農(nóng)村人均消費水平的區(qū)域?qū)Ρ确治?/h1>
2014-09-02 12:46:17王鵬
讀寫算·教研版 2014年15期
王鵬
摘 要：本文基于因子分析法，對2012年中國各省區(qū)農(nóng)村人均消費水平進行了比較分析，結(jié)果顯示區(qū)域間的農(nóng)村消費水平差異較大，進而提出相關(guān)的有助于縮減區(qū)域消費差異的建議。
關(guān)鍵詞：因子分析；人均消費；地區(qū)差異
中圖分類號：G642 文獻標識碼：B 文章編號：1002-7661（2014）08-015-02
一、引言
我國人口眾多，農(nóng)村人口基數(shù)很大，對農(nóng)村人均消費水平的研究對于改善我國區(qū)域農(nóng)村消費水平差異有著重要的意義。眾所周知，消費水平是衡量一個地區(qū)經(jīng)濟水平的重要指標，我國幅員遼闊，民族眾多，各區(qū)域間的消費存在著很大的差異。國家對“三農(nóng)”問題非常重視，縮小區(qū)域間的貧富差距，實現(xiàn)共同富裕是實現(xiàn)我國現(xiàn)代化的重要保障。本文運用因子分析方法，通過對2012年不同區(qū)域農(nóng)村人均消費水平進行比較研究，分析現(xiàn)象背后的原因，找出一定的消費規(guī)律，并提出一些合理化建議。
二、理論介紹
1、指標的選取
本文的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2013》，為了方便分析，按照統(tǒng)計年鑒的分類，將農(nóng)村人均消費支出指標分為八類： —人均食品指出； —人均衣著支出； —人均居住支出； —人均家庭設備及服務支出； —人均交通通信支出人均醫(yī)療保健支出； —人均文教娛樂支出； —人均醫(yī)療保健支出； —人均其他支出。
2、理論介紹
因子分析屬于多元統(tǒng)計分析中一種比較常見的方法，其基本思想是通過研究眾多變量間的內(nèi)部依賴關(guān)系，尋求這些數(shù)據(jù)的基本結(jié)構(gòu)，并用少數(shù)的幾個被成為公因子的不可觀測變量，來表達基本數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，這些公因子能夠反映原來眾多變量所代表的主要信息，從而有利于研究者達到簡化數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，方便研究的目的。其主要步驟為：①根據(jù)研究問題選擇原始變量。這里要研究的是農(nóng)村人均消費在各個區(qū)域之間的差異，一共選取了八個指標作為原始變量，記為 。②計算相關(guān)矩陣，分析變量之間的相關(guān)關(guān)系。如果大多數(shù)簡單的相關(guān)關(guān)系系數(shù)是大于0.3的，那么可以視為適合進行因子分析。③求解初始公因子和因子載荷矩陣。根據(jù)因子載荷矩陣，提取方差貢獻率和累計方差貢獻率信息，每個公因子的方差貢獻率代表對原始數(shù)據(jù)總信息量的解釋程度。④確定公因子 、 …… 。其中 代表公因子的個數(shù)，一般公因子的提取個數(shù) 所包含的原始數(shù)據(jù)的信息總量最好不要低于85%為最佳。⑤對因子載荷矩陣實施旋轉(zhuǎn)，計算因子得分和綜合得分。本論文運用spss軟件會給出每個公因子的因子得分，這里記為Factor（1）、Factor（2）......Factor（n）個公因子的特征值（ ）為權(quán)重計算綜合得分：
其中 為公因子的權(quán)重，利用上式可以算出總得分，將31個省市的農(nóng)村人均居民消費水平進行排名，從而對得出的結(jié)果進行分析。
三、結(jié)果與分析
因子分析的前提條件是原始變量之間具有較強的相關(guān)性，因此在因子分析之前需要對原始變量進行獨立性檢驗，通常采用KMO檢驗及Bartlett球形檢驗。KMO是取樣適當性測量統(tǒng)計量。當KMO值愈大時，表明變量間的共同因素愈多，愈適合進行因子分析。當KMO大于0.7時可以進行因子分析。Bartlett球形檢驗用來判斷數(shù)據(jù)是否為多變量正態(tài)分布，也可用來判斷相關(guān)系數(shù)矩陣是否適合進行因子分析。
由表1可知，KMO值為0.805，說明非常適合進行因子分析；Bartlett球形檢驗的p值為0，通過了顯著性檢驗，適合進行因子分析。
根據(jù)論文上述的因子分析步驟對2012年全國31個省市的農(nóng)村人均消費水平的數(shù)據(jù)進行分析，最后按照總得分進行排名，從而可以得出表2。
我們可以將消費水平分為三個層次：高消費水平，中等消費水平、低消費水平。通過表2可以看出，高消費水平的區(qū)域包括北京、上海、天津、江蘇、浙江、吉林等東部沿海省市。而中等消費水平的省市大多位處中部地區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展雖然不及東部沿海地區(qū)，卻要好于西部經(jīng)濟欠發(fā)達區(qū)域。這種分布基本和我國的基本國情相吻合，同時也反應了地區(qū)間農(nóng)村居民消費還存在著巨大差異。消除這些差異，提高農(nóng)村人民的消費水平，對于實現(xiàn)共同富裕有著重要的意義。
四、結(jié)論和建議
通過上述分析可以看出，我國區(qū)域間的農(nóng)村人均消費水平差異比較大，高消費水平集中分布在東部沿海地區(qū)，這和區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展水平密切相連。雖然國家非常重視西部發(fā)展，但由于起步較晚，地處偏僻，依然和中東部有著不小的差距。應采取如下政策措施：
首先，提升落后地區(qū)居民收入水平。收入是影響消費的重要因素，特別是低收入人群，邊際消費傾向相對更高，因此，提升落后地區(qū)低收入者的收入水平對消費水平均衡發(fā)展產(chǎn)生決定性作用。改革開放30多年來，人們逐漸享受到發(fā)展帶來的諸多成果，但是成果分享過程中存在著較大的個體差異。而這些個體差異匯聚而表現(xiàn)出來的無非就是不同區(qū)域的整體差異，這些差異顯然不利于和諧社會的建設，提升落后地區(qū)居民的收入水平，可以實現(xiàn)改革、發(fā)展成果的共享更加公平化，推動和諧社會建設。
其次，加快市場體系建設進程。經(jīng)濟發(fā)展水平差異是區(qū)域農(nóng)村消費水平差異的重要原因，市場機制的完善、相關(guān)配套設施的完備可以促使?jié)撛诘南M需求變現(xiàn)。市場的發(fā)展離不開交通基礎設施的建設，特別是廣大西部地區(qū)，與東部發(fā)達地區(qū)相比，還存在一定差距。因此，改變落后地區(qū)的基礎設施、物流、市場體系的現(xiàn)狀，可以極大地促進這些地區(qū)消費市場的振興。
最后，適度政策傾斜，推動消費水平區(qū)域協(xié)調(diào)。由于區(qū)域極化作用的存在，經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)往往會不斷自我強化，由于消費水平受到經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，消費水平的自我強化作用在所難免。因此，必須出臺相應的傾斜政策，推動欠發(fā)達地區(qū)的發(fā)展進程，以免區(qū)域差異更加顯著。
參考文獻：
[1] 孫文爽，陳蘭祥.多元統(tǒng)計分析[M].北京：高等教育出版社，1994.
