Mplus：多組分析課件

Mplus快速入門與精通多組分析Mplus快速入門與精通多組分析1多組模型一項(xiàng)研究要比較中美大學(xué)生抑郁體驗(yàn)程度的差異，分別收集了500名大學(xué)生在某種抑郁量表上的得分，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩組得分存在統(tǒng)計(jì)學(xué)上的差異。能否認(rèn)為中國(guó)大學(xué)生抑郁體驗(yàn)高于/低于美國(guó)大學(xué)生？研究人員編制了“組織創(chuàng)新氣氛量表”十八題短題本的量表，根據(jù)理論基礎(chǔ)提出了六因子結(jié)構(gòu)模型，分別收集了172名男生和140名女生的數(shù)據(jù)。如何比較男女生之間的模型擬合和參數(shù)估計(jì)情況？

多組模型一項(xiàng)研究要比較中美大學(xué)生抑郁體驗(yàn)程度的差異，分別收集2多組模型單組模型（single-groupmodel）數(shù)據(jù)來自同一總體多組模型（multi-groupmodel）數(shù)據(jù)來自不同總體或組別多組模型單組模型（single-groupmodel）多組3國(guó)家地區(qū)社會(huì)經(jīng)濟(jì)水平文化背景多組模型分組依據(jù)不同總體不同個(gè)體不同時(shí)間點(diǎn)性別年齡民族受教育水平同組樣本重復(fù)測(cè)量不同組樣本跨時(shí)間比較《角色壓力、工作家庭沖突和心理抑郁的中美比較——社會(huì)支持的調(diào)節(jié)作用》——金家飛等（2014）《回族與漢族青少年自我結(jié)構(gòu)模型比較研究》——董耘等（2009）《Longitudinalinvarianceofposttraumaticstressdisordersymptomsinadolescentearthquakesurvivors》》——Wang,M.&Elhai,J.D.（2012）國(guó)家多組模型分組依據(jù)不同總體不同個(gè)體不同時(shí)間點(diǎn)性別同組樣本重4多組模型分類多組驗(yàn)證性因子模型（multi-groupCFAmodel）測(cè)量模型的多組比較驗(yàn)證量表是否在不同的組別中對(duì)概念或潛變量的測(cè)量具有不變性多組結(jié)構(gòu)方程模型（multi-groupSEM）結(jié)構(gòu)模型的多組比較考察特定因果效應(yīng)的跨組不變性跨時(shí)間不變性同組樣本縱向比較不同總體、組別間隨時(shí)間變化而變化的結(jié)局發(fā)展軌跡（多組潛發(fā)展模型）

多組模型分類多組驗(yàn)證性因子模型（multi-groupCF5多組驗(yàn)證性因子模型目的：檢驗(yàn)量表的因子結(jié)構(gòu)不變性檢驗(yàn)因子載荷不變性檢驗(yàn)條目截距不變性檢驗(yàn)因子方差/協(xié)方差不變性檢驗(yàn)因子均數(shù)不變性檢驗(yàn)誤差方差/協(xié)方差不變性

多組驗(yàn)證性因子模型目的：6多組驗(yàn)證性因子模型步驟：確定每個(gè)組的基線模型（baselinemodel）：有意義的、簡(jiǎn)約并能最佳擬合數(shù)據(jù)的單組模型。構(gòu)建組態(tài)模型（configuralmodel）：將所有組別的基線模型結(jié)合在一起同時(shí)進(jìn)行估計(jì)，模型的擬合函數(shù)是組別模型擬合函數(shù)的加權(quán)組合。在組態(tài)模型中對(duì)有關(guān)參數(shù)施加跨組等同限制。比較非限制模型和限制模型間的模型2值差異，如果施加限制后模型2值變化統(tǒng)計(jì)顯著，則拒絕相應(yīng)的參數(shù)不變性假設(shè)。

多組驗(yàn)證性因子模型步驟：7多組驗(yàn)證性因子模型多組一階驗(yàn)證性因子分析模型（

multi-groupfirst-orderCFAmodel）創(chuàng)傷后應(yīng)激障礙（PosttraumaticStressDisorder，PTSD）是指?jìng)€(gè)體因經(jīng)歷異乎尋常的威脅性或?yàn)?zāi)難性應(yīng)激事件或情景，而導(dǎo)致延遲出現(xiàn)和長(zhǎng)期存在的精神障礙，包括了17條基本癥狀。Weathers等編制的PTSD篩查表是以17條癥狀為基礎(chǔ)編制的自評(píng)篩查問卷，King等提出了一個(gè)一階四因子模型：再體驗(yàn)、回避、情感麻木和高警覺。下面將以4因子相關(guān)PTSD模型來演示跨性別不變性檢驗(yàn)。多組驗(yàn)證性因子模型多組一階驗(yàn)證性因子分析模型（multi-8多組驗(yàn)證性因子模型第一步：確定基線模型首先利用驗(yàn)證性因素分析分別擬合男女生樣本，建立了兩個(gè)相似但不完全相同的基線模型，如圖：兩個(gè)模型具有相同的因子，且有相同模式的固定和自由因子載荷，但是為了改善模型擬合效果，兩個(gè)基線模型中設(shè)定了有限的誤差協(xié)方差：男生組中設(shè)定了Cov（ε11，ε16），女生組中設(shè)定了Cov（ε9，ε10）。建立基線模型的Mplus程序如下：基線模型：男生組基線模型：女生組多組驗(yàn)證性因子模型第一步：確定基線模型基線模型：男生組基線模9多組驗(yàn)證性因子模型Mplus程序ex4.1aTITLE:malebaselinemodel;DATA:FILEISPTSDgender.dat;VARIABLE:NAMESAREgroupy1-y17;

USEVARIABLESAREy1-y17;

USEOBSERVATIONS=GROUPEQ1;ANALYSIS:ESTIMATOR=MLM;MODEL:

F1BYy1-y5;

F2BYy6y7;

F3BYy8-y12;

F4BYy13-y17;

y11WITHy16;OUTPUT:SAMPSTATTECH1MODINDICES;Mplus程序ex4.1bTITLE:femalebaselinemodel;DATA:FILEISPTSDgender.dat;VARIABLE:NAMESAREgroupy1-y17;

USEVARIABLESAREy1-y17;

USEOBSERVATIONS=GROUPEQ2;ANALYSIS:ESTIMATOR=MLM;MODEL:F1BYy1-y5;

F2BYy6y7;

F3BYy8-y12;

