 和 9,88: 定义的 （ 部分） 中介过［ 6］ 程 。如果 进 一 步 要 求： （ ... ） 在控制了中介变量后， 自变量对因变量的影响不显著， 变成了 ;&-- 和［ 5］ 9,88: 定义的完全中介过程 。在只有一个中介变： （ .） 系数 & 显 量的情形， 上述条件相当于 （ 见图 $ ） 著 （ 即 (* ： & % * 的假设被拒绝） ； （ ..） 系数 & 显著 （即 (* ： & % * 被拒绝） ， 且系数 ’ 显著 （ 即 (* ： ’ % * 被拒 绝） 。完全中介过程还要加上： （ ...） 系数 &(不显著。 ! ! 第二种做法是检验经过中介变量的路径上的回 归系数的乘积 &’ 是否显著， 即检验 (* ： &’ % * ， 如果&， $* ］ ， 这种做法其实是 拒绝原假设， 中介效应显著 ［ =，)! 中介效应分析方法! ! 由于中介效应是间接效应， 无论变量是否涉及 潜变量， 都可以用结构方程模型分析中介效应 （可 参考 ［ $) ］ ， 中文可参考 ［ $# ］ ） 。从路径图 （ 图 $） 可 以看出， 模型是递归的 （ 2,4&2D.E, ） ， 即在路径图上直 线箭头都是单向的， 没有反向或循环的直线箭头， 且 误差之间没有弧线箭头联系。所以， 如果所有变量将 &’ 作为中介效应。 ! ! 第三种做法是检验 & (与 & 的差异是否显著， 即 检验 (* ： & ? & ( % *， 如 果 拒 绝 原 假 设， 中介效应 。 万方数据 !& !# 中介效应与间接效应 显著［ $$ ， $’ ］# !&!心# # 理# # 学# # 报$! 卷都是显变量， 可以依次做方程 （&） ― （$） 的回归分 析， 来替代路径分析。就是说， 如果研究的是显变 量， 只需要做通常的回归分析就可以估计和检验中 介效应了。 # # 无论是回归分析还是结构方程分析， 用适当的 &， 统计软件都可以得到 ! 的估计 ! &； #， $， !%的估计 # &， $ & 或! ! & %， 以及相应的标准误。中介效应的估计是 # & $% & %! & %， 在显变量情形并且用通常的最小二乘回归估 ［ && ］ & 比 计时， 这两个估计相等 。在其他情形， 使用 # &$ 较直观， 并且它等于间接效应的估计。除了报告中 介效应的大小外， 还应当报告中介效应与总效应之 &（ &） 比 （# &$ ’ ! &() # &$ ） ， 或者中介效应与直接效应之比 & ’! &$ & (） ， 它们都可以衡量中介效应的相对大小 （# 杂得多。下面按检验的原假设分别讨论。 ! * &# 依次检验回归系数 # # 在三种做法中， 依次检验回归系数涉及的原假 # , + 被拒绝 设最多， 但其实是最容易的。如果 &+ ： 且 &+ ： $ , + 被拒绝， 则中介效应显著， 否则不显著。 完全中介效应还要检验 &+ ： ! ( , + 。检验统计量 ’ 等 于回归系数的估计除以相应的标准误。流行的统计 软件分析结果中一般都有回归系数的估计值、 标准 误和 ’ 值， 检验结果一目了然。这种检验的第一类 错误率很小， 郴会超过显著性水平， 有时会远远小于 显著性水平。问题在于当中介效应较弱时， 检验的 （ 检验结果是 功效很低。这容易理解， 如果 # 很小 不显著） ， 而 $ 很大 （ 检验结果是显著） ， 因而依次检 验的结果是中介效应不显著， 但实际上的 #$ 与零有 实质的差异 （ 中介效应存在） ， 此时犯了第二 类 错 # , + 且 $ , +， 即同 误。做联合检验 （ 原假设是 &+ ： 时检验 # 和 $ 的 显 著 性） ， 功效要比依次检验的［ $］ 。问题是联合检验的显著性水平与通常的不 高 ［ && ］中加入 “ =A ” 选 计算的结果一致。在输出指令 “ ?@ ” 项， 会输出包括间接效应在内的效应估计、 相应的标 准误和 ’ 值， 这个 ’ 值就是 ./012 检验中的 ) 值。 # # 由于涉及到参数的乘积的分布， 即使总体的 + 、 & * ( #$ 。还 , 和 - 都是正态分布， 并且是大样本， ),# &$ 是可能与标准正态分布有较大的出入。 B4CDEFF/F［ &］ 等人用该统计量但使用不同的临界值进行检验 。在他们的临界值表中， 显著性水平 +* +- 对应的临界 值是 +* 7& （ 而不是通常的 &* 7! ， 说明中介变量有更 多的机会被认为是显著的， 从而检验的功效提高了， 但第一类错误率也大大增加了） ， 该临界值表可以 ’ ’ JJJ* IK02EC* 4LK* 1MK ’ N M4OEMIP ’ 6EI2 ’ 从 GHHI：［ $］ P1HG/ML* GHP 下载。 B4CDEFF/F 等人 的模拟比较。# # 与中介效应的估计相比， 中介效应的检验要复研究发现， 在样本较小或总体的中介效应不大时， 使 用新的临界值检验的功效比同类检验的要高， 在总 体参数 # , + 且 $ , + 时第一类错误率与 +* +- 很接 近， 因而是一种比较好的检验方法。但在统计软件 采用该临界值表之前， 难以推广应用。而且， 当#, （ 此时也有 #$ , + ， 即中介 + 或 $ , + 只有一个成立时 效应为零） ， 第一类错误率远远高于 +* +- ， 这是该方 法的最大弊端。 !$ !# 检验 !& ： $%$(’ & # # 同样， 检验 &+ ： !.!(, + 的关键在于如何计算 ! &% ! & (的标准误。目前也有多种近似公式。 B4CDEFF/F［ $］ 等人 比较的结果是其中有两个公式得到的检验有较高的功效， 在总体参数 # , + 且 $ , + 时的第一 类错误率与 +* +- 很接近。一个是 Q2/RR 等人给出［ && ］ 的公式# #( !.!( , ) / +, ) ( !(（!）其中 / +, 是 + 和 , 的相关系数。另一个是 A611MP4F［ &8 ］ 等人推出的公式一样， 做起来有点麻烦。 !$ %# 检验 !& ： &# ’ & & 的标准误。 # # 检验 &+ ： #$ , + 的关键在于求出 # &$［ $］ 目前至少有 - 种以上的近似计算公式 。当样本容# # ( !.!( ,# # 当 # , + 但 $*+ 时 （ 此时 #$ , + ， 即中介效应为 零） ， 这两种公式对应的检验 （即 ’ , （! & %! & (） * ( !.!(作为 检验统计量） 的第一类错误率都很高。特别是公式 ， 对应的第一类错误率有可能高达 &++S 。事实 （! ） 上， 由公式 （!） 得 到 的 检 验 与 &+ ： $ , + 的检验等［ && ］ 价 。就是说， 即使中介效应不存在 （ #$ , + ） ， 只要( ! ) ( !(.8 ( ! ( !( ! & ./ +, !888（&）量比较大时 （ 如大于 -++ ） ， 各种检验的功效差别不 大。值得在此介绍的是 ./012 根据一阶 3452/6 展式［ 7， &+ ］ 得到的近似公式$ 显著， 检验结果就是中介效应显著 （ 犯了第一类错 误） 。 !$ )# 中介效应检验方法小结 # # 虽然检验的三种做法 （ 即三种检验类型） 的原 假设不一样， 但它们的本质是相同的： 中介效应为零&8 8 # & 8 (8 （-） $ ) $ (# ! & 的标准误。检验统计量 # # 其中， (# ， ( $ 分别是 # &， $ & * ( #$ 。 只 有 一 个 中 介 变 量 的 情 形， 是) , # &$ 9:.; ［ && ］ 万方数据 &=9 输出的间接效应的标准误与使用这个公式 # # # # # ( #$ ,! &期温忠麟等： 中介效应检验程序及其应用! #$%对应于下面三种情形之一： （$ ） ! & & & ’， （(） 仅!& ’， （)） 仅 & & ’； 而中介效应不为零则对应于 !