[2] 張 馳.我國各地區(qū)城鄉(xiāng)居民人均收入的對應分析[J].數(shù)理統(tǒng)計與管理，2003（1）.
[3] 管 琳，李春蘭，張博.基于主成分分析法的我國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的綜合評價[J].安徽農(nóng)業(yè)科學，2011（14）.
[4] 李 梅.我國城鎮(zhèn)居民家庭消費水平評價——基于主成分分析的實證與比較[J].現(xiàn)代商業(yè)，2011（27）.
[5] 羅時超，李曦染.基于主成分分析的農(nóng)村居民消費性支出研究——以中國31個省市為例[J].重慶工商大學學報（自然科學版），2012（11）endprint
摘 要：本文基于因子分析法，對2012年中國各省區(qū)農(nóng)村人均消費水平進行了比較分析，結(jié)果顯示區(qū)域間的農(nóng)村消費水平差異較大，進而提出相關(guān)的有助于縮減區(qū)域消費差異的建議。
關(guān)鍵詞：因子分析；人均消費；地區(qū)差異
中圖分類號：G642 文獻標識碼：B 文章編號：1002-7661（2014）08-015-02
一、引言
我國人口眾多，農(nóng)村人口基數(shù)很大，對農(nóng)村人均消費水平的研究對于改善我國區(qū)域農(nóng)村消費水平差異有著重要的意義。眾所周知，消費水平是衡量一個地區(qū)經(jīng)濟水平的重要指標，我國幅員遼闊，民族眾多，各區(qū)域間的消費存在著很大的差異。國家對“三農(nóng)”問題非常重視，縮小區(qū)域間的貧富差距，實現(xiàn)共同富裕是實現(xiàn)我國現(xiàn)代化的重要保障。本文運用因子分析方法，通過對2012年不同區(qū)域農(nóng)村人均消費水平進行比較研究，分析現(xiàn)象背后的原因，找出一定的消費規(guī)律，并提出一些合理化建議。
二、理論介紹
1、指標的選取
本文的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2013》，為了方便分析，按照統(tǒng)計年鑒的分類，將農(nóng)村人均消費支出指標分為八類： —人均食品指出； —人均衣著支出； —人均居住支出； —人均家庭設備及服務支出； —人均交通通信支出人均醫(yī)療保健支出； —人均文教娛樂支出； —人均醫(yī)療保健支出； —人均其他支出。
2、理論介紹
因子分析屬于多元統(tǒng)計分析中一種比較常見的方法，其基本思想是通過研究眾多變量間的內(nèi)部依賴關(guān)系，尋求這些數(shù)據(jù)的基本結(jié)構(gòu)，并用少數(shù)的幾個被成為公因子的不可觀測變量，來表達基本數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，這些公因子能夠反映原來眾多變量所代表的主要信息，從而有利于研究者達到簡化數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，方便研究的目的。其主要步驟為：①根據(jù)研究問題選擇原始變量。這里要研究的是農(nóng)村人均消費在各個區(qū)域之間的差異，一共選取了八個指標作為原始變量，記為 。②計算相關(guān)矩陣，分析變量之間的相關(guān)關(guān)系。如果大多數(shù)簡單的相關(guān)關(guān)系系數(shù)是大于0.3的，那么可以視為適合進行因子分析。③求解初始公因子和因子載荷矩陣。根據(jù)因子載荷矩陣，提取方差貢獻率和累計方差貢獻率信息，每個公因子的方差貢獻率代表對原始數(shù)據(jù)總信息量的解釋程度。④確定公因子 、 …… 。其中 代表公因子的個數(shù)，一般公因子的提取個數(shù) 所包含的原始數(shù)據(jù)的信息總量最好不要低于85%為最佳。⑤對因子載荷矩陣實施旋轉(zhuǎn)，計算因子得分和綜合得分。本論文運用spss軟件會給出每個公因子的因子得分，這里記為Factor（1）、Factor（2）......Factor（n）個公因子的特征值（ ）為權(quán)重計算綜合得分：
其中 為公因子的權(quán)重，利用上式可以算出總得分，將31個省市的農(nóng)村人均居民消費水平進行排名，從而對得出的結(jié)果進行分析。
三、結(jié)果與分析
因子分析的前提條件是原始變量之間具有較強的相關(guān)性，因此在因子分析之前需要對原始變量進行獨立性檢驗，通常采用KMO檢驗及Bartlett球形檢驗。KMO是取樣適當性測量統(tǒng)計量。當KMO值愈大時，表明變量間的共同因素愈多，愈適合進行因子分析。當KMO大于0.7時可以進行因子分析。Bartlett球形檢驗用來判斷數(shù)據(jù)是否為多變量正態(tài)分布，也可用來判斷相關(guān)系數(shù)矩陣是否適合進行因子分析。
由表1可知，KMO值為0.805，說明非常適合進行因子分析；Bartlett球形檢驗的p值為0，通過了顯著性檢驗，適合進行因子分析。
根據(jù)論文上述的因子分析步驟對2012年全國31個省市的農(nóng)村人均消費水平的數(shù)據(jù)進行分析，最后按照總得分進行排名，從而可以得出表2。
我們可以將消費水平分為三個層次：高消費水平，中等消費水平、低消費水平。通過表2可以看出，高消費水平的區(qū)域包括北京、上海、天津、江蘇、浙江、吉林等東部沿海省市。而中等消費水平的省市大多位處中部地區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展雖然不及東部沿海地區(qū)，卻要好于西部經(jīng)濟欠發(fā)達區(qū)域。這種分布基本和我國的基本國情相吻合，同時也反應了地區(qū)間農(nóng)村居民消費還存在著巨大差異。消除這些差異，提高農(nóng)村人民的消費水平，對于實現(xiàn)共同富裕有著重要的意義。
