摘 要： 作者用因子分析的方法對我國內(nèi)陸的19個省、市2011年農(nóng)村居民家庭人均消費性支出的省際差異及結構差異進行了探討。研究表明隨著內(nèi)陸省、市人民生活水平的不斷提高，農(nóng)村居民的消費水平不斷上升，消費結構不斷優(yōu)化升級，其中用于發(fā)展享受性的支出比重不斷攀升，更加注重于生活質量的提高，而用于基本生活部分的支出比重則不斷下降。內(nèi)陸各省份之間在消費支出水平及消費結構方面存在較大的差異。

關鍵詞： 內(nèi)陸省市農(nóng)村 消費性支出 因子分析

1.引言

農(nóng)村經(jīng)濟對國家經(jīng)濟的影響深遠，農(nóng)村的消費水平狀況可以反映出國家整體經(jīng)濟的發(fā)展狀況。由于我國地域遼闊，各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展不平衡，居民消費也不平衡，不僅存在城鄉(xiāng)差異、東中西部差異，還存在東部沿海和內(nèi)陸省份的差異，特別是改革開放以來，這種差距更是擴大了。從我國地理位置的角度來看，靠海的地區(qū)叫沿海地區(qū)，而不靠海的地區(qū)叫內(nèi)陸地區(qū)。因此，我國內(nèi)陸包括北京、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南、內(nèi)蒙古、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、吉林、黑龍江20個省市。由于北京是首都，是我國的政治、經(jīng)濟、文化中心，國家政策投入比較多，各方面指標非常高，因此我們在研究時把北京排除在外，研究的內(nèi)陸地區(qū)包括中部8個省份和西部除廣西的11個省份，總計19個省份。長期以來，我國依靠出口、投資兩駕馬車的拉動實現(xiàn)了國民經(jīng)濟的持續(xù)、健康、快速發(fā)展。然而，在進出口貿(mào)易額下調(diào)、政府的大規(guī)模財政刺激計劃難以長期為繼的背景下，啟動內(nèi)需、開拓廣闊的國內(nèi)消費市場、把內(nèi)需作為推動經(jīng)濟發(fā)展的常態(tài)是實現(xiàn)國民經(jīng)濟平穩(wěn)較快增長的必然選擇。針對我國19個內(nèi)陸省市農(nóng)村的居民家庭人均消費性支出進行定量分析，有利于國家從宏觀政策層面進行引導，釋放出廣大農(nóng)村腹地消費市場的潛力。

2.因子分析的模型

因子分析是一種降維、簡化數(shù)據(jù)的技術，它通過研究眾多變量之間的內(nèi)部依賴關系，探求觀測數(shù)據(jù)中的基本結構，并用少數(shù)幾個抽象的變量表示基本的數(shù)據(jù)結構。因子分析是把每個原始變量分解成兩個部分：一部分是由所有變量共同具有的少數(shù)幾個因子構成的，即所謂公共因素部分，另一部分是每個變量獨自具有的因素，即所謂獨特因素部分。

的基本問題就是要確定因子載荷。

3.應用SPSS軟件進行因子分析的過程及結果分析

3.1指標的選取。

本文選取《中國統(tǒng)計年鑒》提供的我國2011年各內(nèi)陸省市農(nóng)村居民家庭人均年消費性支出的8項指標作為變量：

X1——食品支出（元）；X2——衣著支出（元）；X3——居住支出（元）；X4——家庭設備及服務支出（元）；X5——交通和通訊支出（元）；X6——文教娛樂用品及服務支出（元）；X7——醫(yī)療保健支出（元）；X8——其他商品及服務支出（元）。（由于篇幅原因，數(shù)據(jù)省略）

3.2檢驗原始指標變量是否適合因子分析。

采用KMO樣本測度及Bartlett球形檢驗法，對變量之間的相關性進行檢驗。檢驗結果在表1，檢驗結果顯示0.649＞0.5，巴特萊特球形檢驗統(tǒng)計值的顯著性概率是0．000，小于l％，說明該數(shù)據(jù)具有相關性，因此該數(shù)據(jù)適合作因子分析。

提取方法：主成分分析。

計算標準化后的數(shù)據(jù)矩陣的相關系數(shù)矩陣，建立公共因子載荷矩陣、指標相關矩陣的特征值及其貢獻率（見表2）。表2中前3個公共因子方差累計貢獻率達到83.624%，說明這3個公共因子基本上能表達8個指標所包含的絕大多數(shù)信息，只需提取前3個因子即可。

3.3旋轉因子載荷矩陣。

由于初始因子的綜合性較強，為更便于對公共因子相對于原始指標載荷的解釋，現(xiàn)對公共因子載荷矩陣進行旋轉。本文采用最大方差方法旋轉，旋轉后的公共因子載荷矩陣見表3。

由表3可以看出，第一個公共因子F1在X5、X7、X6、X3上有較大載荷，F(xiàn)1與居民交通和通訊支出、居民文教娛樂用品及服務支出支出、居民醫(yī)療保健支出、居住支出聯(lián)系較為密切，可將公因子F1定義為發(fā)展享受性支出；第二個公共因子F2在X4、X1上有較大載荷，公因子F2與食品支出、家庭設備及服務支出聯(lián)系較為密切，可將公因子F2定義為基本生活支出；第三個公共因子F3在X2上有較大載荷，公因子F3與衣著支出聯(lián)系較為密切，可將公因子F3定義為衣著支出。