& *’ 。 为了方便比较， 表 $ 列出了上面提到的在同类检验中较好的检验方法， 其中第一类错误率和功效的比［ )］ 较是归纳了 *+,-.//0/ 等人 的模拟结果。表 !& 中介效应检验方法的比较检验方法 依次检验 1233 和 -4//5 完全中介 &+?0/ 和［@］ -4//5 部分中介 ［%］检验统计量 ! & & &’ % & ’& ， #$ 6 ( & ! % & ’! ， 78 6 ) & & #$ 6 ) & , 9 : ; ,&第一类错误率 仅 ! &’ 仅 & &’功效 !&*’+’= ’&,’= ’&,’= ’&较低% & ’! ， % & ’& #$ 6 ( & ! #$ 6 ) & & 与部分中介的相同， 但显著性水平不同同上 +’= ’&同上 约 ’= ’&同上 约 ’= ’&同上 中等联合检验 (’ ： !& & ’［D］ A0B4C 一阶近似%& )&! %&! % !( ( ’&% ( ’( E& !+’= ’& 约 ’= ’&约 ’= ’& 较大约 ’= ’& 较大中等 很高*+,-.//0/［F］ 等人同上， 但临界值与标准正态分布的不同(’ ： * 6 *&& ’［ $$ ］ GC0HH 等人#$ 6 ) & （% *6% *&） & I + ,- ’ *& I # $( & % *6% *& ’ E’ !( * ( *&约 ’= ’&(很大 很大约 ’= ’& 约 ’= ’&较高 较高J?443K+/［ $( ］ 等人6 ( ’ * ’ *&$ 6 + ,!约 ’= ’&注： $ 是样本容量。 L +’= ’&L 表示远远小于 ’= ’& 。考虑 *&& ’ 的情形， 仅 ! & ’ 时的第一类错误率与 &， $ 有关； 仅 & & ’ 时的第一类错误率与 !， $ 有关； 功效与 !， &， $ 有关。#$ %& 一个实用的中介效应检验程序 ! ! 为了使一个中介效应检验的第一类错误率和第 二类错误率都比较小， 既可以检验部分中介效应， 又 可以检验完全中介效应， 而且还比较容易实施， 综合 表 $ 的结果， 我们提出如下检验程序。 ! ! $= 检验回归系数 *， 如果显著， 继续下面的第 ( 步。否则停止分析。［ @］ ! ! (= 做 &+?0/ 和 -4//5 部分中介检验， 即依次用公式 （&） 直接计 依次检验， 即使需要 A0B4C 检验， % 算 ’ !& 和检验统计量 ) & ! % & & ’ !& 都不算难。如果使用 MNAOPM 进行分析， 输出结果中可以找到本检验程序 所需的全部检验统计量的值和检验结果。下面看一 个实际例子。检验系数 !，&， 如果都显著， 意味着 , 对 . 的影响 至少有一部分是通过了中介变量 - 实现的， 第一类 错误率小于或等于 ’= ’& ， 继续下面第 ) 步。如果至 少有一个不显著， 由于该检验的功效较低 （ 即第二 类错误率较大） ， 所以还不能下结论， 转到第 F 步。［ %］ ! ! )= 做 1233 和 -4//5 完全中介检验中的第三个检验 （ 因为前两个在上一步已经完成） ， 即检验系 数 *&， 如果不显著， 说明是完全中介过程， 即,对. 的影响都是通过中介变量 - 实现的； 如果显著， 说 明只是部分中介过程， 即 , 对 . 的影响只有一部分 是通过中介变量 - 实现的。检验结束。［ D］ ! ! F= 做 A0B4C 检验， 如果显著， 意味着 - 的中介图 (! 中介效应检验程序效应显著， 否则中介效应不显著。检验结束。 ! ! 整个检验程序见图 ( 。这个程序有可能只需要 万方数据F! 学生行为对同伴关系影响的中介效 应分析! ! 要研究的是初中学生行为 （ ,） 对同伴关系 （ .） 的$ !&#心$ $ 理$ $ 学$ $ 报%! 卷影响。变量及其数据来自香港中文大学张雷教授主 持的儿童同伴关系研究， 本文只用到部分变量和数 据。