四、結(jié)論和建議
通過上述分析可以看出，我國區(qū)域間的農(nóng)村人均消費水平差異比較大，高消費水平集中分布在東部沿海地區(qū)，這和區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展水平密切相連。雖然國家非常重視西部發(fā)展，但由于起步較晚，地處偏僻，依然和中東部有著不小的差距。應采取如下政策措施：
首先，提升落后地區(qū)居民收入水平。收入是影響消費的重要因素，特別是低收入人群，邊際消費傾向相對更高，因此，提升落后地區(qū)低收入者的收入水平對消費水平均衡發(fā)展產(chǎn)生決定性作用。改革開放30多年來，人們逐漸享受到發(fā)展帶來的諸多成果，但是成果分享過程中存在著較大的個體差異。而這些個體差異匯聚而表現(xiàn)出來的無非就是不同區(qū)域的整體差異，這些差異顯然不利于和諧社會的建設，提升落后地區(qū)居民的收入水平，可以實現(xiàn)改革、發(fā)展成果的共享更加公平化，推動和諧社會建設。
其次，加快市場體系建設進程。經(jīng)濟發(fā)展水平差異是區(qū)域農(nóng)村消費水平差異的重要原因，市場機制的完善、相關(guān)配套設施的完備可以促使?jié)撛诘南M需求變現(xiàn)。市場的發(fā)展離不開交通基礎設施的建設，特別是廣大西部地區(qū)，與東部發(fā)達地區(qū)相比，還存在一定差距。因此，改變落后地區(qū)的基礎設施、物流、市場體系的現(xiàn)狀，可以極大地促進這些地區(qū)消費市場的振興。
最后，適度政策傾斜，推動消費水平區(qū)域協(xié)調(diào)。由于區(qū)域極化作用的存在，經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)往往會不斷自我強化，由于消費水平受到經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，消費水平的自我強化作用在所難免。因此，必須出臺相應的傾斜政策，推動欠發(fā)達地區(qū)的發(fā)展進程，以免區(qū)域差異更加顯著。
參考文獻：
[1] 孫文爽，陳蘭祥.多元統(tǒng)計分析[M].北京：高等教育出版社，1994.
[2] 張 馳.我國各地區(qū)城鄉(xiāng)居民人均收入的對應分析[J].數(shù)理統(tǒng)計與管理，2003（1）.
[3] 管 琳，李春蘭，張博.基于主成分分析法的我國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的綜合評價[J].安徽農(nóng)業(yè)科學，2011（14）.
[4] 李 梅.我國城鎮(zhèn)居民家庭消費水平評價——基于主成分分析的實證與比較[J].現(xiàn)代商業(yè)，2011（27）.
[5] 羅時超，李曦染.基于主成分分析的農(nóng)村居民消費性支出研究——以中國31個省市為例[J].重慶工商大學學報（自然科學版），2012（11）endprint
摘 要：本文基于因子分析法，對2012年中國各省區(qū)農(nóng)村人均消費水平進行了比較分析，結(jié)果顯示區(qū)域間的農(nóng)村消費水平差異較大，進而提出相關(guān)的有助于縮減區(qū)域消費差異的建議。
關(guān)鍵詞：因子分析；人均消費；地區(qū)差異
中圖分類號：G642 文獻標識碼：B 文章編號：1002-7661（2014）08-015-02
一、引言
我國人口眾多，農(nóng)村人口基數(shù)很大，對農(nóng)村人均消費水平的研究對于改善我國區(qū)域農(nóng)村消費水平差異有著重要的意義。眾所周知，消費水平是衡量一個地區(qū)經(jīng)濟水平的重要指標，我國幅員遼闊，民族眾多，各區(qū)域間的消費存在著很大的差異。國家對“三農(nóng)”問題非常重視，縮小區(qū)域間的貧富差距，實現(xiàn)共同富裕是實現(xiàn)我國現(xiàn)代化的重要保障。本文運用因子分析方法，通過對2012年不同區(qū)域農(nóng)村人均消費水平進行比較研究，分析現(xiàn)象背后的原因，找出一定的消費規(guī)律，并提出一些合理化建議。
二、理論介紹
1、指標的選取
本文的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2013》，為了方便分析，按照統(tǒng)計年鑒的分類，將農(nóng)村人均消費支出指標分為八類： —人均食品指出； —人均衣著支出； —人均居住支出； —人均家庭設備及服務支出； —人均交通通信支出人均醫(yī)療保健支出； —人均文教娛樂支出； —人均醫(yī)療保健支出； —人均其他支出。
2、理論介紹