F4BYy13-y17;

y9WITHy10;OUTPUT:SAMPSTATTECH1MODINDICES;多組驗(yàn)證性因子模型Mplus程序ex4.1aMplus程序e10多組驗(yàn)證性因子模型以上的Mplus程序里，數(shù)據(jù)讀自文本文件PTSDgender.dat。該文件包含了17個(gè)觀測(cè)變量和性別變量，以性別變量group為分組依據(jù)。USEOBSERVATIONS=GROUPEQ1語句表示在第一組分析中，只選擇男性樣本。同理，第二組分析中只選擇女性樣本。兩基線模型擬合數(shù)據(jù)較好，男生組中，CFI=0.985，TLI=0.982，RMSEA=0.022，置信區(qū)間為（0.000,0.038）；女生組中，

CFI=0.960，TLI=0.951，RMSEA=0.038，置信區(qū)間為（0.022,0.051）。表明量表有良好的概念有效性，且兩個(gè)目標(biāo)總體有相同的因子結(jié)構(gòu)。分析輸出結(jié)果見ex4.1a.out、ex4.1b.out。多組驗(yàn)證性因子模型以上的Mplus程序里，數(shù)據(jù)讀自文本文件P11多組驗(yàn)證性因子模型第二步：構(gòu)建組態(tài)模型在樣本基線模型確定之后，可將兩個(gè)基線模型并入一個(gè)組態(tài)模型，得出組態(tài)模型擬合指標(biāo)及參數(shù)估計(jì)結(jié)果。該模型是基線模型的多組表達(dá)。多組驗(yàn)證性因子模型第二步：構(gòu)建組態(tài)模型12多組驗(yàn)證性因子模型Mplus程序ex4.2aTITLE:First-orderCFAconfiguralmodel;DATA:FILEISPTSDgender.dat;VARIABLE:NAMESAREgroupy1-y17;

USEVARIABLESAREy1-y17;

GROUPING=group(1=male2=female);ANALYSIS:ESTIMATOR=MLM;MODEL:

F1BYy1-y5;

F2BYy6y7;

F3BYy8-y12;

F4BYy13-y17;

[F1@0F2@0F3@0F4@0];MODELmale:y11WITHy16;MODELfemale:F1BYy1@1y2-y5;

F2BYy6@1y7;

F3BYy8@1y9-y12;

F4BYy13@1y14-y17;

[y1-y17*];

y9WITHy10;OUTPUT:SAMPSTATTECH1;多組驗(yàn)證性因子模型Mplus程序ex4.2a13多組驗(yàn)證性因子模型

命令GROUPING=group(1=male2=female)用于識(shí)別數(shù)據(jù)中的樣本或組別，這里將所有變量分成兩組，即男生組和女生組。MODEL指令中設(shè)定的模型是一個(gè)整體模型，適用于該研究的所有組別。兩組中因子的載荷模型相同；另外，出于模型識(shí)別的需要，本例將所有的因子均數(shù)都固定為零：[F1@0F2@0F3@0F4@0]。MODELmale和MODELfemale是組模型指令，用于設(shè)定組別模型。例如，在男生組中設(shè)定協(xié)方差Cov（ε11，ε16）為自由參數(shù)，而在女生組中則將

Cov（ε9，ε10）設(shè)定為自由參數(shù)。為了解除對(duì)因子載荷等同的限制，在組模型指令中，對(duì)女生組的因子載荷進(jìn)行了重新設(shè)定，在因子載荷模式相同的前提下，允許因子載荷估計(jì)跨組變化。利用[y1-y17*]命令對(duì)女生組的條目截距重新設(shè)定。輸出結(jié)果表明，該模型擬合數(shù)據(jù)良好：CFI=0.972，TLI=0.966，RMSEA=0.031，置信區(qū)間為（0.018,0.041）。分析輸出結(jié)果見ex4.2a.out多組驗(yàn)證性因子模型命令GROUPING=group(114多組驗(yàn)證性因子模型第三步：在組態(tài)模型中對(duì)有關(guān)參數(shù)施加跨組等同限制。為了檢驗(yàn)測(cè)量不變性，可逐步對(duì)測(cè)量參數(shù)施加三個(gè)限制：因子跨組不變性限制、條目截距跨組不變性限制和誤差/協(xié)方差跨組不變性限制。檢驗(yàn)測(cè)量不變性有不同的標(biāo)準(zhǔn)：弱測(cè)量不變性：要求因子載荷跨組不變強(qiáng)測(cè)量不變性：要求因子載荷和條目截距跨組不變嚴(yán)格測(cè)量不變性：要求因子載荷、條目截距以及測(cè)量誤差方差/協(xié)方差跨組不變多組驗(yàn)證性因子模型第三步：在組態(tài)模型中對(duì)有關(guān)參數(shù)施加跨組等同15多組驗(yàn)證性因子模型因子載荷不變性檢驗(yàn)因子載荷表示每個(gè)觀察標(biāo)識(shí)/條目與其所代表的潛變量/因子間的線性關(guān)系程度。因子載荷跨組不變因子分值變化一個(gè)單位，觀察測(cè)量條目分值變化一個(gè)單位進(jìn)行下一步檢驗(yàn)判斷標(biāo)準(zhǔn)：Δ2檢驗(yàn)、ΔCFI≤0.01、ΔTLI≤0.01因子載荷跨組不同因子分值變化一個(gè)單位，觀察測(cè)量條目分值變化不同觀察測(cè)量在各組中不存在測(cè)量不變性多組驗(yàn)證性因子模型因子載荷不變性檢驗(yàn)因子載荷跨組不變因子分值16多組驗(yàn)證性因子模型Mplus程序ex4.2bTITLE:Testinginvariancesoffactorloadingcrosssamples;DATA:FILEISPTSDgender.dat;VARIABLE:NAMESAREgroupy1-y17;USEVARIABLESAREy1-y17;GROUPING=group(1=male2=female);ANALYSIS:ESTIMATOR=MLM;MODEL:F1BYy1-y5;F2BYy6y7;F3BYy8-y12;F4BYy13-y17;[F1@0F2@0F3@0F4@0];MODELmale:y11WITHy16;MODELfemale:[y1-y17*];y9WITHy10;OUTPUT:SAMPSTATTECH1;多組驗(yàn)證性因子模型Mplus程序ex4.2b17多組驗(yàn)證性因子模型與Mplus程序ex4.2a不同的是，以上程序沒有在組模型指令（即“MODELmale”和“MODELfemale”指令）中設(shè)定因子載荷，這樣因子載荷被默認(rèn)跨組不變。Mplus輸出ex4.2a和Mplus輸出ex4.2b間的模型Δ2為301.668-284.865=16.803，