有关的研究背景和量表及其施测方法等说明参 见 ［&#， &&］ ， 这里只简单地介绍有关变量的含义和符 号。学生行为 （ !） 是被试的违纪捣乱行为， 包括 & 个 题目 （如挑起争斗、 欺负同学、 说脏话等） ， 同伴关系 （ &） 是被试受同学欢迎的程度， 具体地说， 就是同班 同学有多少人将其列入喜欢的名单 （每人所列的喜欢 名录没有名额限制） 。老师的管教方式 （ #） 是被试对 班主任老师的管教方式的评价， 也有 & 个题目 （ 如班 主任愿意听我们的意见， 班主任的期望和要求明确清 晰， 等等） 。老师对学生的喜欢程度 （ $） 由班主任为 被试打分 （从 “ 一点都不喜欢” 到 “ 非常喜欢” ’ 级记 分） 。被试人数 % ( ’&’。由于潜变量和显变量的中 介效应检验方法是一样的， 为简单起见， 这里将上述 变量都作为显变量处理 （即用该变量包含的题目得分 的平均值作为变量值） 。所有变量都已经中心化， 数 据分析中只需要下面的协方差矩阵： &$ $ &#) #* $ $ $$ $ &) &%$ $ +) ,’ !$ - &) *#$ - .) .+$ $ &,) .’ - +) ..$ $ +) ’!$ $ 上述包含了中介变量 $ 的模型分析结果表明： 一方面， 学生行为对同伴关系有直接负效应， 即违纪 捣乱行为多的同学， 受同学欢迎的程度往往会低一 点。另一方面， 学生行为通过教师喜欢程度对同伴 关系有间接负效应， 即违纪捣乱行为多的同学， 老师 往往比较不喜欢， 而老师的态度会影响同学， 使同学 也比较不喜欢。 !& %$ 教师管教方式的中介效应分析 $ $ 假设我们认为学生的行为会影响老师的管教方 式， 而管教方式会影响同伴关系， 则管教方式是中介 变量。 $ $ 管教 方 式 （ #） 的中介效应分析结果 （ 标准化 解） 见表 % 。由于依次检验中的第二步检验不显著 （ 即 / 对 ) 的回归系数不显著， & ( 3+) *. ， . 5 +) +’ ） ， 检验 根据我们提出的检验程序， 需要做 6789: 检验， 14 统计量是 0 ( 2 13 1 . 5. 5 ;3 此处 2， 1 ( +) &#* ， 2 1 ( 3+) +%+ ， 5 2 ( +) +,& ， 3 5 3 ( +) +%& 2 1 !. . 3计算得 0 ( 3+) *. ， . 5 + - +’ 。所以管教方式 （ #） 的中 介效应不显著。表 &$ 管教方式 （ #） 的中介效应依次检验标准化回归方程 第一步 第二步 第三步 ’ ( (+/ .%. ) / ( (+/ +%+ ) ’ ( +/ &#* / $ (+/ ..! ) 回归系数检验 *+ ( +/ +,+ ，& ( (’/ #& !! *+ ( +/ +,& ，& ( (+/ *. *+ ( +/ +%& ，& ( ,/ *& !! *+ ( +/ +%& ， & ( (’/ *& !!#$ $ +) !%$ $ +) +&$使用广义最小二乘估计方法进行分析， 由于样本容 量大， 广义最小二乘估计与极大似然估计的结果非 常接近。 !& #$ 教师喜欢程度的中介效应分析 $ $ 假设我们认为学生行为会影响老师对他的喜欢 程度， 而同伴关系会受到老师喜欢程度的影响， 则喜 欢程度是中介变量。 $ $ 喜欢程度 （ $） 的中介效应分析结果见表 . ， 其 中的结果是标准化解， 用小写字母代表相应变量的 标准化变量。由于依次检验 （ 指前面 % 个 & 检验） 都 是显著的， 所以喜欢程度的中介效应显著。由于第 四个 & 检验也是显著， 所以是部分中介效应， 中介效 应 占 总 效 应 的 比 例 为 +/ %%# 0 +/ %,& 1 +/ .%. ( ’+/ #2 。表 %$ 喜欢程度 （ $） 的中介效应依次检验标准化回归方程 第一步 第二步 第三步 ’ ( (+/ .