農(nóng)村居民生活消費分析論文

1、-. z應(yīng)用多元統(tǒng)計分析期末論文農(nóng)村居民生活消費分析2014年我國農(nóng)村居民消費分析目錄TOC o 1-3 h u HYPERLINK l _Toc9852摘要 PAGEREF _Toc9852 3HYPERLINK l _Toc19985一、引言 PAGEREF _Toc19985 3HYPERLINK l _Toc11365二、因子分析法 PAGEREF _Toc11365 3HYPERLINK l _Toc30412.1統(tǒng)計思想 PAGEREF _Toc3041 3HYPERLINK l _Toc207242.2因子確實定 PAGEREF _Toc20724 3HYPERLINK l _T

2、oc77632.3分析過程 PAGEREF _Toc7763 3HYPERLINK l _Toc19168根本分析 PAGEREF _Toc19168 3HYPERLINK l _Toc2031因子載荷矩陣 PAGEREF _Toc2031 3HYPERLINK l _Toc18063因子得分 PAGEREF _Toc18063 3HYPERLINK l _Toc12155三、聚類分析法 PAGEREF _Toc12155 3HYPERLINK l _Toc132493.1系統(tǒng)聚類法的思想 PAGEREF _Toc13249 3HYPERLINK l _Toc85763.2系統(tǒng)聚類 PAGER

3、EF _Toc8576 3HYPERLINK l _Toc382四、影響農(nóng)村居民消費因素 PAGEREF _Toc382 3HYPERLINK l _Toc232974.1收入影響 PAGEREF _Toc23297 3HYPERLINK l _Toc170084.2消費環(huán)境影響 PAGEREF _Toc17008 3HYPERLINK l _Toc202034.3消費觀念影響 PAGEREF _Toc20203 3HYPERLINK l _Toc17683五、參考文獻(xiàn) PAGEREF _Toc17683 3HYPERLINK l _Toc9222六、附錄： PAGEREF _Toc9222

4、3農(nóng)村居民生活消費分析2014年我國農(nóng)村居民消費分析摘要：本文綜合了因子分析與聚類分析,先進(jìn)展因子分析, 再用因子分析的結(jié)果進(jìn)展聚類分析。在2014 年農(nóng)村居民消費構(gòu)造的數(shù)據(jù)根底上, 本文較多運用了31個省份的因子得分,計算出單因子情況下31個省份的得分和31個省份在八項消費產(chǎn)生的3個因子上的綜合得分, 再把該得分作為31個省份的屬性, 采用離差平方和(ward)方法進(jìn)展聚類, 最后將城市分為三層，對整體進(jìn)展綜合評價和說明。關(guān)鍵詞：因子分析；聚類分析；綜合評價2014年我國農(nóng)村居民消費分析引言由于我國國土遼闊,自然條件差異很大,經(jīng)濟(jì)開展極不平衡,一些地區(qū)、一些鄉(xiāng)村、一些居民群體的生活目前與小康

5、指標(biāo)仍有差距,有的甚至還沒有解決溫飽問題。我國現(xiàn)有65%的人口在農(nóng)村,農(nóng)村居民的生活問題是全面建立小康社會的主要問題。因此,筆者就我國農(nóng)村居民生活消費構(gòu)造進(jìn)展因子分析和聚類分析,以期對農(nóng)村居民生活消費的問題作一研究,并以此尋求合理的解決思路。二、因子分析法2.1、統(tǒng)計思想因子分析的根本思想是通過對變量相關(guān)系數(shù)矩陣部構(gòu)造的研究，找出能控制所以變量的少數(shù)幾個隨機變量去描述多個變量之間的相關(guān)關(guān)系，并依據(jù)相關(guān)性的大小將變量分組，使得同組的變量之間相關(guān)性較高，不同組的變量相關(guān)性較低。每組代表一個根本構(gòu)造，這個根本構(gòu)造成為公共因子。對于所研究的問題試圖用最小個數(shù)的不可觀測的所謂公共因子的線性函數(shù)與特殊因子

6、之和來描述原來可觀測的每一個變量。2.2、因子確實定利用2014年各地區(qū)農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費支出資料。摘自中國統(tǒng)計年鑒(2015)做因子相關(guān)性分析得：表一、相關(guān)矩陣表相關(guān)矩陣a食品衣著居住家庭設(shè)備及效勞交通和通訊文娛用品及效勞醫(yī)療保健其他商品和效勞相關(guān)食品1.000.669.831.789.759.356.462.818衣著.6691.000.760.729.871.499.722.755居住.831.7601.000.872.814.547.645.767家庭設(shè)備及效勞.789.729.8721.000.764.466.516.694交通和通訊.759.871.814.7641.00