Δdf=237-224=13，模型2值變化統(tǒng)計(jì)不顯著，p>.05（查表可知2(13,0.05)=22.362）。兩模型CFI值之差為0.972-0.971=0.001<0.01。兩模型TLI值之差為0.966-0.966=0.000<0.01。因子載荷跨組不變量表至少具有弱測(cè)量不變性多組驗(yàn)證性因子模型與Mplus程序ex4.2a不同的是，以上18多組驗(yàn)證性因子模型條目截距不變性檢驗(yàn)條目截距代表一個(gè)測(cè)量的原點(diǎn)或純量，對(duì)條目截距不變性進(jìn)行檢驗(yàn)也是為了評(píng)估條目應(yīng)答值是否在組間存在系統(tǒng)差別。若條目截距跨組非不變，則表明研究中至少有一個(gè)組的研究對(duì)象對(duì)條目的應(yīng)答值系統(tǒng)地或呈規(guī)律性地不同于其他組的研究對(duì)象。檢驗(yàn)方法：對(duì)條目截距施加跨組等同限制，然后將此限制模型與組態(tài)模型進(jìn)行比較。判斷標(biāo)準(zhǔn)：Δ2檢驗(yàn)、ΔCFI≤0.01、ΔTLI≤0.01多組驗(yàn)證性因子模型條目截距不變性檢驗(yàn)19多組驗(yàn)證性因子模型Mplus程序ex4.2cTITLE:Imposingequalityrestrictionsonitemintercepts;DATA:FILEISPTSDgender.dat;VARIABLE:NAMESAREgroupy1-y17;USEVARIABLESAREy1-y17;GROUPING=group(1=male2=female);ANALYSIS:ESTIMATOR=MLM;MODEL:F1BYy1-y5;F2BYy6y7;F3BYy8-y12;F4BYy13-y17;[F1@0F2@0F3@0F4@0];MODELmale:y11WITHy16;MODELfemale:y9WITHy10;OUTPUT:SAMPSTATTECH1;多組驗(yàn)證性因子模型Mplus程序ex4.2c20多組驗(yàn)證性因子模型以上Mplus程序與前面的Mplus程序唯一區(qū)別是從組模型指令“MODELfemale”中刪除了“[y1-y17*]”語句，因此測(cè)量條目的截距默認(rèn)設(shè)定為跨組不變。Mplus輸出ex4.2a和Mplus輸出ex4.2c間的模型Δ2為339.468-284.865=54.603，Δdf=254-224=30，模型2值變化統(tǒng)計(jì)顯著，p<.01（查表可知2(30,0.01)=50.892）。兩模型CFI值之差為0.972-0.961=0.011>0.01。兩模型TLI值之差為0.966-0.958=0.008<0.01。條目截距跨組存在差異至少有一組條目應(yīng)答值不同于其他組依次對(duì)各條目截距進(jìn)行限制，并檢驗(yàn)2值之差多組驗(yàn)證性因子模型以上Mplus程序與前面的Mplus程序唯21多組驗(yàn)證性因子模型因子方差/協(xié)方差不變性檢驗(yàn)因子方差是對(duì)潛變量值變異的測(cè)量，而因子間的協(xié)方差是兩潛變量間的關(guān)聯(lián)。因子方差/協(xié)方差通常會(huì)有總體異質(zhì)性，表現(xiàn)為不同總體或組別間的因子方差或協(xié)方差不同，可通過比較具有與不具有因子方差/協(xié)方差等同限制的CFA模型來檢驗(yàn)。判斷標(biāo)準(zhǔn)：Δ2檢驗(yàn)、ΔCFI≤0.01、ΔTLI≤0.01多組驗(yàn)證性因子模型因子方差/協(xié)方差不變性檢驗(yàn)22多組驗(yàn)證性因子模型Mplus程序ex4.3aTITLE:Imposingequalityrestrictionsonfactorvariances/covariances;！DATA、VARIABLE、ANALYSIS、MODEL指令與ex4.2a相同MODELmale:F1(1);F2(2);F3(3);F4(4);

F1WITHF2(5);

F1WITHF3(6);F1WITHF4(7);F2WITHF3(8);F2WITHF4(9);F3WITHF4(10);y11WITHy16;MODELfemale:F1(1);F2(2);F3(3);F4(4);F1WITHF2(5);F1WITHF3(6);F1WITHF4(7);F2WITHF3(8);F2WITHF4(9);F3WITHF4(10);y9WITHy10;OUTPUT:SAMPSTATTECH1;多組驗(yàn)證性因子模型Mplus程序ex4.3a23多組驗(yàn)證性因子模型以上程序中，組模型指令“MODELmale”與“MODELfemale”中每一個(gè)因子方差/協(xié)方差后分別賦上了一個(gè)值，這樣，Mplus程序便設(shè)定對(duì)應(yīng)的因子方差和協(xié)方差跨組相等。Mplus輸出ex4.2a和Mplus輸出ex4.3a間的模型Δ2為355.047-284.865=70.182，

Δdf=264-224=40，模型2值變化統(tǒng)計(jì)顯著，p<.01（查表可知2(40,0.01)=

63.691）。兩模型CFI值之差為0.972-0.959=0.013>0.01。兩模型TLI值之差為0.966-0.957=0.009<0.01。因子方差/協(xié)方差跨組存在差異存在總體異質(zhì)性依次對(duì)各因子方差/協(xié)方差進(jìn)行限制，并檢驗(yàn)2值之差多組驗(yàn)證性因子模型以上程序中，組模型指令“MODELmal24多組驗(yàn)證性因子模型為檢驗(yàn)因子均數(shù)差異，只需要去除Mplus程序ex4.2a中[F1@0F2@0F3@0F4@0]限制，此時(shí)，男生組默認(rèn)為參照組，因子均數(shù)均固定為0，而女生組作為對(duì)照組，其因子均數(shù)可自由取值，通過兩組模型因子均值差異性檢驗(yàn)比較因子均數(shù)是否具有跨組不變性。誤差方差/協(xié)方差不變性檢驗(yàn)的方法與上述檢驗(yàn)過程基本一致，添加命令“y1-y17（數(shù)字）”即可實(shí)現(xiàn)。由于不同學(xué)科對(duì)誤差方差等值的要求是不一樣的，所以設(shè)定等同也可以不做要求，具體依研究背景而定。以上檢驗(yàn)過程以一階因子模型為例，在高階模型、多質(zhì)多法模型、雙因子模型、潛狀態(tài)-特質(zhì)模型等其他模型中，同樣可采用該方法，這里不再贅述。多組驗(yàn)證性因子模型為檢驗(yàn)因子均數(shù)差異，只需要去除Mplus程25練習(xí):多組CFA分析以生活滿意度量表為例,運(yùn)用實(shí)證性因素分析,考察在中國(guó)文化下網(wǎng)絡(luò)測(cè)驗(yàn)和傳統(tǒng)紙筆測(cè)驗(yàn)之間的測(cè)量不變性。數(shù)據(jù)文件：

Cai2008.txt模型共有一個(gè)潛變量根據(jù)模型修正指數(shù)，對(duì)兩個(gè)組建立最佳擬合模型依次對(duì)各參數(shù)跨組不變性進(jìn)行檢驗(yàn)