%. ) , ( (+/ %%# ) ’ ( + - %,& , $ 3+) &&, ) 回归系数检验 *+ ( +) +,+ ，& ( 3’) # !! *+ ( +) +%& ，& ( 3#) *!!!! 注： *+ 表示标准误。 表示在 +/ +& 水平上显著。’$ 讨论和结语’( #$ 讨论 $ $ 虽然为了行文简便， 本文前面只考虑一个自变 量和一个中介变量的模型， 但所提出的检验程序也 适合有多个自变量或 （ 和） 多个中介变量的模型， 只 是此时 “ 完全中介” 的概念没有多大意义， 即不用考 虑做 “ 完全中介” 检验。下面以两个自变量 !& 、 !.［ .+ ］ 和两个中介变量 6& 、 6. ， 并且都含交互效应项 （ 分别是 !& !. 和 6& 6. ） 的模型为例加以说明。$ $ 假设所有变量都已经中心化 （ 即均值为零） ， 类 似于方程 （&） ― （%） 并加以推广， 可用下列方程来描 述变量之间的关系： & ( 7& ! & ; 7. ! . ; 7% ! & ! . ; 8& 6& ( 2&& !& ; 2&. !. ; 2&% !& !. ; 8&. 6. ( 2.& !& ; 2.. !. ; 2.% !& !. ; 8.. 6& 6. ( 2%& !& ; 2%. !. ; 2%% !& !. ; 8%.*+ ( +) +,+ ，& ( #) * !! *+ ( +) +,+ ，& ( 3.) # !!!! 注： *+ 表示标准误。 . 4 +) +& 。万方数据! &期温忠麟等： 中介效应检验程序及其应用! #$%! & &’ $ #$ ( &’ ) #) ( &’ * #$ #) ( $$ %$ ( $) %) ( $* %$ %) ( &* ! ! 在自变量和中介变量不止一个时， 研究者首先要 明确， 感兴趣的是哪个自变量经过哪个中介变量的 中介效应。然后找出哪些系数分别对应于本文提出 的中介效应检验程序 （ 图 )） 中的系数 &， ’， $， &’， 就可 以检验了 （ 但不用检验 +’的显著性） 。例如， 要检验 ,$ 经过 %) 的中介效应是否显著， 则与 &， ’， $， &’对应 的分别是 &$ ， ’)$ ， $) ， &’$ ； 要检验 #$ #) 经过 %$ 的中介 效应是否显著， 则与 &， ’， $， & ’对应的分别是 &* ， ’$* ， $$ ， &’* ； 要检验 #) 经过 -$ -) 的中介效应是否显著， 则与 &， ’， $， &’对应的分别是 &) ， ’*) ， $* ， &’) 。在实际应 用中， 一般不会考虑经过 -$ -) 的中介效应， 因为解 释起来比较困难。如果画出了路径图， 则容易从图 上找出与 &， ’， $， &’对应的路径 （ 系数） 并用本文提出 的检验程序加以检验。 ! ! 还要注意的一点是， 当自变量或中介变量不止 一个时， 公式 （.） 不再成立。例如， 要检验 #$ 经过 %) 的中介效应是否显著， 与 &， ’， $， & ’对应的分别是 &$ ， ’)$ ， $) ， &’$ 。此时 &$ & & ’$ ( ’)$ $) 一般来说是不成 立的。 !& #$ 结语 ! ! 在多变量分析中， 除了考虑自变量对因变量的 影响外， 经常还会涉及中介变量。例如， 有间接效应 的路径分析， 其实已经涉及中介变量， 但研究者如果 不知道相应的概念和分析方法， 自然不可能进行真 正的中介效应分析 （ 特别是中介效应的检验） 。 ! ! 本文提出的中介效应检验程序， 可以做部分中 介效应和完全中介效应的检验。由于同时考虑了两 类错误率， 该程序比单一的检验方法要好。而且， 该 程序简单可行， 计算量少。该程序可以让读者避免 在繁多的检验方法中无所适从， 能够按部就班地进 行中介效应的检验。 参 考 文 献W; I H?@D5CB&?2 ?& @1=0?A& =? =1&= @1AB5=B?2 52A ?