關(guān)于長(cháng)三角地區農村居民收入與消費支出差異實(shí)證的研究

　　長(cháng)江三角洲地區以上海為龍頭、蘇浙為兩翼，是中國經(jīng)濟、科技、文化最發(fā)達的地區之一，也是中國最具活力和競爭力的經(jīng)濟區域之一。近年來(lái)，長(cháng)三角農業(yè)農村經(jīng)濟發(fā)展一直走在全國前列，農村居民人均純收入和人均消費水平較高，大部地區已經(jīng)或正在進(jìn)入全面小康階段。農村居民生活消費是反映農民享受改革開(kāi)放物質(zhì)成果的重要標志，已成為學(xué)界廣為關(guān)注并積極探討的重要領(lǐng)域。與收入相比，消費總量及其結構可以直接地表征農民的生活現狀[1]。由于長(cháng)三角地區各城市之間經(jīng)濟發(fā)展不平衡、自然條件以及消費觀(guān)念等因素的影響，農村居民家庭消費支出及其結構存在較大差異，為客觀(guān)、合理、準確地分析長(cháng)三角地區農村居民人均純收入、消費支出及其結構的差異性和相似性，筆者運用因子分析和K-Means 聚類(lèi)分析等定量分析手段，系統研究長(cháng)三角地區農民的收入與消費問(wèn)題。
　　1 因子分析
　　因子分析的概念起源于20 世紀Karl Pearson 和Chales Spearman 等人關(guān)于智力測驗的統計分析。因子分析的基本目的就是用少數幾個(gè)因子去描述許多指標或因素之間的聯(lián)系，以較少的幾個(gè)因子反映原有變量的大部分信息。它是從研究變量?jì)炔肯嚓P(guān)的依賴(lài)關(guān)系出發(fā)，把一些具有錯綜復雜關(guān)系的變量歸結為少數幾個(gè)綜合因子的一種多變量統計分析方法。它的基本思想是將觀(guān)測變量進(jìn)行分類(lèi)，將相關(guān)性較高，即聯(lián)系比較緊密的分在同一類(lèi)中，而不同類(lèi)變量之間的相關(guān)性則較低，那么每一類(lèi)變量實(shí)際上就代表了一個(gè)基本結構，即公共因子。對于所研究的問(wèn)題就是試圖用最少個(gè)數的不可測的所謂公共因子的線(xiàn)性函數與特殊因子之和來(lái)描述原來(lái)觀(guān)測的每一分量。運用這種研究技術(shù)，我們可以方便地找出影響農村居民收入、消費及其結構的主要因素是哪些，以及它們的影響力（權重）。
　　1.1 選取適合因子分析的原有變量
　　為研究長(cháng)三角地區農村居民家庭人均純收入和生活消費支出的差異性和相似性，選取2012 年長(cháng)三角地區16 個(gè)城市農村居民家庭人均純收入和消費支出結構數據（表1）[2]，使用SPSS17.0 軟件進(jìn)行因子分析。首先考察原始數據內變量之間是否存在一定的線(xiàn)性關(guān)系，是否適合采用因子分析提取因子。由表2 可知，除家庭設備用品及服務(wù)（X3）、娛樂(lè )文教服務(wù)（X6）和雜項商品與服務(wù)（X8）外，農村居民人均純收入（Y）、農村居民人均消費支出（X）、食品（X1）、衣著(zhù)（X2）、醫療保�。╔4）、交通通訊（X5）和居�。╔7）等7 個(gè)變量之間相關(guān)系數值都較高（>0.3），呈較強的線(xiàn)性關(guān)系，能夠從中提取公共因子，可以選取這7 個(gè)原有變量適合進(jìn)行因子分析。
　　再用這7 個(gè)原有變量進(jìn)行Bartlett 球度檢驗，得出的觀(guān)測值為111.408，相應的概率p 接近0，說(shuō)明相關(guān)系數矩陣與單位陣有顯著(zhù)差異，同時(shí)KMO 值為0.686，根據Kaiser 給出的KMO
　　1.2 農村居民收入與消費支出指標的因子提取
　　根據上述分析，采用主成分分析法提取因子并選取特征根值大于1 的特征根。分析結果如表3。表3 是因子分析的初始解，顯示了7 個(gè)變量的共同度數據。第1 列是因子分析初始解下的變量共同度，原有變量的所有方差都可被解釋?zhuān)�變量的共同度均�?；第2 列是按指定提取條件提取特征根時(shí)的共同度，可以看出，5 個(gè)變量的絕大部分信息（>83%）可被因子解釋?zhuān)�信息丟失較少，2 個(gè)變量的信息丟失也小于30%，因此本次因子提取的總體效果較為理想。