蔡華儉等人（2008）《網(wǎng)絡(luò)測(cè)驗(yàn)和紙筆測(cè)驗(yàn)的測(cè)量不變性研究——以生活滿意度量表為例》練習(xí):多組CFA分析以生活滿意度量表為例,運(yùn)用實(shí)證性因26多組結(jié)構(gòu)方程模型以上討論了如何用多組CFA模型或多組測(cè)量模型來檢驗(yàn)因子的跨組不變性，下面將示范如何用多組SEM模型來考查特定因果效應(yīng)的跨組不變性。在一個(gè)可識(shí)別的結(jié)構(gòu)方程模型中，可以使用多組SEM模型檢驗(yàn)路徑系數(shù)或因果效應(yīng)是否在兩個(gè)或更多不同總體或者不同組中具有不變性。與多組CFA模型類似，可以限定多組SEM模型的一些路徑系數(shù)跨組不變，而其他系數(shù)仍然保持跨組不同。限制性SEM模型和非限制性SEM模型的比較仍然通過考查模型Δ2、ΔCFI、

ΔTLI進(jìn)行。由于多組結(jié)構(gòu)方程模型與多組驗(yàn)證性因素分析模型在檢驗(yàn)過程和判斷標(biāo)準(zhǔn)上存在相似性，下面將只提供部分Mplus程序命令，不再運(yùn)用具體數(shù)據(jù)和估計(jì)結(jié)果進(jìn)行比較。多組結(jié)構(gòu)方程模型以上討論了如何用多組CFA模型或多組測(cè)量模型27多組結(jié)構(gòu)方程模型在關(guān)于美國(guó)農(nóng)村毒品吸食者的研究中，研究者于2003-2005年間在美國(guó)的俄亥俄州和肯塔基州進(jìn)行取樣。研究以《簡(jiǎn)明癥狀問卷-18（BSI-18）》量表調(diào)查結(jié)果為基礎(chǔ)，測(cè)量被試精神癥狀的三個(gè)維度：軀體化(SOM)、抑郁(DEP)和焦慮(ANX)，三個(gè)分量表分別由6個(gè)條目進(jìn)行估計(jì)。研究假設(shè)：可卡因吸食頻數(shù)(CRACK)影響抑郁和焦慮，而沒有反向影響抑郁是焦慮的函數(shù)，而非相反并進(jìn)一步檢驗(yàn)：在控制個(gè)人背景變量和可卡因吸食頻數(shù)后，抑郁和焦慮的關(guān)系在兩個(gè)總體中是否具有不變性在控制個(gè)人背景變量后，吸食可卡因頻數(shù)對(duì)抑郁與焦慮的效應(yīng)在兩總體中是否具有不變性多組結(jié)構(gòu)方程模型在關(guān)于美國(guó)農(nóng)村毒品吸食者的研究中，研究者于228多組結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)步驟：設(shè)置基線模型構(gòu)建組態(tài)SEM模型檢驗(yàn)路徑系數(shù)跨組不變性檢驗(yàn)間接效應(yīng)跨組不變性多組結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)步驟：29多組結(jié)構(gòu)方程模型俄亥俄州基線模型VARIABLE:NAMES=Y1-Y18GENDERWHITEAGEEDUCRACKSITE;USEVARIABLES=Y1-Y12GENDERWHITEAGEEDUCRACK;USEOBSERVATIONS=SITEEQ1;！選擇俄亥俄州樣本MODEL:DEPBYY1-Y6;ANXBYY7-Y12;Y8WITHY5;Y9WITHY12;DEPONANXCRACKGENDERWHITEAGEEDU;ANXONCRACKGENDERWHITEAGEEDU;

CRACKONGENDERWHITEAGEEDU;

！納入4個(gè)協(xié)變量預(yù)測(cè)抑郁、焦慮和可卡因吸食頻數(shù)多組結(jié)構(gòu)方程模型俄亥俄州基線模型30多組結(jié)構(gòu)方程模型肯塔基州基線模型VARIABLE:NAMES=Y1-Y18GENDERWHITEAGEEDUCRACKSITE;USEVARIABLES=Y1-Y12GENDERWHITEAGEEDUCRACK;USEOBSERVATIONS=SITEEQ2;！選擇肯塔基州樣本MODEL:DEPBYY1-Y6;ANXBYY7-Y12;

Y8WITHY5;

Y9WITH18;！該部分與俄亥俄州基線模型略有不同DEPONANXCRACKGENDERWHITEAGEEDU;ANXONCRACKGENDERWHITEAGEEDU;

CRACKONGENDERWHITEAGEEDU;

多組結(jié)構(gòu)方程模型肯塔基州基線模型31多組結(jié)構(gòu)方程模型組態(tài)SEM模型構(gòu)建：VARIABLE:NAMES=Y1-Y18GENDERWHITEAGEEDUCRACKSITE;USEVARIABLES=Y1-Y12GENDERWHITEAGEEDUCRACK;GROUPING=SITE(1=OH2=KY);ANALYSIS:ESTIMATOR=MLMV;!為程序中使用SAVEDATA指令MODEL:DEPBYY1-Y6;

ANXBYY7-Y12;

Y8WITHY5;

DEPONANXCRACKGENDERWHITEAGEEDU;

ANXONCRACKGENDERWHITEAGEEDU;

CRACKONGENDERWHITEAGEEDU;

MODELOH:Y9WITHY12;MODELKY:Y9WITHY8;SAVEDATA:DIFFTEST=TEST_H0_1.DAT;!用于保存模型估計(jì)信息（存于問件TEST_H0_1.DAT中)多組結(jié)構(gòu)方程模型組態(tài)SEM模型構(gòu)建：VARIABLE:32多組結(jié)構(gòu)方程模型路徑系數(shù)跨組不變性檢驗(yàn)：ANALYSIS:ESTIMATOR=MLMV;

DIFFTEST=TEST_H0_1.DAT；!調(diào)用組態(tài)模型中保存的H0-1模型信息MODEL:DEPBYY1-Y6;

ANXBYY7-Y12;

Y8WITHY5;

DEPONANXCRACKGENDERWHITEAGEEDU;

ANXONCRACKGENDERWHITEAGEEDU;

CRACKONGENDERWHITEAGEEDU;

MODELOH:Y9WITHY12;

DEPONANX(1)CRACKGENDERWHITEAGEEDU;!(1)表示將DEP對(duì)ANX的回歸斜率系數(shù)限定相等ANXONCRACKGENDERWHITEAGEEDU;

CRACKONGENDERWHITEAGEEDU;

MODELKY:Y9WITHY8;DEPONANX(1)CRACKGENDERWHITEAGEEDU;ANXONCRACKGENDERWHITEAGEEDU;