因子分析屬于多元統(tǒng)計分析中一種比較常見的方法，其基本思想是通過研究眾多變量間的內(nèi)部依賴關(guān)系，尋求這些數(shù)據(jù)的基本結(jié)構(gòu)，并用少數(shù)的幾個被成為公因子的不可觀測變量，來表達基本數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，這些公因子能夠反映原來眾多變量所代表的主要信息，從而有利于研究者達到簡化數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，方便研究的目的。其主要步驟為：①根據(jù)研究問題選擇原始變量。這里要研究的是農(nóng)村人均消費在各個區(qū)域之間的差異，一共選取了八個指標作為原始變量，記為 。②計算相關(guān)矩陣，分析變量之間的相關(guān)關(guān)系。如果大多數(shù)簡單的相關(guān)關(guān)系系數(shù)是大于0.3的，那么可以視為適合進行因子分析。③求解初始公因子和因子載荷矩陣。根據(jù)因子載荷矩陣，提取方差貢獻率和累計方差貢獻率信息，每個公因子的方差貢獻率代表對原始數(shù)據(jù)總信息量的解釋程度。④確定公因子 、 …… 。其中 代表公因子的個數(shù)，一般公因子的提取個數(shù) 所包含的原始數(shù)據(jù)的信息總量最好不要低于85%為最佳。⑤對因子載荷矩陣實施旋轉(zhuǎn)，計算因子得分和綜合得分。本論文運用spss軟件會給出每個公因子的因子得分，這里記為Factor（1）、Factor（2）......Factor（n）個公因子的特征值（ ）為權(quán)重計算綜合得分：
其中 為公因子的權(quán)重，利用上式可以算出總得分，將31個省市的農(nóng)村人均居民消費水平進行排名，從而對得出的結(jié)果進行分析。
三、結(jié)果與分析
因子分析的前提條件是原始變量之間具有較強的相關(guān)性，因此在因子分析之前需要對原始變量進行獨立性檢驗，通常采用KMO檢驗及Bartlett球形檢驗。KMO是取樣適當性測量統(tǒng)計量。當KMO值愈大時，表明變量間的共同因素愈多，愈適合進行因子分析。當KMO大于0.7時可以進行因子分析。Bartlett球形檢驗用來判斷數(shù)據(jù)是否為多變量正態(tài)分布，也可用來判斷相關(guān)系數(shù)矩陣是否適合進行因子分析。
由表1可知，KMO值為0.805，說明非常適合進行因子分析；Bartlett球形檢驗的p值為0，通過了顯著性檢驗，適合進行因子分析。
根據(jù)論文上述的因子分析步驟對2012年全國31個省市的農(nóng)村人均消費水平的數(shù)據(jù)進行分析，最后按照總得分進行排名，從而可以得出表2。
我們可以將消費水平分為三個層次：高消費水平，中等消費水平、低消費水平。通過表2可以看出，高消費水平的區(qū)域包括北京、上海、天津、江蘇、浙江、吉林等東部沿海省市。而中等消費水平的省市大多位處中部地區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展雖然不及東部沿海地區(qū)，卻要好于西部經(jīng)濟欠發(fā)達區(qū)域。這種分布基本和我國的基本國情相吻合，同時也反應了地區(qū)間農(nóng)村居民消費還存在著巨大差異。消除這些差異，提高農(nóng)村人民的消費水平，對于實現(xiàn)共同富裕有著重要的意義。
四、結(jié)論和建議
通過上述分析可以看出，我國區(qū)域間的農(nóng)村人均消費水平差異比較大，高消費水平集中分布在東部沿海地區(qū)，這和區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展水平密切相連。雖然國家非常重視西部發(fā)展，但由于起步較晚，地處偏僻，依然和中東部有著不小的差距。應采取如下政策措施：
首先，提升落后地區(qū)居民收入水平。收入是影響消費的重要因素，特別是低收入人群，邊際消費傾向相對更高，因此，提升落后地區(qū)低收入者的收入水平對消費水平均衡發(fā)展產(chǎn)生決定性作用。改革開放30多年來，人們逐漸享受到發(fā)展帶來的諸多成果，但是成果分享過程中存在著較大的個體差異。而這些個體差異匯聚而表現(xiàn)出來的無非就是不同區(qū)域的整體差異，這些差異顯然不利于和諧社會的建設，提升落后地區(qū)居民的收入水平，可以實現(xiàn)改革、發(fā)展成果的共享更加公平化，推動和諧社會建設。
其次，加快市場體系建設進程。經(jīng)濟發(fā)展水平差異是區(qū)域農(nóng)村消費水平差異的重要原因，市場機制的完善、相關(guān)配套設施的完備可以促使?jié)撛诘南M需求變現(xiàn)。市場的發(fā)展離不開交通基礎設施的建設，特別是廣大西部地區(qū)，與東部發(fā)達地區(qū)相比，還存在一定差距。因此，改變落后地區(qū)的基礎設施、物流、市場體系的現(xiàn)狀，可以極大地促進這些地區(qū)消費市場的振興。
最后，適度政策傾斜，推動消費水平區(qū)域協(xié)調(diào)。由于區(qū)域極化作用的存在，經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)往往會不斷自我強化，由于消費水平受到經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，消費水平的自我強化作用在所難免。因此，必須出臺相應的傾斜政策，推動欠發(fā)達地區(qū)的發(fā)展進程，以免區(qū)域差異更加顯著。
參考文獻：
[1] 孫文爽，陳蘭祥.多元統(tǒng)計分析[M].北京：高等教育出版社，1994.
[2] 張 馳.我國各地區(qū)城鄉(xiāng)居民人均收入的對應分析[J].數(shù)理統(tǒng)計與管理，2003（1）.
[3] 管 琳，李春蘭，張博.基于主成分分析法的我國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的綜合評價[J].安徽農(nóng)業(yè)科學，2011（14）.
[4] 李 梅.我國城鎮(zhèn)居民家庭消費水平評價——基于主成分分析的實證與比較[J].現(xiàn)代商業(yè)，2011（27）.