　　由此可以計算7 個(gè)因子解釋原有變量的總方差（表4）。由表4 可見(jiàn)，第1 個(gè)因子的特征根值為4.934，解釋原有7 個(gè)變量總方差的78.486%,累計方差貢獻率為78.486%；第2 個(gè)因子的特征根值為1.048，解釋原有7 個(gè)變量總方差的14.969%，累計方差貢獻率為85.456%。
　　總體上，原有變量的信息丟失較少，分析較果理想。同時(shí)可看到，第1 個(gè)因子的特征根值很高，對解釋原有變量的貢獻最大，第3 個(gè)以后的因子特征根值都較小，對解釋原有變量的貢獻很小，因此提取2 個(gè)因子是合適的。
　　表 5 顯示了因子載荷矩陣，是因子分析的核心內容。根據表5 可以寫(xiě)出長(cháng)三角地區農村居民收入與消費支出的因子分析模型。
　　農村居民人均生活消費支出X=0.988f1-0.043f2農村居民人均純收入Y=0.945f1-0.116f2食品X1=0.919f1-0.046f2居住 X7=0.803f1+0.452f2衣著(zhù) X2=0.800f1-0.332f2交通通訊 X5=0.788f1-0.403f2醫療保健 X4=0.559f1+0.744f2可以看出，X、Y、X1、X7、X2、X5 等6 個(gè)變量在第1 個(gè)因子上的載荷都很高，意味著(zhù)它們與第1 個(gè)因子的相關(guān)程度高，第1 個(gè)因子很重要，與第2 個(gè)因子的相關(guān)性��；而X4與第2 個(gè)因子的相關(guān)程度高一些，這2 個(gè)因子的實(shí)際含義比較模糊。
　　采用方差最大法對因子載荷矩陣實(shí)施正交旋轉以使因子具有命名解釋性。結果如表6，交通通訊X5、農村居民人均純收入Y、農村居民人均生活消費支出X、衣著(zhù)X2、食品X1在第1 個(gè)因子上有較高載荷，第1 個(gè)因子主要解釋了這5 個(gè)變量，可解釋為基本生活消費因子；醫療保健X4、居住X7 在第2 個(gè)因子上有較高的載荷，第2 個(gè)因子主要解釋了這2 個(gè)變量，可解釋為提高生活消費因子，與旋轉前相比，因子含義較為清晰。再計算2 個(gè)因子的協(xié)方差矩陣，可以看出，2 個(gè)因子沒(méi)有線(xiàn)性相關(guān)性，實(shí)現了因子分析的設計目標。
　　1.3 長(cháng)三角地區農村居民收入與消費支出綜合評價(jià)
　　采用回歸法估計因子得分系數，結果如表7。根據表7 可以寫(xiě)出以下2 個(gè)因子得分函數：
　　F1=0.192X+0.221Y+0.182X1+0.304X2-0.275X4+0.338X5-0.087X7F2=0.070X+0.006Y+0.060X1-0.185X2+0.664X4-0.244X5+0.452X7利用上述因子得分函數對各地進(jìn)行對比分析。計算各地區2 個(gè)因子的得分值于表8。結果表明：寧波、蘇州、上海的第1 個(gè)因子得分列前3 位，表明反映基本生活消費水平的農民人均純收入、人均消費支出及衣、食、行消費水平遠遠高于其它地區；杭州、上海、嘉興的第2 因子得分列前3 位，表明反映提高生活消費水平的醫療保健、居住消費水平遠遠高于其它地區。某城市F1、F2 的得分名次相近，說(shuō)明基本生活消費水平與提高生活消費水平比較協(xié)調；得分名次相差較大，說(shuō)明提高生活消費水平超前或者滯后于基本生活水平。蘇州的第1 個(gè)因子得分為第2 名，而第2 個(gè)因子得分為第11 名，說(shuō)明蘇州農村居民的基本生活消費水平較高，但未能在醫療保健、住房等方面提高消費水平。杭州的第1 個(gè)因子得分為第9名，處于中等，而第2 個(gè)因子得分為第1 名，說(shuō)明杭州農村居民消費觀(guān)念比較超前，在住房、醫療保健等方面消費水平較高。上海的2 個(gè)因子得分均較高，作為長(cháng)三角中心城市，農村經(jīng)濟比較發(fā)達，農民的收入、消費水平都位于前列。處于蘇中地區的南通、揚州、泰州3 市的農村經(jīng)濟發(fā)展水平在長(cháng)三角地區相對落后，反映在2 個(gè)因子的得分上均排在后面，說(shuō)明蘇中地區農村居民的人均純收入、消費水平均遠遠低于長(cháng)三角其它地區。