CRACKONGENDERWHITEAGEEDU;

多組結(jié)構(gòu)方程模型路徑系數(shù)跨組不變性檢驗(yàn)：ANALYSIS:33多組結(jié)構(gòu)方程模型間接效應(yīng)跨組不變性檢驗(yàn)：一個(gè)間接效應(yīng)如果具有跨組非不變性，則意味著該間接效應(yīng)與組別間存在著交互作用。假設(shè)：可卡因吸食頻數(shù)通過焦慮對(duì)抑郁所起的間接效應(yīng)在俄亥俄州和肯塔基州的農(nóng)村毒品吸食者中具有不變性。表示為CRACK→ANX→DEP，并通過β

31β

23進(jìn)行估計(jì)。其中，β

31是CRACK對(duì)ANX的直接效應(yīng)，β

23是ANX對(duì)DEP的直接效應(yīng)。多組結(jié)構(gòu)方程模型間接效應(yīng)跨組不變性檢驗(yàn)：34多組結(jié)構(gòu)方程模型間接效應(yīng)跨組不變性檢驗(yàn)：MODELOH:Y9WITHY12;DEPONANX(b23_OH)CRACKGENDERWHITEAGEEDU;!!ANX對(duì)DEP直接效應(yīng)命名為b23_OH

ANXONCRACK(b31_OH)

GENDERWHITEAGEEDU;

!CRACK對(duì)ANX直接效應(yīng)命名為b31_OHCRACKONGENDERWHITEAGEEDU;

MODELCONSTRAINT:

NEW(IND_OH);!定義新變量

IND_OH=b23_OH*b31_OH;!估計(jì)間接效應(yīng)MODELKY:Y9WITHY8;DEPONANX(b23_KY)CRACKGENDERWHITEAGEEDU;

ANXONCRACK(b31_KY)GENDERWHITEAGEEDU;

CRACKONGENDERWHITEAGEEDU;

MODELCONSTRAINT:

NEW(IND_KY);

IND_OH=b23_KY*b31_KY;多組結(jié)構(gòu)方程模型間接效應(yīng)跨組不變性檢驗(yàn)：MODELOH:35同組樣本縱向比較/縱向不變性相對(duì)于橫斷研究，縱向研究有獨(dú)特的優(yōu)勢(shì)。而縱向研究與多組不變性分析的流程相同，但在參數(shù)估計(jì)方面存在某些差異，即允許同一測(cè)量指標(biāo)的誤差相關(guān)。以PTSD為例，PTSD潛結(jié)構(gòu)一直是該領(lǐng)域長(zhǎng)久以來懸而未決的問題之一。過往的研究雖然報(bào)告了PTSD不同癥狀能隨時(shí)間流逝而緩解，但只是在觀測(cè)變量水平上進(jìn)行的。下面利用一個(gè)時(shí)隔6個(gè)月施測(cè)兩次的PCL-C數(shù)據(jù)來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ涂v向不變性。數(shù)據(jù)包括了403個(gè)被試在PCL上的得分，采用4因子相關(guān)PTSD模型來逐步分析和解釋結(jié)果。同組樣本縱向比較/縱向不變性相對(duì)于橫斷研究，縱向研究有獨(dú)特的36同組樣本縱向比較/縱向不變性數(shù)據(jù)格式參數(shù)檢驗(yàn)命令及結(jié)果見ex4.5a-ex4.5g文件同組樣本縱向比較/縱向不變性數(shù)據(jù)格式37同組樣本縱向比較/縱向不變性TITLE:ThisisanexampleofalongitudinalinvarianceDATA:FILEISptsdreanalysis.dat;VARIABLE:NAMESAREy1-y34;!定義變量，由于兩次測(cè)量的數(shù)據(jù)包含在

!同一個(gè)數(shù)據(jù)文件中，所以是34個(gè)指標(biāo)；ANALYSIS:ESTIMATOR=MLM;!由于數(shù)據(jù)分布并非完全正態(tài)，所以這里采用MLM法MODEL:f11BYy1-y5;!定義第1次測(cè)量的f1因子；

f12BYy6-y7;!定義第1次測(cè)量的f2因子；

f13BYy8-y12;!定義第1次測(cè)量的f3因子；

f14BYy13-y17;!定義第1次測(cè)量的f4因子；

f21BYy18-y22;!定義第2次測(cè)量的f1因子；

f22BYy23-y24;!定義第2次測(cè)量的f2因子；

f23BYy25-y29;!定義第2次測(cè)量的f3因子；

f24BYy30-y34;!定義第2次測(cè)量的f4因子；

y1-y17pwithy18-y34;!用pwith設(shè)定誤差方差相關(guān)；output:stand;!MODINDICES(3.0);同組樣本縱向比較/縱向不變性TITLE:This38同組樣本縱向比較/縱向不變性加設(shè)負(fù)荷等值TITLE:ThisisanexampleofalongitudinalinvarianceDATA:FILEISptsdreanalysis.dat;VARIABLE:NAMESAREy1-y34;!定義變量，由于兩次測(cè)量的數(shù)據(jù)包含在

!同一個(gè)數(shù)據(jù)文件中，所以是34個(gè)指標(biāo)；ANALYSIS:ESTIMATOR=MLM;!由于數(shù)據(jù)分布并非完全正態(tài)，所以這里采用MLM法MODEL: f11BYy1y2-y5(1-5);!通過相同的數(shù)字設(shè)定負(fù)荷等值；

f12BYy6y7(6-7);f13BYy8y9-y12(8-12);f14BYy13y14-y17(13-17);f21BYy18y19-y22(1-5);f22BYy23y24(6-7);f23BYy25y26-y29(8-12);f24BYy30y31-y34(13-17);y1-y17pwithy18-y34;output:stand;!MODINDICES(3.0);同組樣本縱向比較/縱向不變性加設(shè)負(fù)荷等值39同組樣本縱向比較/縱向不變性!加設(shè)項(xiàng)目截距等值：

[y1y18](18);!通過相同的數(shù)字設(shè)定項(xiàng)目截距等值；

[y2y19](19);[y3y20](20);[y4y21](21);[y5y22](22);[y6y23](23);[y7y24](24);

[y8y25](25);[y9y26](26);[y10y27](27);[y11y28](28);[y12y29](29);

[y13y30](30);[y14y31](31);[y15y32](32);[y16y33](33);[y17y34](34);[f21*];[f22*];[f23*];[f24*];!由于前面兩步Mplus默認(rèn)因子均值為0，