=01C B2=1CQ12B26 Q5CB5GF1 1&&1+=&; 8&E+0?F?6B+5F -1=0?A&， )JJ) ， R （$） ： K* L $J. . ! -5+SB22?2 7 8，T?+UV??A H -，9?&&@52 3 -; I 21V @1=0?A =? =1&= &?C @1AB5=B?2; 85D1C DC1&12=1A 5= =01 522O5F @11=B26 ?& =01 /?P +B1=E &?C 8C1Q12=B?2 X1&15C+0，85CU HB=E，Y:; $%%K ，3O21 & ! 7O2+52 Z 7，M15=01C@52 7 T，7O2+52 [; /?+B?1+?2?@B+ G5+UP 6C?O2A 52A 5+0B1Q1@12=; \1V ]?CU：/1@B25C 8C1&&， $%R) # ! 35@1& T X，[C1== 3 -; -1AB5=?C&，@?A1C5=?C& 52A =1&=& &?C @1AB5P =B?2; 3?OC25F ?& IDDFB1A 8&E+0?F?6E， $%K. ， #% （)） ：*JR L *)$ R ! 3OAA H -，S122E 7 I; 8C?+1&& 525FE&B&：^&=B@5=B26 @1AB5=B?2 B2 =C15=@12= 1Q5FO5=B?2&; ^Q5FO5=B?2 X1QB1V， $%K$ ， & （&） ： #J) L #$% K ! [5C?2 X -，S122E 7 I; :01 @?A1C5=?CP@1AB5=?C Q5CB5GF1 AB&=B2+P H?2+1D=O5F， &=C5=16B+， 52A &=5P =B?2 B2 &?+B5F D&E+0?F?6B+5F C1&15C+0： =B&=B+5F +?2&BA1C5=B?2&; 3?OC25F ?& 81C&?25FB=E 52A /?+B5F 8&E+0?F?6E， $%K# ，&$ （#） ：$$R* L $$K) % ! /?G1F - ^; I&E@D=?=B+ +?2&BA12+1 B2=1CQ5F& &?C B2ABC1+= 1&&1+=& B2 ; /?+B?F?6B+5F &=CO+=OC5F 1_O5=B?2 @?A1F&; ‘2： / T1B205CA=（ ^A; ） @1=0?A?F?6E $%K); 45&0B26=?2，7H：I@1CB+52 /?+B?F?6B+5F I&&?+BP 5=B?2，$%K); )%J L *$) $J! /?G1F - ^; 7BC1+= 52A B2ABC1+= 1&&1+=& B2 FB215C &=CO+=OC5F 1_O5=B?2 @?A1F&; ‘2：3 / T?26（ ^A; ）H?@@?2 DC?GF1@& a DC?D1C &?FO=B?2&; [1Q1CFE 9BFF&，HI：/561，$%KK; .# L #. $$! HF?66 H H，81=U?Q5 ^，/0B05A10 ^ /; /=5=B&=B+5F @1=0?A& &?C 525FEP bB26 +?FF5D&BGBFB=E B2 C16C1&&B?2 @?A1F&; 3?OC25F ?& ^AO+5=B?25F /=5P $%%) ，$R （$） ：&$ L R. =B&=B+&， $)! MC11A@52 T /，/+05=bUB2 I; /5@DF1 &Bb1 &?C &=OAEB26 B2=1C@1AB5=1 12AD?B2=& VB=0B2 B2=1CQ12=B?2 =CB5F& ?& ?G&1CQ5=B?25F &=OAB1&; I@1CBP $%%) ， $*# ：$$.K L $$&% +52 3?OC25F ?