　　這里需要指出的是，長(cháng)三角地區農村居民消費結構中，家庭設備用品及服務(wù)、娛樂(lè )文教服務(wù)和雜項商品與服務(wù)三項反映提高生活消費水平的變量與其它變量（特別是與農村居民人均純收入和農村居民生活消費支出）相關(guān)程度較差，未能列入因子分析的原有變量中，說(shuō)明長(cháng)三角地區農村消費水平還有待提高，在農民人均純收入和消費支出水平總體上升的情況下，反映消費結構提升的家庭設備用品及服務(wù)和娛樂(lè )文教服務(wù)消費還未真正啟動(dòng)。
　　2 K-Means 聚類(lèi)分析
　　2.1 K-Means 聚類(lèi)分析的一般步驟
　　K-Means 聚類(lèi)也稱(chēng)快速聚類(lèi)，它是將數據看成K 維空間上的點(diǎn)，以距離作為測度個(gè)體“親疏程度”的指標，并通過(guò)犧牲多個(gè)解為代價(jià)換得高的執行效率[3]。其一般步驟為：①指定聚類(lèi)數目K。在K-Means 聚類(lèi)中，首先要求用戶(hù)自行給出需要聚成多少類(lèi)，最終也只能輸出關(guān)于它的唯一解。②確定K 個(gè)初始類(lèi)中心，要SPSS 中初始類(lèi)中心點(diǎn)的指定方式有兩種：
　　一是用戶(hù)指定方式；二是SPSS 系統根據樣本數據的具體情況選擇K 個(gè)有一定代表性的樣本作為初始類(lèi)中心點(diǎn)。③根據距離最近原則進(jìn)行分類(lèi)，依次計算每個(gè)樣本數據點(diǎn)到K 個(gè)類(lèi)中心點(diǎn)的歐氏距離，并按照距K 個(gè)類(lèi)中心點(diǎn)距離最短的原則將所有樣本分派，形成K 個(gè)分類(lèi)。
　�、苤匦麓_定K 個(gè)類(lèi)中心，中心點(diǎn)的確定原則是，依次計算各類(lèi)中K 個(gè)變量的均值，并以均值點(diǎn)作為K 個(gè)類(lèi)的中心點(diǎn)。⑤判斷是否已滿(mǎn)足終止聚類(lèi)分析的條件�？梢�(jiàn)，K-Means 快速聚類(lèi)是一個(gè)反復迭代的分類(lèi)過(guò)程，在聚類(lèi)過(guò)程中，樣本所屬的類(lèi)會(huì )不斷調整，直到最終達到穩定為止。
　　2.2 長(cháng)三角地區農村居民收入與消費支出的K-Means 聚類(lèi)分析
　　利用 SPSS17.0 軟件和2012 年長(cháng)三角地區農村居民家庭人均純收入與消費支出數據（表1），對長(cháng)三角各地區進(jìn)行K-Means 聚類(lèi)分析，要求分成3 類(lèi)，初始中心點(diǎn)由SPSS 自行確定。系統確定的3 個(gè)初始類(lèi)中心點(diǎn)的數據分別是（9115.00，11385.00，3728.04，464.87，501.33，692.74，884.16，847.70，1804.77，182.30），（5075.00，7338.00，1923.43，340.03，263.90，456.75，461.83，766.33，720.65，142.10），（7090.00，9180.00，2573.67，446.67，340.32，673.55，942.97，779.90，1184.03，155.98）�？梢�(jiàn)，初始聚類(lèi)后第1 類(lèi)各指數均是最優(yōu)的，第3 類(lèi)次之，第2 類(lèi)各指數均最不理想。
　　經(jīng)過(guò)第 1 次迭代后3 個(gè)類(lèi)的中心點(diǎn)分別偏移了969.057，431.418，570.522，第1 類(lèi)中心點(diǎn)偏移最大。第2 次迭代后，3 個(gè)類(lèi)的中心點(diǎn)分別偏移了135.893,0.000,308.284,第3 類(lèi)中心點(diǎn)偏移最大。第3 次迭代后，3 個(gè)類(lèi)的中心點(diǎn)偏移均為0.000,小于指定的判斷標準（0.02），聚類(lèi)分析結束。