!從第三步嚴(yán)格不變性開始只默認(rèn)第一組的因子均值為0，其他組自由估計(jì)。

!然而本例采用"單組模型"，所以第二次測(cè)量的因子均值也被當(dāng)作第一組

!因子處理了，因此在這里開始加上第二次因子均值自由估計(jì)的語句。

OUTPUT:SAMPSTATstand;!MODINDICES(3.0);同組樣本縱向比較/縱向不變性!加設(shè)項(xiàng)目截距等值：40同組樣本縱向比較/縱向不變性!加設(shè)誤差方差等值：

y1y18(35);!通過相同的數(shù)字設(shè)定誤差方差等值，此時(shí)誤差共變被去除；

y2y19(36);y3y20(37);y4y21(38);y5y22(39);y6y23(40);y7y24(41);y8y25(42);y9y26(43);y10y27(44);y11y28(45);y12y29(46);y13y30(47);y14y31(48);y15y32(49);y16y33(50);y17y34(51);[f21*];[f22*];[f23*];[f24*];!由于前面兩步Mplus默認(rèn)因子均值為0，

!從第三步嚴(yán)格不變性開始只默認(rèn)第一組的因子均值為0，其他組自由估計(jì)。

!然而本例采用"單組模型"，所以第二次測(cè)量的因子均值也被當(dāng)作第一組

!因子處理了，因此在這里開始加上第二次因子均值自由估計(jì)的語句。

OUTPUT:stand;!MODINDICES(3.0);同組樣本縱向比較/縱向不變性!加設(shè)誤差方差等值：41同組樣本縱向比較/縱向不變性!加設(shè)方差等值：

F11F21(52);F12F22(53);F13F23(54);F14F24(55);!F11-F14@1;!F21-F24@1;[f21*];[f22*];[f23*];[f24*];!由于前面兩步Mplus默認(rèn)因子均值為0，

!從第三步嚴(yán)格不變性開始只默認(rèn)第一組的因子均值為0，其他組自由估計(jì)。

!然而本例采用"單組模型"，所以第二次測(cè)量的因子均值也被當(dāng)作第一組

!因子處理了，因此在這里開始加上第二次因子均值自由估計(jì)的語句。

OUTPUT:SAMPSTATstand;!MODINDICES(3.0);同組樣本縱向比較/縱向不變性!加設(shè)方差等值：42同組樣本縱向比較/縱向不變性

!加設(shè)因子方差等值：

F11F21(52);F12F22(53);F13F23(54);F14F24(55);

!加設(shè)因子協(xié)方差等值：

f11withf12(56);f11withf13(57);f11withf14(58);f12withf13(59);f12withf14(60);

f13withf14(61);f21withf22(56);f21withf23(57);f21withf24(58);f22withf23(59);

f22withf24(60);f23withf24(61);

[f21*];[f22*];[f23*];[f24*];!由于前面兩步Mplus默認(rèn)因子均值為0，

!從第三步嚴(yán)格不變性開始只默認(rèn)第一組的因子均值為0，其他組自由估計(jì)。

!然而本例采用"單組模型"，所以第二次測(cè)量的因子均值也被當(dāng)作第一組

!因子處理了，因此在這里開始加上第二次因子均值自由估計(jì)的語句。OUTPUT:stand;!MODINDICES(3.0);同組樣本縱向比較/縱向不變性!加設(shè)因子方差等值：43同組樣本縱向比較/縱向不變性

!加設(shè)因子方差等值：

F11F21(52);F12F22(53);F13F23(54);F14F24(55);

!加設(shè)因子協(xié)方差等值：

f11withf12(56);f11withf13(57);f11withf14(58);f12withf13(59);f12withf14(60);

f13withf14(61);f21withf22(56);f21withf23(57);f21withf24(58);f22withf23(59);

f22withf24(60);f23withf24(61);

[f21*];[f22*];[f23*];[f24*];

!加設(shè)潛均值等值；

[f21@0];[f22@0];[f23@0];[f24@0];!由于第一組（第一次測(cè)量）因子均值默認(rèn)為0，所以這里

!設(shè)定第二組（第二次測(cè)量）因子均值為0來限定兩組等值?；蛘咧苯訉⑵鋭h除。

OUTPUT:stand;!MODINDICES(3.0);同組樣本縱向比較/縱向不變性!加設(shè)因子方差等值：44同組樣本縱向比較/縱向不變性

!加設(shè)因子方差等值：

F11F21(52);F12F22(53);F13F23(54);F14F24(55);

!加設(shè)因子協(xié)方差等值：

f11withf12(56);f11withf13(57);f11withf14(58);f12withf13(59);f12withf14(60);

f13withf14(61);f21withf22(56);f21withf23(57);f21withf24(58);f22withf23(59);

f22withf24(60);f23withf24(61);

[f21*];[f22*];[f23*];[f24*];

!加設(shè)潛均值等值；

[f21@0];[f22@0];[f23@0];[f24@0];!由于第一組（第一次測(cè)量）因子均值默認(rèn)為0，所以這里

!設(shè)定第二組（第二次測(cè)量）因子均值為0來限定兩組等值?；蛘咧苯訉⑵鋭h除。

OUTPUT:stand;!MODINDICES(3.0);同組樣本縱向比較/縱向不變性!加設(shè)因子方差等值：45不同組樣本跨時(shí)間比較這里涉及到了潛變量增長(zhǎng)模型中的一些內(nèi)容，具體操作和結(jié)果解釋將放在第5講內(nèi)容中介紹。不同組樣本跨時(shí)間比較這里涉及到了潛變量增長(zhǎng)模型中的一些內(nèi)容，46Mplus快速入門與精通多組分析Mplus快速入門與精通多組分析47多組模型一項(xiàng)研究要比較中美大學(xué)生抑郁體驗(yàn)程度的差異，分別收集了500名大學(xué)生在某種抑郁量表上的得分，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩組得分存在統(tǒng)計(jì)學(xué)上的差異。能否認(rèn)為中國(guó)大學(xué)生抑郁體驗(yàn)高于/低于美國(guó)大學(xué)生？研究人員編制了“組織創(chuàng)新氣氛量表”十八題短題本的量表，根據(jù)理論基礎(chǔ)提出了六因子結(jié)構(gòu)模型，分別收集了172名男生和140名女生的數(shù)據(jù)。如何比較男女生之間的模型擬合和參數(shù)估計(jì)情況？