7、0.580.698.763文娛用品及效勞.356.499.547.466.5801.000.691.505醫(yī)療保健.462.722.645.516.698.6911.000.613其他商品和效勞.818.755.767.694.763.505.6131.000Sig.單側(cè)食品.000.000.000.000.027.005.000衣著.000.000.000.000.003.000.000居住.000.000.000.000.001.000.000家庭設(shè)備及效勞.000.000.000.000.005.002.000交通和通訊.000.000.000.000.000.000.000文娛用品及效

8、勞.027.003.001.005.000.000.002醫(yī)療保健.005.000.000.002.000.000.000其他商品和效勞.000.000.000.000.000.002.000a. 行列式 = .000因子相關(guān)相關(guān)矩陣反映我國農(nóng)村居民消費構(gòu)造的各指標(biāo)之間存在較高的相關(guān)性,而變量間存在較為明顯的相關(guān)關(guān)系是應(yīng)用因子分析提取主因子，并以此為依據(jù)構(gòu)造評價體系的根底。因此存在可以采用因子分析進(jìn)展分析的可能。2.3 分析過程、根本分析共同度描述的是變量i(i=1,2,m)對m個因子的依賴程度，也就是用m個因子描述變量的有效性。本文用因子分析法，選取特征值r1的變量作為主因子并計算其共同度。

9、表二、公因子方差表公因子方差初始提取食品1.000.939衣著1.000.961居住1.000.941家庭設(shè)備及效勞1.000.948交通和通訊1.000.929文娛用品及效勞1.000.997醫(yī)療保健1.000.992其他商品和效勞1.000.958提取方法：主成份分析。由表二可以看出，主因子對每個變量指標(biāo)有很強的解釋力。表三、解釋的總方差表解釋的總方差成份初始特征值提取平方和載入旋轉(zhuǎn)平方和載入合計方差的 %累積 %合計方差的 %累積 %合計方差的 %累積 %15.69371.16171.1615.69371.16171.1613.49143.63543.6352.93011.62782.7

10、89.93011.62782.7892.07525.93469.5693.4795.99188.780.4795.99188.7801.53719.21188.7804.3394.23593.0155.2242.79695.8106.1561.95297.7637.0981.22498.9868.0811.014100.000提取方法：主成份分析。從衡量每個公因子Fi(i=1、2n)對m個變量解釋能力的方差奉獻(xiàn)率指標(biāo)來看，累計方差奉獻(xiàn)率到達(dá)88.78%，說明主因子對變量能夠起到較好的概括作用，其中第一主因子起到了尤其重要的作用，其旋轉(zhuǎn)后的方差奉獻(xiàn)率到達(dá)43.635%。、因子載荷矩陣因子載荷矩陣

11、的元素ai代表了變量i與因子Fi線性聯(lián)系的嚴(yán)密程度，而第j列的因子載荷量a1、a2ai,則說明了第j個因子Fi與各變量的聯(lián)系程度，在實際中，常常根據(jù)該列載荷中絕對值較大的載荷所對應(yīng)的變量來說明這個因子的意義。表四、旋轉(zhuǎn)成分矩陣表旋轉(zhuǎn)成份矩陣a成份123食品.910.261.078衣著.539.774.173居住.820.344.331家庭設(shè)備及效勞.861.239.252交通和通訊.641.621.284文娛用品及效勞.232.243.925醫(yī)療保健.215.738.552其他商品和效勞.714.483.213提取方法 :主成份。旋轉(zhuǎn)法 :具有 Kaiser 標(biāo)準(zhǔn)化的正交旋轉(zhuǎn)法。a. 旋轉(zhuǎn)在

12、5 次迭代后收斂。由表四可知：第一主因子在食品、居住、家庭設(shè)備及效勞、交通和通訊以及其他商品和效勞等5個指標(biāo)上的系數(shù)比擬大，其主要反響的是生活消費水平的提高；第二主因子在衣著、醫(yī)療保健2個指標(biāo)上的系數(shù)比擬大，其主要反映的是日常生活中最根本的消費情況；第三主因子在文教娛樂用品及效勞指標(biāo)上的系數(shù)比擬大，其主要反映的是生活消費水平進(jìn)一步提高的情況。3個主因子從不同的側(cè)面反映了居民的生活質(zhì)量,從整體來看,則反映了農(nóng)村居民從生存型消費、數(shù)量型消費向開展型消費、質(zhì)量型消費的開展方向。第一主因子可以解釋原始數(shù)據(jù)全部方差的71.161%,第二主因子可以解釋原始數(shù)據(jù)全部方差的11.627%,第三主因子可以解釋原