& ^DBA1@B?F?6E， $*! [?FF12 S I; /=CO+=OC5F 1_O5=B?2& VB=0 F5=12= Q5CB5GF1&; \1V ]?CU： 4BF1E，$%K% $.! -5+SB22?2 7 8， 45C&B N，7VE1C 3 9; I &B@OF5=B?2 &=OAE ?& @1ABP 5=1A 1&&1+= @15&OC1&; -OF=BQ5CB5=1 [105QB?C5F X1&15C+0，$%%& ， *J （$） ： .$ L #) $&! -+&5==1C X -; :01 O&1 ?& &=CO+=OC5F 1_O5=B?2 @?A1F& B2 B2=1CDC1=B26 C16C1&&B?2 1_O5=B?2& B2+FOAB26 &ODDC1&&?C 52A 12052+1C Q5CB5GF1&; IDDFB1A 8&E+0?F?6B+5F -15&OC1@12=， $%R% ，* ：$)* L $*& $#! 95O S :，412 c，H0126 /=CO+=OC5F ^_O5=B?2 -?A1F 52A ‘=& IDP DFB+5=B?2& （ B2 H0B21&1） ; [1BdB26： ^AO+5=B?25F /+B12+1 8C1&&， )JJ. （ 侯杰泰， 温忠麟， 成子娟; 结构方程模型及其应用; 北京： 教 育科学出版社， )JJ. ） $R! 3eC1&U?6 S N，/eCG?@ 7; T‘/X^T K ：Y&1C’ & C1&1C12+1 6OBA1; H0BP +56?，‘T：/+B12=B&B+ /?&=V5C1 ‘2=1C25=B?25F， $%%# $K! H0526 T; W5CB5GF1 1&&1+=& ?& +0BFAC12’& 566C1&&B?2，&?+B5F VB=0AC5V 52A DC?&?+B5F F15A1C&0BD 5& &O2+=B?2& ?& =15+01C G1FB1&& 52A G105QP B?C&; H0BFA 71Q1F?D@12=， )JJ* ，R. ：&*& L &.K $%! H0526 T， TBO 9， 412 c， MO26 S， 4526 ]， ,O ]; -1AB5=B26 =15+01C FBUB26 52A @?A1C5=B26 5O=0?CB=5=BQ1 =15+01CB26 ?2 H0B21&1 5A?F1&P +12=&’ D1C+1D=B?2& ?& 52=B&?+B5F 52A DC?&?+B5F G105QB?C&; 3?OC25F ?& ^AO+5=B?25F 8&E+0?F?6E， )JJ. ， %# （)） ： *#% L *KJ )J! IBU12 T /，41&= / N; -OF=BDF1 C16C1&&B?2：:1&=B26 52A B2=1CDC1=B26 B2=1C5+=B?2&; \1VGOCE 85CU，HI：/561，$%%$$ ! /012 3，26 9，:526 7; :01 1&&1+=& ?& @1AB5=?C& ?2 =01 56B26 ?& DCB@5CE @12=5F 5GBFB=B1&（ B2 H0B21&1 ） ; I+=5 8&E+0?F?6B+5 /B2B+5， )JJ* ， *& （#） ： KJ) L KJ% ! ! （ 申继亮， 王大华， 彭华茂， 唐丹; 基 本心 理能 力老 化的 中介 变 量; 心理学报， )JJ* ， *& （#） ： KJ) L KJ% ） ) ! M526 8，,B?26 7，NO? H; :01 1&&1+= ?& D5C12=B26 &=EF1& ?2 +0BFP AC12 ’ & 5+5A1@B+ 5+0B1Q1@12= （ B2 H0B21&1 ） ; 8&E+0?F?6B+5F /+BP 12+1， )JJ* ， （$） ： RK L K$ ! ! （ 方平，熊端琴，郭春彦; 父母教养方式对子女学业成就影响的 研究; 心理科学， )JJ* ， （$） ： RK L K$ ） * ! -5+SB22?2 7 8，T?