[5] 羅時超，李曦染.基于主成分分析的農(nóng)村居民消費性支出研究——以中國31個省市為例[J].重慶工商大學學報（自然科學版），2012（11）endprint
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王鵬
摘 要：本文基于因子分析法，對2012年中國各省區(qū)農(nóng)村人均消費水平進行了比較分析，結(jié)果顯示區(qū)域間的農(nóng)村消費水平差異較大，進而提出相關(guān)的有助于縮減區(qū)域消費差異的建議。
關(guān)鍵詞：因子分析；人均消費；地區(qū)差異
中圖分類號：G642 文獻標識碼：B 文章編號：1002-7661（2014）08-015-02
一、引言
我國人口眾多，農(nóng)村人口基數(shù)很大，對農(nóng)村人均消費水平的研究對于改善我國區(qū)域農(nóng)村消費水平差異有著重要的意義。眾所周知，消費水平是衡量一個地區(qū)經(jīng)濟水平的重要指標，我國幅員遼闊，民族眾多，各區(qū)域間的消費存在著很大的差異。國家對“三農(nóng)”問題非常重視，縮小區(qū)域間的貧富差距，實現(xiàn)共同富裕是實現(xiàn)我國現(xiàn)代化的重要保障。本文運用因子分析方法，通過對2012年不同區(qū)域農(nóng)村人均消費水平進行比較研究，分析現(xiàn)象背后的原因，找出一定的消費規(guī)律，并提出一些合理化建議。
二、理論介紹
1、指標的選取
本文的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2013》，為了方便分析，按照統(tǒng)計年鑒的分類，將農(nóng)村人均消費支出指標分為八類： —人均食品指出； —人均衣著支出； —人均居住支出； —人均家庭設備及服務支出； —人均交通通信支出人均醫(yī)療保健支出； —人均文教娛樂支出； —人均醫(yī)療保健支出； —人均其他支出。
2、理論介紹
因子分析屬于多元統(tǒng)計分析中一種比較常見的方法，其基本思想是通過研究眾多變量間的內(nèi)部依賴關(guān)系，尋求這些數(shù)據(jù)的基本結(jié)構(gòu)，并用少數(shù)的幾個被成為公因子的不可觀測變量，來表達基本數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，這些公因子能夠反映原來眾多變量所代表的主要信息，從而有利于研究者達到簡化數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，方便研究的目的。其主要步驟為：①根據(jù)研究問題選擇原始變量。這里要研究的是農(nóng)村人均消費在各個區(qū)域之間的差異，一共選取了八個指標作為原始變量，記為 。②計算相關(guān)矩陣，分析變量之間的相關(guān)關(guān)系。如果大多數(shù)簡單的相關(guān)關(guān)系系數(shù)是大于0.3的，那么可以視為適合進行因子分析。③求解初始公因子和因子載荷矩陣。根據(jù)因子載荷矩陣，提取方差貢獻率和累計方差貢獻率信息，每個公因子的方差貢獻率代表對原始數(shù)據(jù)總信息量的解釋程度。④確定公因子 、 …… 。其中 代表公因子的個數(shù)，一般公因子的提取個數(shù) 所包含的原始數(shù)據(jù)的信息總量最好不要低于85%為最佳。⑤對因子載荷矩陣實施旋轉(zhuǎn)，計算因子得分和綜合得分。本論文運用spss軟件會給出每個公因子的因子得分，這里記為Factor（1）、Factor（2）......Factor（n）個公因子的特征值（ ）為權(quán)重計算綜合得分：
其中 為公因子的權(quán)重，利用上式可以算出總得分，將31個省市的農(nóng)村人均居民消費水平進行排名，從而對得出的結(jié)果進行分析。
三、結(jié)果與分析
因子分析的前提條件是原始變量之間具有較強的相關(guān)性，因此在因子分析之前需要對原始變量進行獨立性檢驗，通常采用KMO檢驗及Bartlett球形檢驗。KMO是取樣適當性測量統(tǒng)計量。當KMO值愈大時，表明變量間的共同因素愈多，愈適合進行因子分析。當KMO大于0.7時可以進行因子分析。Bartlett球形檢驗用來判斷數(shù)據(jù)是否為多變量正態(tài)分布，也可用來判斷相關(guān)系數(shù)矩陣是否適合進行因子分析。
由表1可知，KMO值為0.805，說明非常適合進行因子分析；Bartlett球形檢驗的p值為0，通過了顯著性檢驗，適合進行因子分析。
根據(jù)論文上述的因子分析步驟對2012年全國31個省市的農(nóng)村人均消費水平的數(shù)據(jù)進行分析，最后按照總得分進行排名，從而可以得出表2。
我們可以將消費水平分為三個層次：高消費水平，中等消費水平、低消費水平。通過表2可以看出，高消費水平的區(qū)域包括北京、上海、天津、江蘇、浙江、吉林等東部沿海省市。而中等消費水平的省市大多位處中部地區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展雖然不及東部沿海地區(qū)，卻要好于西部經(jīng)濟欠發(fā)達區(qū)域。這種分布基本和我國的基本國情相吻合，同時也反應了地區(qū)間農(nóng)村居民消費還存在著巨大差異。消除這些差異，提高農(nóng)村人民的消費水平，對于實現(xiàn)共同富裕有著重要的意義。
四、結(jié)論和建議
通過上述分析可以看出，我國區(qū)域間的農(nóng)村人均消費水平差異比較大，高消費水平集中分布在東部沿海地區(qū)，這和區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展水平密切相連。雖然國家非常重視西部發(fā)展，但由于起步較晚，地處偏僻，依然和中東部有著不小的差距。應采取如下政策措施：
首先，提升落后地區(qū)居民收入水平。收入是影響消費的重要因素，特別是低收入人群，邊際消費傾向相對更高，因此，提升落后地區(qū)低收入者的收入水平對消費水平均衡發(fā)展產(chǎn)生決定性作用。改革開放30多年來，人們逐漸享受到發(fā)展帶來的諸多成果，但是成果分享過程中存在著較大的個體差異。而這些個體差異匯聚而表現(xiàn)出來的無非就是不同區(qū)域的整體差異，這些差異顯然不利于和諧社會的建設，提升落后地區(qū)居民的收入水平，可以實現(xiàn)改革、發(fā)展成果的共享更加公平化，推動和諧社會建設。
其次，加快市場體系建設進程。經(jīng)濟發(fā)展水平差異是區(qū)域農(nóng)村消費水平差異的重要原因，市場機制的完善、相關(guān)配套設施的完備可以促使?jié)撛诘南M需求變現(xiàn)。市場的發(fā)展離不開交通基礎設施的建設，特別是廣大西部地區(qū)，與東部發(fā)達地區(qū)相比，還存在一定差距。因此，改變落后地區(qū)的基礎設施、物流、市場體系的現(xiàn)狀，可以極大地促進這些地區(qū)消費市場的振興。
最后，適度政策傾斜，推動消費水平區(qū)域協(xié)調(diào)。由于區(qū)域極化作用的存在，經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)往往會不斷自我強化，由于消費水平受到經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，消費水平的自我強化作用在所難免。因此，必須出臺相應的傾斜政策，推動欠發(fā)達地區(qū)的發(fā)展進程，以免區(qū)域差異更加顯著。
參考文獻：
[1] 孫文爽，陳蘭祥.多元統(tǒng)計分析[M].北京：高等教育出版社，1994.