3.4計算我國內(nèi)陸各省市的農(nóng)村居民消費支出的因子得分和綜合得分。

根據(jù)湯姆森（Thompson）回歸估計方法計算出因子得分矩陣。見表4。

旋轉法：具有Kaiser標準化的正交旋轉法。

以各因子的方差累積貢獻率作為權重進行加權平均得到各個內(nèi)陸省市的農(nóng)村居民消費性支出的因子綜合得分。見表5。

為了更進一步了解內(nèi)陸各省市農(nóng)村居民消費水平，將我國19個內(nèi)陸省市農(nóng)村居民人均年消費總支出和排名情況（見表6）結合各因子得分及綜合得分（見表5）對以上省市農(nóng)村居民家庭人均消費狀況做具體分析。

3.5.1根據(jù)表5所示的得分情況我們可以對我國19個內(nèi)陸省份進行分類，大致可以分為三個地區(qū)，首先綜合得分比較突出的省市為：黑龍江、內(nèi)蒙古、吉林、湖南、湖北5省份，這幾個地區(qū)的因子得分高于其他地區(qū)，在0.45至1之間，歸為第一類地區(qū)；其次是因子得分在-0.3至0.18之間的省市，有安徽、江西、寧夏、陜西、山西、河南、青海、四川、云南、重慶、新疆11個省份，歸為第二類地區(qū)；因子得分在-0.3以下的省市歸為第三類地區(qū)，包括甘肅、西藏、貴州3省份。

3.5.2根據(jù)表5和表6所示情況的排名情況，內(nèi)陸各省市的綜合因子得分F的排序趨勢與農(nóng)村居民人均年消費總支出的大小趨勢總體上是一致的。從表5可以看出在第一類地區(qū)中是經(jīng)濟相對發(fā)達的省市，其中黑龍江、內(nèi)蒙古、吉林在F1上得分較高，即居民在交通和通訊、文教娛樂用品及服務、醫(yī)療保健、居住支出上比較高，即發(fā)展享受性支出較高。從地理位置上來看，這三個省在內(nèi)陸19個省、市中靠近北方，氣候相對比較寒冷，且是生活水平比較高的地方；而湖南、湖北在F2上得分比較高，即食品支出、家庭設備及服務支出上比較高，兩省經(jīng)濟相對發(fā)達，在基本生活支出上相對較高。這5個省市有著我國比較重要的農(nóng)業(yè)基地，收入相對比較高，基本生活支出占純收入的一半左右，農(nóng)民有一半的剩余資金用于發(fā)展、享受型消費。因此，這5個省市的農(nóng)村消費都出現(xiàn)快速增長的趨勢。

3.5.3第二類地區(qū)的總體經(jīng)濟水平與第一類地區(qū)相比不發(fā)達，與第三類地區(qū)相比較高，具有相對中等的消費水平。該地區(qū)內(nèi)山西、安徽、江西、陜西、河南、四川、重慶7省市經(jīng)濟發(fā)展速度很快，在未來的一段時期內(nèi)，農(nóng)村居民生活、消費水平將有很大的提高。青海、寧夏、云南、新疆是我國少數(shù)民族聚居的省市，存在著比較有優(yōu)勢的旅游資源，發(fā)展旅游產(chǎn)業(yè)及相關的服務業(yè)，是增加農(nóng)村居民收入的一個很好的途徑，農(nóng)村居民收入提高了，消費水平也會上一個新的臺階。

3.5.4第三類地區(qū)所包括的都是西部地區(qū)省市，在地理環(huán)境、基礎設施和交通運輸上都比其他省市差，該類地區(qū)的農(nóng)村居民的收入低，居民的消費能力弱，處于偏下的水平。這些省市刺激消費拉動內(nèi)需可從兩個方面著手：一方面是努力提高該地區(qū)的農(nóng)村居民收入，另一方面是改變?nèi)藗兊南M觀念和尋找拉動消費的新途徑、新產(chǎn)品。

以上結論表明，隨著內(nèi)陸各省市人民生活水平的提高，農(nóng)村居民的消費水平不斷上升，消費結構不斷優(yōu)化升級，其中用于發(fā)展享受性的支出比重不斷攀升，更加注重于生活質量的提高，而用于基本生活部分的支出比重則不斷下降。因此要開啟廣大的農(nóng)村腹地的消費市場，就必須從影響消費的主要因素，即第一公因子所反映的各項支出指標入手，制定相應的政策措施，從影響農(nóng)村居民消費的收入和支出結構兩個方面刺激消費，拉動國民經(jīng)濟的增長。

參考文獻：

［1］張潤楚.多元統(tǒng)計分析［M］.科學出版社，2007.

［2］何曉群.現(xiàn)代統(tǒng)計分析方法與應用［M］.中國人民大學出版社，2003.

［3］高惠璇.應用多元統(tǒng)計分析［M］.北京大學出版社，2005.

［4］葉宗文.重慶城鎮(zhèn)居民消費結構變動的因子分析［J］.重慶師范大學學報（自然科學版），2004.