+UV??A H -，9?&&@52 3 -，41&= / N，/011=&万方数据$ !&#心$ $ 理$ $ 学$ $ 报%! 卷!&#!$%& ’%( ’))*$+’!$,% ,- !.& /&($’!$%& &--&+!#& &’( )*+(,-.(/， $ 0*1(, 2’.& $ 314 5.6781. & $ 2.4 3+(,94(%（ / !&#$%&’ () *+$#&&,(-，.($&/ 0/,-& 1(23&% 4-,5627,&’，8$&-9:/($ :/#!%/ ，0/,-&） （ & !&#$%&’ () *+$#&&,(-，;/6 0/,-676 4-,5627,&’ () &(-9 =(-9，&(-9 =(-9，0/,-&） （ % !&#$%&’ () &7’#/(%(9’，?6,@,-9 1(23&% 4-,5627,&’，?6,@,-9 /##;&: ，0/,-&）’*’ =+(=’&6? +@ A’B.16+C 1(B C’-16’B =+(?6C4=6?，1? D’-- 1? 6*’ ’?6.A16.+( +@ A’B.16.(, ’@@’=6? D’C’ B.?=4??’BE F1?’B +( 6*’ =+A&1C.?+( +@ G1C.+4? 6’?6.(, A’6*+B?，1 &C+=’B4C’ D1? &C+&+?’B D*.=* D1? 1 =+A&+?.6’ 6’?6 B’C.G’B @C+A 6D+ ’H7 .?6.(, 6’?6.(, A’6*+B?E 8*’ (’D-9 &C+&+?’B &C+=’B4C’ .? -.I’-9 6+ J’ J’66’C 6*1( 1(9 ?.(,-’ 6’?6.(, A’6*+B .( 6’CA? +@ 6*’ ?4A +@ 69&’ / 1(B 69&’ & ’CC+C C16’?E K+C’+G’C，.6 =1( J’ 4?’B 6+ 6’?6 J+6* &1C6.1- 1(B @4-- A’B.16.(, ’@@’=6?E L? 1( .--4?7 6C16.+(，6*’ &C+=’B4C’ D1? 1&&-.’B 6+ 1( ’A&.C.=1- ?64B9 +( ?64B’(6?M 1(6.?+=.1- J’*1G.+C? 1(B 6*’.C ’@@’=6? +( &’’C C’-17 6.+(?E 678 9:3;1$ A’B.16+C，6’?6 ，69&’ / ’CC+C C16’，&+D’C，&’’C C’-16.+(E万方数据中介效应检验程序及其应用作者： 作者单位： 刊名： 英文刊名： 年，卷(期)： 被引用次数： 温忠麟， 张雷， 侯杰泰， 刘红云 温忠麟(华南师范大学教育科学学院,广州,510631;香港中文大学教育学院,香港)， 张雷,侯 杰泰(香港中文大学教育学院,香港)， 刘红云(北京师范大学心理学院,北京,100875) 心理学报 ACTA PSYCHOLOGICA SINICA ) 708次参考文献(20条) 1.申继亮;王大华;彭华茂;唐丹 基本心理能力老化的中介变量[期刊论文]-心理学报 .方平;熊端琴;郭春彦 父母教养方式对子女学业成就影响的研究[期刊论文]-心理科学 .MacKinnon D P;Lockwood C M;Hoffman J M;West S G, Sheets V A Comparison of methods to test mediation and other intervening variable effects .MacKinnon D P;Lockwood C M;Hoffman J M A new method to test for mediation. 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