[2] 張 馳.我國各地區(qū)城鄉(xiāng)居民人均收入的對應分析[J].數(shù)理統(tǒng)計與管理，2003（1）.
[3] 管 琳，李春蘭，張博.基于主成分分析法的我國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的綜合評價[J].安徽農(nóng)業(yè)科學，2011（14）.
[4] 李 梅.我國城鎮(zhèn)居民家庭消費水平評價——基于主成分分析的實證與比較[J].現(xiàn)代商業(yè)，2011（27）.
[5] 羅時超，李曦染.基于主成分分析的農(nóng)村居民消費性支出研究——以中國31個省市為例[J].重慶工商大學學報（自然科學版），2012（11）endprint
摘 要：本文基于因子分析法，對2012年中國各省區(qū)農(nóng)村人均消費水平進行了比較分析，結(jié)果顯示區(qū)域間的農(nóng)村消費水平差異較大，進而提出相關(guān)的有助于縮減區(qū)域消費差異的建議。
關(guān)鍵詞：因子分析；人均消費；地區(qū)差異
中圖分類號：G642 文獻標識碼：B 文章編號：1002-7661（2014）08-015-02
一、引言
我國人口眾多，農(nóng)村人口基數(shù)很大，對農(nóng)村人均消費水平的研究對于改善我國區(qū)域農(nóng)村消費水平差異有著重要的意義。眾所周知，消費水平是衡量一個地區(qū)經(jīng)濟水平的重要指標，我國幅員遼闊，民族眾多，各區(qū)域間的消費存在著很大的差異。國家對“三農(nóng)”問題非常重視，縮小區(qū)域間的貧富差距，實現(xiàn)共同富裕是實現(xiàn)我國現(xiàn)代化的重要保障。本文運用因子分析方法，通過對2012年不同區(qū)域農(nóng)村人均消費水平進行比較研究，分析現(xiàn)象背后的原因，找出一定的消費規(guī)律，并提出一些合理化建議。
二、理論介紹
1、指標的選取
本文的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2013》，為了方便分析，按照統(tǒng)計年鑒的分類，將農(nóng)村人均消費支出指標分為八類： —人均食品指出； —人均衣著支出； —人均居住支出； —人均家庭設備及服務支出； —人均交通通信支出人均醫(yī)療保健支出； —人均文教娛樂支出； —人均醫(yī)療保健支出； —人均其他支出。
2、理論介紹
因子分析屬于多元統(tǒng)計分析中一種比較常見的方法，其基本思想是通過研究眾多變量間的內(nèi)部依賴關(guān)系，尋求這些數(shù)據(jù)的基本結(jié)構(gòu)，并用少數(shù)的幾個被成為公因子的不可觀測變量，來表達基本數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，這些公因子能夠反映原來眾多變量所代表的主要信息，從而有利于研究者達到簡化數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，方便研究的目的。其主要步驟為：①根據(jù)研究問題選擇原始變量。這里要研究的是農(nóng)村人均消費在各個區(qū)域之間的差異，一共選取了八個指標作為原始變量，記為 。②計算相關(guān)矩陣，分析變量之間的相關(guān)關(guān)系。如果大多數(shù)簡單的相關(guān)關(guān)系系數(shù)是大于0.3的，那么可以視為適合進行因子分析。③求解初始公因子和因子載荷矩陣。根據(jù)因子載荷矩陣，提取方差貢獻率和累計方差貢獻率信息，每個公因子的方差貢獻率代表對原始數(shù)據(jù)總信息量的解釋程度。④確定公因子 、 …… 。其中 代表公因子的個數(shù)，一般公因子的提取個數(shù) 所包含的原始數(shù)據(jù)的信息總量最好不要低于85%為最佳。⑤對因子載荷矩陣實施旋轉(zhuǎn)，計算因子得分和綜合得分。本論文運用spss軟件會給出每個公因子的因子得分，這里記為Factor（1）、Factor（2）......Factor（n）個公因子的特征值（ ）為權(quán)重計算綜合得分：
其中 為公因子的權(quán)重，利用上式可以算出總得分，將31個省市的農(nóng)村人均居民消費水平進行排名，從而對得出的結(jié)果進行分析。
三、結(jié)果與分析
因子分析的前提條件是原始變量之間具有較強的相關(guān)性，因此在因子分析之前需要對原始變量進行獨立性檢驗，通常采用KMO檢驗及Bartlett球形檢驗。KMO是取樣適當性測量統(tǒng)計量。當KMO值愈大時，表明變量間的共同因素愈多，愈適合進行因子分析。當KMO大于0.7時可以進行因子分析。Bartlett球形檢驗用來判斷數(shù)據(jù)是否為多變量正態(tài)分布，也可用來判斷相關(guān)系數(shù)矩陣是否適合進行因子分析。
由表1可知，KMO值為0.805，說明非常適合進行因子分析；Bartlett球形檢驗的p值為0，通過了顯著性檢驗，適合進行因子分析。
根據(jù)論文上述的因子分析步驟對2012年全國31個省市的農(nóng)村人均消費水平的數(shù)據(jù)進行分析，最后按照總得分進行排名，從而可以得出表2。
我們可以將消費水平分為三個層次：高消費水平，中等消費水平、低消費水平。通過表2可以看出，高消費水平的區(qū)域包括北京、上海、天津、江蘇、浙江、吉林等東部沿海省市。而中等消費水平的省市大多位處中部地區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展雖然不及東部沿海地區(qū)，卻要好于西部經(jīng)濟欠發(fā)達區(qū)域。這種分布基本和我國的基本國情相吻合，同時也反應了地區(qū)間農(nóng)村居民消費還存在著巨大差異。消除這些差異，提高農(nóng)村人民的消費水平，對于實現(xiàn)共同富裕有著重要的意義。