多組模型一項(xiàng)研究要比較中美大學(xué)生抑郁體驗(yàn)程度的差異，分別收集48多組模型單組模型（single-groupmodel）數(shù)據(jù)來自同一總體多組模型（multi-groupmodel）數(shù)據(jù)來自不同總體或組別多組模型單組模型（single-groupmodel）多組49國(guó)家地區(qū)社會(huì)經(jīng)濟(jì)水平文化背景多組模型分組依據(jù)不同總體不同個(gè)體不同時(shí)間點(diǎn)性別年齡民族受教育水平同組樣本重復(fù)測(cè)量不同組樣本跨時(shí)間比較《角色壓力、工作家庭沖突和心理抑郁的中美比較——社會(huì)支持的調(diào)節(jié)作用》——金家飛等（2014）《回族與漢族青少年自我結(jié)構(gòu)模型比較研究》——董耘等（2009）《Longitudinalinvarianceofposttraumaticstressdisordersymptomsinadolescentearthquakesurvivors》》——Wang,M.&Elhai,J.D.（2012）國(guó)家多組模型分組依據(jù)不同總體不同個(gè)體不同時(shí)間點(diǎn)性別同組樣本重50多組模型分類多組驗(yàn)證性因子模型（multi-groupCFAmodel）測(cè)量模型的多組比較驗(yàn)證量表是否在不同的組別中對(duì)概念或潛變量的測(cè)量具有不變性多組結(jié)構(gòu)方程模型（multi-groupSEM）結(jié)構(gòu)模型的多組比較考察特定因果效應(yīng)的跨組不變性跨時(shí)間不變性同組樣本縱向比較不同總體、組別間隨時(shí)間變化而變化的結(jié)局發(fā)展軌跡（多組潛發(fā)展模型）

多組模型分類多組驗(yàn)證性因子模型（multi-groupCF51多組驗(yàn)證性因子模型目的：檢驗(yàn)量表的因子結(jié)構(gòu)不變性檢驗(yàn)因子載荷不變性檢驗(yàn)條目截距不變性檢驗(yàn)因子方差/協(xié)方差不變性檢驗(yàn)因子均數(shù)不變性檢驗(yàn)誤差方差/協(xié)方差不變性

多組驗(yàn)證性因子模型目的：52多組驗(yàn)證性因子模型步驟：確定每個(gè)組的基線模型（baselinemodel）：有意義的、簡(jiǎn)約并能最佳擬合數(shù)據(jù)的單組模型。構(gòu)建組態(tài)模型（configuralmodel）：將所有組別的基線模型結(jié)合在一起同時(shí)進(jìn)行估計(jì)，模型的擬合函數(shù)是組別模型擬合函數(shù)的加權(quán)組合。在組態(tài)模型中對(duì)有關(guān)參數(shù)施加跨組等同限制。比較非限制模型和限制模型間的模型2值差異，如果施加限制后模型2值變化統(tǒng)計(jì)顯著，則拒絕相應(yīng)的參數(shù)不變性假設(shè)。

多組驗(yàn)證性因子模型步驟：53多組驗(yàn)證性因子模型多組一階驗(yàn)證性因子分析模型（

multi-groupfirst-orderCFAmodel）創(chuàng)傷后應(yīng)激障礙（PosttraumaticStressDisorder，PTSD）是指?jìng)€(gè)體因經(jīng)歷異乎尋常的威脅性或?yàn)?zāi)難性應(yīng)激事件或情景，而導(dǎo)致延遲出現(xiàn)和長(zhǎng)期存在的精神障礙，包括了17條基本癥狀。Weathers等編制的PTSD篩查表是以17條癥狀為基礎(chǔ)編制的自評(píng)篩查問卷，King等提出了一個(gè)一階四因子模型：再體驗(yàn)、回避、情感麻木和高警覺。下面將以4因子相關(guān)PTSD模型來演示跨性別不變性檢驗(yàn)。多組驗(yàn)證性因子模型多組一階驗(yàn)證性因子分析模型（multi-54多組驗(yàn)證性因子模型第一步：確定基線模型首先利用驗(yàn)證性因素分析分別擬合男女生樣本，建立了兩個(gè)相似但不完全相同的基線模型，如圖：兩個(gè)模型具有相同的因子，且有相同模式的固定和自由因子載荷，但是為了改善模型擬合效果，兩個(gè)基線模型中設(shè)定了有限的誤差協(xié)方差：男生組中設(shè)定了Cov（ε11，ε16），女生組中設(shè)定了Cov（ε9，ε10）。建立基線模型的Mplus程序如下：基線模型：男生組基線模型：女生組多組驗(yàn)證性因子模型第一步：確定基線模型基線模型：男生組基線模55多組驗(yàn)證性因子模型Mplus程序ex4.1aTITLE:malebaselinemodel;DATA:FILEISPTSDgender.dat;VARIABLE:NAMESAREgroupy1-y17;

USEVARIABLESAREy1-y17;

USEOBSERVATIONS=GROUPEQ1;ANALYSIS:ESTIMATOR=MLM;MODEL:

F1BYy1-y5;

F2BYy6y7;

F3BYy8-y12;

F4BYy13-y17;

y11WITHy16;OUTPUT:SAMPSTATTECH1MODINDICES;Mplus程序ex4.1bTITLE:femalebaselinemodel;DATA:FILEISPTSDgender.dat;VARIABLE:NAMESAREgroupy1-y17;

USEVARIABLESAREy1-y17;

USEOBSERVATIONS=GROUPEQ2;ANALYSIS:ESTIMATOR=MLM;MODEL:F1BYy1-y5;

F2BYy6y7;

F3BYy8-y12;

F4BYy13-y17;

y9WITHy10;OUTPUT:SAMPSTATTECH1MODINDICES;多組驗(yàn)證性因子模型Mplus程序ex4.1aMplus程序e56多組驗(yàn)證性因子模型以上的Mplus程序里，數(shù)據(jù)讀自文本文件PTSDgender.dat。該文件包含了17個(gè)觀測(cè)變量和性別變量，以性別變量group為分組依據(jù)。USEOBSERVATIONS=GROUPEQ1語句表示在第一組分析中，只選擇男性樣本。同理，第二組分析中只選擇女性樣本。兩基線模型擬合數(shù)據(jù)較好，男生組中，CFI=0.985，TLI=0.982，RMSEA=0.022，置信區(qū)間為（0.000,0.038）；女生組中，

CFI=0.960，TLI=0.951，RMSEA=0.038，置信區(qū)間為（0.022,0.051）。表明量表有良好的概念有效性，且兩個(gè)目標(biāo)總體有相同的因子結(jié)構(gòu)。分析輸出結(jié)果見ex4.1a.out、ex4.1b.out。多組驗(yàn)證性因子模型以上的Mplus程序里，數(shù)據(jù)讀自文本文件P57多組驗(yàn)證性因子模型第二步：構(gòu)建組態(tài)模型在樣本基線模型確定之后，可將兩個(gè)基線模型并入一個(gè)組態(tài)模型，得出組態(tài)模型擬合指標(biāo)及參數(shù)估計(jì)結(jié)果。該模型是基線模型的多組表達(dá)。多組驗(yàn)證性因子模型第二步：構(gòu)建組態(tài)模型58多組驗(yàn)證性因子模型Mplus程序ex4.2aTITLE:First-orderCFAconfiguralmodel;DATA:FILEISPTSDgender.dat;VARIABLE:NAMESAREgroupy1-y17;