13、始數(shù)據(jù)全部方差的5.991%。由此看出,我國現(xiàn)階段農(nóng)村居民消費的剛性支出是維護(hù)根本生活的吃、必要的的交通、通訊和商品及效勞。、因子得分因子得分是利用因子分析法對原始數(shù)據(jù)進(jìn)展評價的依據(jù)。以2014年各地區(qū)農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費支出資料為依據(jù)，我們得到因子得分系數(shù)矩陣和因子得分。表五、成分得分系數(shù)矩陣表成份得分系數(shù)矩陣成份123食品.461-.258-.141衣著-.160.762-.375居住.326-.249.140家庭設(shè)備及效勞.432-.390.111交通和通訊.012.360-.119文娛用品及效勞-.054-.4521.041醫(yī)療保健-.385.644.176其他商品和效勞.16

14、2.138-.115提取方法 :主成份。旋轉(zhuǎn)法 :具有 Kaiser 標(biāo)準(zhǔn)化的正交旋轉(zhuǎn)法。表六、因子得分表地區(qū)因子一因子二因子三1.816651.018110.38765*1.780041.54079-0.28405-0.278620.57007-0.42938-1.001260.063440.49417-0.812530.981611.79005-1.360310.65161.02536-0.992190.384621.10577-1.358330.830790.757772.070751.62143-0.690321.202230.232120.89531.459680.892561.28

15、764-0.1047-0.23246-0.304751.5009-0.921930.137630.08184-1.02688-0.43173-0.410110.21327-0.1464-0.710540.51714-0.461780.00538-0.506570.966490.25145-1.115831.245541.45502-1.851750.49371*-0.14494-1.50262-0.161970.28848-1.91973-0.089030.15731-0.64588-0.23990.294040.03987-1.19174-0.47928-1.25891-0.3303-0.6

16、7826-0.91445-0.43083-0.08193-0.29863-3.4481-0.87977-0.140830.64863-0.78854-0.533-0.28667-0.706771.5633-1.08221-0.594770.555550.08217*-0.980911.19321-1.30874以主因子對原始數(shù)據(jù)的奉獻(xiàn)率為權(quán)數(shù)加權(quán)，得出個城市的綜合得分F，即F=(F1*71.161+F2*11.627+F3*5.991/88.78表七、因子綜合得分表地區(qū)綜合得分排名1.6156 2*1.6094 3-0.1776 15-0.7609 29-0.4019 20-0.9358 31

17、-0.6703 24-0.9288 301.8256 11.0545 61.3738 4-0.1349 141.0916 5-0.0980 13-0.3107 16-0.5330 220.0032 110.1395 90.9571 7*-0.3239 17-0.0262 120.0253 100.1605 8-0.5713 23-0.6925 26-0.3375 18-0.6798 25-0.7212 28-0.4348 21-0.3984 19*-0.7183 27可以看出,第一主因子的前10位排名依次為、*、;第二主因子的前10位排名依次為、*、*、;第三主因子前10位排名依次為、。綜合因

18、子前10位排名與第一主因子大致一樣,這就進(jìn)一步說明,我國農(nóng)村居民的整體消費水平由第一類地區(qū)的消費水平所決定?？紤]到不同地區(qū)的消費習(xí)慣和物價水平的影響,因子分析排名根本符合實際情況。第二主因子的排名與第一主因子、第三主因子相差較大。聚類分析法3.1 系統(tǒng)聚類法的思想首先，將N個樣品看成N類，然后將性質(zhì)最近的兩類合并成一個新類，我們得到N-1類，再從中找出最近的兩類合并變成N-2類，如此下去，最后所有樣品歸為一類。3.2 系統(tǒng)聚類離差平方和 Ward方法的思想來源于方差分析，如果分類正確，同樣品的離差平方和應(yīng)當(dāng)較小，類與類之間的離差平方和應(yīng)當(dāng)較大。對表中綜合因子得分運用統(tǒng)計分析軟件SPSS進(jìn)展聚類

19、分析的WARD(離差平方和)法進(jìn)展最優(yōu)分割,把我國31個省、直轄市、自治區(qū)的農(nóng)村居民生活消費情況歸來為3大類。圖一、系統(tǒng)聚類圖表八、聚類圖中數(shù)字代表的省市地區(qū)*序號123456789101112131415161718*192021222324252627282930*31由上圖知第東部沿海地區(qū)農(nóng)村居民在科技教育、居住、效勞方面的消費普遍較高;西部、北部地區(qū)農(nóng)村居民在科技教育、居住、效勞方面的消費普遍較低,主要用于生存消費。即:第一、二類地區(qū)的生活水平較低,第三類地區(qū)的生活水平較高,整體差異懸殊較大。影響農(nóng)村居民消費因素4.1、收入影響農(nóng)民收入增長緩慢,而且其收入絕大局部用于家庭生產(chǎn)經(jīng)營、支付