四、結(jié)論和建議
通過上述分析可以看出，我國區(qū)域間的農(nóng)村人均消費水平差異比較大，高消費水平集中分布在東部沿海地區(qū)，這和區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展水平密切相連。雖然國家非常重視西部發(fā)展，但由于起步較晚，地處偏僻，依然和中東部有著不小的差距。應采取如下政策措施：
首先，提升落后地區(qū)居民收入水平。收入是影響消費的重要因素，特別是低收入人群，邊際消費傾向相對更高，因此，提升落后地區(qū)低收入者的收入水平對消費水平均衡發(fā)展產(chǎn)生決定性作用。改革開放30多年來，人們逐漸享受到發(fā)展帶來的諸多成果，但是成果分享過程中存在著較大的個體差異。而這些個體差異匯聚而表現(xiàn)出來的無非就是不同區(qū)域的整體差異，這些差異顯然不利于和諧社會的建設，提升落后地區(qū)居民的收入水平，可以實現(xiàn)改革、發(fā)展成果的共享更加公平化，推動和諧社會建設。
其次，加快市場體系建設進程。經(jīng)濟發(fā)展水平差異是區(qū)域農(nóng)村消費水平差異的重要原因，市場機制的完善、相關(guān)配套設施的完備可以促使?jié)撛诘南M需求變現(xiàn)。市場的發(fā)展離不開交通基礎設施的建設，特別是廣大西部地區(qū)，與東部發(fā)達地區(qū)相比，還存在一定差距。因此，改變落后地區(qū)的基礎設施、物流、市場體系的現(xiàn)狀，可以極大地促進這些地區(qū)消費市場的振興。
最后，適度政策傾斜，推動消費水平區(qū)域協(xié)調(diào)。由于區(qū)域極化作用的存在，經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)往往會不斷自我強化，由于消費水平受到經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，消費水平的自我強化作用在所難免。因此，必須出臺相應的傾斜政策，推動欠發(fā)達地區(qū)的發(fā)展進程，以免區(qū)域差異更加顯著。
參考文獻：
[1] 孫文爽，陳蘭祥.多元統(tǒng)計分析[M].北京：高等教育出版社，1994.
[2] 張 馳.我國各地區(qū)城鄉(xiāng)居民人均收入的對應分析[J].數(shù)理統(tǒng)計與管理，2003（1）.
[3] 管 琳，李春蘭，張博.基于主成分分析法的我國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的綜合評價[J].安徽農(nóng)業(yè)科學，2011（14）.
[4] 李 梅.我國城鎮(zhèn)居民家庭消費水平評價——基于主成分分析的實證與比較[J].現(xiàn)代商業(yè)，2011（27）.
[5] 羅時超，李曦染.基于主成分分析的農(nóng)村居民消費性支出研究——以中國31個省市為例[J].重慶工商大學學報（自然科學版），2012（11）endprint
摘 要：本文基于因子分析法，對2012年中國各省區(qū)農(nóng)村人均消費水平進行了比較分析，結(jié)果顯示區(qū)域間的農(nóng)村消費水平差異較大，進而提出相關(guān)的有助于縮減區(qū)域消費差異的建議。
關(guān)鍵詞：因子分析；人均消費；地區(qū)差異
中圖分類號：G642 文獻標識碼：B 文章編號：1002-7661（2014）08-015-02
一、引言
我國人口眾多，農(nóng)村人口基數(shù)很大，對農(nóng)村人均消費水平的研究對于改善我國區(qū)域農(nóng)村消費水平差異有著重要的意義。眾所周知，消費水平是衡量一個地區(qū)經(jīng)濟水平的重要指標，我國幅員遼闊，民族眾多，各區(qū)域間的消費存在著很大的差異。國家對“三農(nóng)”問題非常重視，縮小區(qū)域間的貧富差距，實現(xiàn)共同富裕是實現(xiàn)我國現(xiàn)代化的重要保障。本文運用因子分析方法，通過對2012年不同區(qū)域農(nóng)村人均消費水平進行比較研究，分析現(xiàn)象背后的原因，找出一定的消費規(guī)律，并提出一些合理化建議。
二、理論介紹
1、指標的選取
本文的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2013》，為了方便分析，按照統(tǒng)計年鑒的分類，將農(nóng)村人均消費支出指標分為八類： —人均食品指出； —人均衣著支出； —人均居住支出； —人均家庭設備及服務支出； —人均交通通信支出人均醫(yī)療保健支出； —人均文教娛樂支出； —人均醫(yī)療保健支出； —人均其他支出。
2、理論介紹
因子分析屬于多元統(tǒng)計分析中一種比較常見的方法，其基本思想是通過研究眾多變量間的內(nèi)部依賴關(guān)系，尋求這些數(shù)據(jù)的基本結(jié)構(gòu)，并用少數(shù)的幾個被成為公因子的不可觀測變量，來表達基本數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，這些公因子能夠反映原來眾多變量所代表的主要信息，從而有利于研究者達到簡化數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，方便研究的目的。其主要步驟為：①根據(jù)研究問題選擇原始變量。這里要研究的是農(nóng)村人均消費在各個區(qū)域之間的差異，一共選取了八個指標作為原始變量，記為 。②計算相關(guān)矩陣，分析變量之間的相關(guān)關(guān)系。如果大多數(shù)簡單的相關(guān)關(guān)系系數(shù)是大于0.3的，那么可以視為適合進行因子分析。③求解初始公因子和因子載荷矩陣。根據(jù)因子載荷矩陣，提取方差貢獻率和累計方差貢獻率信息，每個公因子的方差貢獻率代表對原始數(shù)據(jù)總信息量的解釋程度。④確定公因子 、 …… 。其中 代表公因子的個數(shù)，一般公因子的提取個數(shù) 所包含的原始數(shù)據(jù)的信息總量最好不要低于85%為最佳。⑤對因子載荷矩陣實施旋轉(zhuǎn)，計算因子得分和綜合得分。本論文運用spss軟件會給出每個公因子的因子得分，這里記為Factor（1）、Factor（2）......Factor（n）個公因子的特征值（ ）為權(quán)重計算綜合得分：