USEVARIABLESAREy1-y17;

GROUPING=group(1=male2=female);ANALYSIS:ESTIMATOR=MLM;MODEL:

F1BYy1-y5;

F2BYy6y7;

F3BYy8-y12;

F4BYy13-y17;

[F1@0F2@0F3@0F4@0];MODELmale:y11WITHy16;MODELfemale:F1BYy1@1y2-y5;

F2BYy6@1y7;

F3BYy8@1y9-y12;

F4BYy13@1y14-y17;

[y1-y17*];

y9WITHy10;OUTPUT:SAMPSTATTECH1;多組驗(yàn)證性因子模型Mplus程序ex4.2a59多組驗(yàn)證性因子模型

命令GROUPING=group(1=male2=female)用于識(shí)別數(shù)據(jù)中的樣本或組別，這里將所有變量分成兩組，即男生組和女生組。MODEL指令中設(shè)定的模型是一個(gè)整體模型，適用于該研究的所有組別。兩組中因子的載荷模型相同；另外，出于模型識(shí)別的需要，本例將所有的因子均數(shù)都固定為零：[F1@0F2@0F3@0F4@0]。MODELmale和MODELfemale是組模型指令，用于設(shè)定組別模型。例如，在男生組中設(shè)定協(xié)方差Cov（ε11，ε16）為自由參數(shù)，而在女生組中則將

Cov（ε9，ε10）設(shè)定為自由參數(shù)。為了解除對(duì)因子載荷等同的限制，在組模型指令中，對(duì)女生組的因子載荷進(jìn)行了重新設(shè)定，在因子載荷模式相同的前提下，允許因子載荷估計(jì)跨組變化。利用[y1-y17*]命令對(duì)女生組的條目截距重新設(shè)定。輸出結(jié)果表明，該模型擬合數(shù)據(jù)良好：CFI=0.972，TLI=0.966，RMSEA=0.031，置信區(qū)間為（0.018,0.041）。分析輸出結(jié)果見ex4.2a.out多組驗(yàn)證性因子模型命令GROUPING=group(160多組驗(yàn)證性因子模型第三步：在組態(tài)模型中對(duì)有關(guān)參數(shù)施加跨組等同限制。為了檢驗(yàn)測(cè)量不變性，可逐步對(duì)測(cè)量參數(shù)施加三個(gè)限制：因子跨組不變性限制、條目截距跨組不變性限制和誤差/協(xié)方差跨組不變性限制。檢驗(yàn)測(cè)量不變性有不同的標(biāo)準(zhǔn)：弱測(cè)量不變性：要求因子載荷跨組不變強(qiáng)測(cè)量不變性：要求因子載荷和條目截距跨組不變嚴(yán)格測(cè)量不變性：要求因子載荷、條目截距以及測(cè)量誤差方差/協(xié)方差跨組不變多組驗(yàn)證性因子模型第三步：在組態(tài)模型中對(duì)有關(guān)參數(shù)施加跨組等同61多組驗(yàn)證性因子模型因子載荷不變性檢驗(yàn)因子載荷表示每個(gè)觀察標(biāo)識(shí)/條目與其所代表的潛變量/因子間的線性關(guān)系程度。因子載荷跨組不變因子分值變化一個(gè)單位，觀察測(cè)量條目分值變化一個(gè)單位進(jìn)行下一步檢驗(yàn)判斷標(biāo)準(zhǔn)：Δ2檢驗(yàn)、ΔCFI≤0.01、ΔTLI≤0.01因子載荷跨組不同因子分值變化一個(gè)單位，觀察測(cè)量條目分值變化不同觀察測(cè)量在各組中不存在測(cè)量不變性多組驗(yàn)證性因子模型因子載荷不變性檢驗(yàn)因子載荷跨組不變因子分值62多組驗(yàn)證性因子模型Mplus程序ex4.2bTITLE:Testinginvariancesoffactorloadingcrosssamples;DATA:FILEISPTSDgender.dat;VARIABLE:NAMESAREgroupy1-y17;USEVARIABLESAREy1-y17;GROUPING=group(1=male2=female);ANALYSIS:ESTIMATOR=MLM;MODEL:F1BYy1-y5;F2BYy6y7;F3BYy8-y12;F4BYy13-y17;[F1@0F2@0F3@0F4@0];MODELmale:y11WITHy16;MODELfemale:[y1-y17*];y9WITHy10;OUTPUT:SAMPSTATTECH1;多組驗(yàn)證性因子模型Mplus程序ex4.2b63多組驗(yàn)證性因子模型與Mplus程序ex4.2a不同的是，以上程序沒有在組模型指令（即“MODELmale”和“MODELfemale”指令）中設(shè)定因子載荷，這樣因子載荷被默認(rèn)跨組不變。Mplus輸出ex4.2a和Mplus輸出ex4.2b間的模型Δ2為301.668-284.865=16.803，

Δdf=237-224=13，模型2值變化統(tǒng)計(jì)不顯著，p>.05（查表可知2(13,0.05)=22.362）。兩模型CFI值之差為0.972-0.971=0.001<0.01。兩模型TLI值之差為0.966-0.966=0.000<0.01。因子載荷跨組不變量表至少具有弱測(cè)量不變性多組驗(yàn)證性因子模型與Mplus程序ex4.2a不同的是，以上64多組驗(yàn)證性因子模型條目截距不變性檢驗(yàn)條目截距代表一個(gè)測(cè)量的原點(diǎn)或純量，對(duì)條目截距不變性進(jìn)行檢驗(yàn)也是為了評(píng)估條目應(yīng)答值是否在組間存在系統(tǒng)差別。若條目截距跨組非不變，則表明研究中至少有一個(gè)組的研究對(duì)象對(duì)條目的應(yīng)答值系統(tǒng)地或呈規(guī)律性地不同于其他組的研究對(duì)象。檢驗(yàn)方法：對(duì)條目截距施加跨組等同限制，然后將此限制模型與組態(tài)模型進(jìn)行比較。判斷標(biāo)準(zhǔn)：Δ2檢驗(yàn)、ΔCFI≤0.01、ΔTLI≤0.01多組驗(yàn)證性因子模型條目截距不變性檢驗(yàn)65多組驗(yàn)證性因子模型Mplus程序ex4.2cTITLE:Imposingequalityrestrictionsonitemintercepts;DATA:FILEISPTSDgender.dat;VARIABLE:NAMESAREgroupy1-y17;USEVARIABLESAREy1-y17;GROUPING=group(1=male2=female);ANALYSIS:ESTIMATOR=MLM;MODEL:F1BYy1-y5;F2BYy6y7;F3BYy8-y12;