20、稅費以及供子女受教育的學(xué)費開支,這從根本上限制了農(nóng)村居民消費水平的提高和消費構(gòu)造的改善,因此,增收問題是提高農(nóng)村居民生活質(zhì)量的核心問題。4.2、消費環(huán)境影響目前,我國農(nóng)村居民的消費環(huán)境較差,明顯制約農(nóng)村居民消費構(gòu)造的改善。主要表現(xiàn)在:根底設(shè)施落后。道路、供水供電、通訊等設(shè)施不能滿足消費的需求,出現(xiàn)了買車無路開,買手機無信號,買洗衣機沒有自來水的現(xiàn)象,嚴(yán)重制約了農(nóng)村居民對家用電器等現(xiàn)代化工業(yè)產(chǎn)品的消費。市場上適應(yīng)農(nóng)村消費特點的消費品偏少,而且農(nóng)村商品銷售網(wǎng)絡(luò)和效勞體系嚴(yán)重滯后,如鄉(xiāng)鎮(zhèn)以下區(qū)域商品批發(fā)市場、零售網(wǎng)點少,假冒偽劣商品充滿農(nóng)村市場,諸如送貨上門、免費安裝、售后效勞等便民措施在農(nóng)村市場難

21、以得到保障,這些問題嚴(yán)重影響了農(nóng)民的購置熱情和消費心理。農(nóng)村社會保障體系不健全,農(nóng)村居民因防老、防病、育兒的儲蓄心理較強,因而限制了消費需求的實現(xiàn)。4.3、消費觀念影響多數(shù)農(nóng)村居民的消費觀念比擬保守,仍停留在短缺經(jīng)濟(jì)時代的水平上,積累性消費特點突出,超前消費、貸款消費的意識不強,、求廉的購置動機明顯,價格仍是選購商品時首先考慮的因素。此外,農(nóng)村居民消費的趨同性和從眾心理顯著,往往是同一區(qū)域的一家農(nóng)戶買了*一種物品,其他農(nóng)戶就都買同一品牌、品種的商品。這顯然對消費領(lǐng)域的拓展和消費質(zhì)量的提高有所限制。五、參考文獻(xiàn)我國農(nóng)村居民生活消費實證研究：艷玲，講師,信息工程學(xué)院信息統(tǒng)計系：. 基于因子分析的我

22、國證券公司競爭力的研究：王曉芳，王學(xué)偉，交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院：.近年居民消費構(gòu)造統(tǒng)計分析的研究-關(guān)于因子分析和聚類分析的應(yīng)用; 吳棟, 樂夫 ,陽子 ,清華大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 :. 4、基于因子和聚類分析的縣域經(jīng)濟(jì)開展研究以省18個縣市為例王慶豐.黨耀國.王麗敏,航空航天大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 ,. . 中原工學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 ,.六、附錄：6-28 農(nóng)村居民分地區(qū)人均消費支出 (2014年)單位：元地區(qū)消費支出食品煙酒衣著居住生活用品交通通信教育文化醫(yī)療保健其他用品及效勞娛樂及效勞全國8382.62814.0510.41762.7506.51012.6859.5753.9163.014535.1

23、4048.0917.84360.7994.61813.01097.31088.6215.1*13738.64314.41013.13200.4891.01979.41041.4979.7319.2*8248.02421.2581.61858.5508.01146.5758.7788.7184.7*6991.72054.3539.71480.5343.9706.5928.5770.2168.29972.23039.0728.11675.7427.91467.51318.01114.4201.5*7800.72210.9531.71491.7331.71049.71014.51026.4144.2

24、*8139.82411.2552.61650.9355.7931.21042.21008.0188.07830.02210.2597.41602.1348.0966.2984.2992.1129.7*14820.15332.7860.43615.7689.51830.3782.71330.3378.3江11820.33711.9758.92467.0719.01788.51215.5845.3314.3*14497.84618.5881.83302.1746.62256.81355.31068.3268.4*7980.82842.3474.01686.0498.7811.7735.1778.8154.1*11055.94222.5572.42607.8642.71097.7940.7735.9236.2*7548.32755.1380.61877.3406.8759.4711.9525.2132.0*7962.22464.5489.3154