其中 為公因子的權(quán)重，利用上式可以算出總得分，將31個省市的農(nóng)村人均居民消費水平進行排名，從而對得出的結(jié)果進行分析。
三、結(jié)果與分析
因子分析的前提條件是原始變量之間具有較強的相關(guān)性，因此在因子分析之前需要對原始變量進行獨立性檢驗，通常采用KMO檢驗及Bartlett球形檢驗。KMO是取樣適當性測量統(tǒng)計量。當KMO值愈大時，表明變量間的共同因素愈多，愈適合進行因子分析。當KMO大于0.7時可以進行因子分析。Bartlett球形檢驗用來判斷數(shù)據(jù)是否為多變量正態(tài)分布，也可用來判斷相關(guān)系數(shù)矩陣是否適合進行因子分析。
由表1可知，KMO值為0.805，說明非常適合進行因子分析；Bartlett球形檢驗的p值為0，通過了顯著性檢驗，適合進行因子分析。
根據(jù)論文上述的因子分析步驟對2012年全國31個省市的農(nóng)村人均消費水平的數(shù)據(jù)進行分析，最后按照總得分進行排名，從而可以得出表2。
我們可以將消費水平分為三個層次：高消費水平，中等消費水平、低消費水平。通過表2可以看出，高消費水平的區(qū)域包括北京、上海、天津、江蘇、浙江、吉林等東部沿海省市。而中等消費水平的省市大多位處中部地區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展雖然不及東部沿海地區(qū)，卻要好于西部經(jīng)濟欠發(fā)達區(qū)域。這種分布基本和我國的基本國情相吻合，同時也反應了地區(qū)間農(nóng)村居民消費還存在著巨大差異。消除這些差異，提高農(nóng)村人民的消費水平，對于實現(xiàn)共同富裕有著重要的意義。
四、結(jié)論和建議
通過上述分析可以看出，我國區(qū)域間的農(nóng)村人均消費水平差異比較大，高消費水平集中分布在東部沿海地區(qū)，這和區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展水平密切相連。雖然國家非常重視西部發(fā)展，但由于起步較晚，地處偏僻，依然和中東部有著不小的差距。應采取如下政策措施：
首先，提升落后地區(qū)居民收入水平。收入是影響消費的重要因素，特別是低收入人群，邊際消費傾向相對更高，因此，提升落后地區(qū)低收入者的收入水平對消費水平均衡發(fā)展產(chǎn)生決定性作用。改革開放30多年來，人們逐漸享受到發(fā)展帶來的諸多成果，但是成果分享過程中存在著較大的個體差異。而這些個體差異匯聚而表現(xiàn)出來的無非就是不同區(qū)域的整體差異，這些差異顯然不利于和諧社會的建設，提升落后地區(qū)居民的收入水平，可以實現(xiàn)改革、發(fā)展成果的共享更加公平化，推動和諧社會建設。
其次，加快市場體系建設進程。經(jīng)濟發(fā)展水平差異是區(qū)域農(nóng)村消費水平差異的重要原因，市場機制的完善、相關(guān)配套設施的完備可以促使?jié)撛诘南M需求變現(xiàn)。市場的發(fā)展離不開交通基礎設施的建設，特別是廣大西部地區(qū)，與東部發(fā)達地區(qū)相比，還存在一定差距。因此，改變落后地區(qū)的基礎設施、物流、市場體系的現(xiàn)狀，可以極大地促進這些地區(qū)消費市場的振興。
最后，適度政策傾斜，推動消費水平區(qū)域協(xié)調(diào)。由于區(qū)域極化作用的存在，經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)往往會不斷自我強化，由于消費水平受到經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，消費水平的自我強化作用在所難免。因此，必須出臺相應的傾斜政策，推動欠發(fā)達地區(qū)的發(fā)展進程，以免區(qū)域差異更加顯著。
參考文獻：
[1] 孫文爽，陳蘭祥.多元統(tǒng)計分析[M].北京：高等教育出版社，1994.
[2] 張 馳.我國各地區(qū)城鄉(xiāng)居民人均收入的對應分析[J].數(shù)理統(tǒng)計與管理，2003（1）.
[3] 管 琳，李春蘭，張博.基于主成分分析法的我國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的綜合評價[J].安徽農(nóng)業(yè)科學，2011（14）.
[4] 李 梅.我國城鎮(zhèn)居民家庭消費水平評價——基于主成分分析的實證與比較[J].現(xiàn)代商業(yè)，2011（27）.
[5] 羅時超，李曦染.基于主成分分析的農(nóng)村居民消費性支出研究——以中國31個省市為例[J].重慶工商大學學報（自然科學版），2012（11）endprint
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