　　經(jīng)過(guò)3 次迭代后，3 個(gè)最終類(lèi)中心點(diǎn)的數據分別是（8373.78，11179.78，3200.47，548.44，426.93，607.44，979.88，1004.08，1427.99，175.64），（5392.00，7533.00，2069.33，336.97，302.58，397.50，515.17，899.85，741.89，128.70），（6937.25，9396.25，2574.56，470.26，481.56，497.70，880.67，1015.05，885.50，135.48）。仍然可見(jiàn)，第1 類(lèi)指數均是最優(yōu)的，第3 類(lèi)次之，第2 類(lèi)指數均是最不理想。
　　長(cháng)三角各地區農村居民收入與消費支出的K-Means 聚類(lèi)分析結果見(jiàn)表9。表9 顯示了3個(gè)類(lèi)的類(lèi)成員情況。第1 類(lèi)（上游水平）有9 個(gè)城市：上海、蘇州、無(wú)錫、常州、杭州、寧波、嘉興、紹興和舟山；第2 類(lèi)（下游水平）有3 個(gè)城市：南通、揚州和泰州；第3 類(lèi)（中游水平）有4 個(gè)城市：南京、鎮江、湖州和臺州。這個(gè)結果與上述因子分析中，各城市的2個(gè)因子得分排名基本吻合，特別是蘇中的南通、揚州、泰州三市的F1、F2 得分排名和K-Means聚類(lèi)分析層次基本一致，均處于長(cháng)三角落后的位置。
　　通過(guò)對各指數在不同類(lèi)的均值進(jìn)行顯著(zhù)性測定，結果見(jiàn)表13。家庭設備用品及服務(wù)X3、醫療保健X4、娛樂(lè )文教服務(wù)X6 和雜項商品與服務(wù)X8 等4 個(gè)指數的均值在3 類(lèi)中的差異不顯著(zhù)。其余指數的均值在3 類(lèi)中的差異達到顯著(zhù)水平。與前面因子分析結果類(lèi)似，反映消費水平提高的一些消費類(lèi)型如家庭設備用品消費、娛樂(lè )文教消費等與持續增長(cháng)的收入和總體消費水平提高不相適應，消費結構不盡合理。
　　3 對策建議
　　3.1 千方百計增加農民收入，增強農民現實(shí)購買(mǎi)力。
　　一是繼續加大農業(yè)投入，增強農業(yè)發(fā)展基礎，保證農業(yè)生產(chǎn)不滑坡。開(kāi)工建設一批高標準的農田水利基礎工程，裝備一批節水、節地的現代農業(yè)設施，推廣一批新的高產(chǎn)品種。二是加大糧食收購價(jià)格提升幅度，增加農民種糧收入。三是繼續大幅度提高農業(yè)生產(chǎn)補貼標準，增加農民轉移性收入。四是在推進(jìn)新農村建設中刺激本地農民工用工量，確保農民在本地務(wù)工的收入穩定增長(cháng)。五是對農民從事家庭二三產(chǎn)業(yè)實(shí)行稅收優(yōu)惠或減免政策，確保農民家庭二三產(chǎn)業(yè)收入穩定增長(cháng)。
　　3.2 開(kāi)拓農村消費市場(chǎng)，把握好的消費趨勢和熱點(diǎn)
　　農村市場(chǎng)巨大，對企業(yè)來(lái)說(shuō)具有相當的誘惑力。企業(yè)應準確把握農民消費支出變動(dòng)的趨勢和農村市場(chǎng)消費的熱點(diǎn)，來(lái)開(kāi)拓農村市場(chǎng)。對長(cháng)三角農村居民收入與消費支出的差異性分析表明，長(cháng)三角農村居民在交通和通訊、居住、醫療保健、文教用品及娛樂(lè )服務(wù)業(yè)等方面的支出增長(cháng)是比較快的而且有較大的增長(cháng)空間。企業(yè)應注重對以下消費熱點(diǎn)和趨勢的把握：一是農用機械、運輸車(chē)等現代農機具、摩托車(chē)以及部分富裕農民的汽車(chē)消費；二是通信及電子產(chǎn)品的消費；三是新建房屋及其帶動(dòng)的住房裝飾、裝修、家具、家電等；四是醫療保健、保險、文體用品、娛樂(lè )、旅游等方面的消費。
　　3.3 完善健全農村社會(huì )保障制度，打消農民消費的后顧之憂(yōu)
　　目前，長(cháng)三角地區農村社會(huì )保障制度還不夠健全，標準有待提高，農民在養老、醫療等方面具有較強的不確定心理。因此，政府應健全社會(huì )保障制度，包括農村養老保險制度、農村新型合作醫療制度、失地農民的社會(huì )保障制度以及政府對低收入農民的救濟等，同時(shí)應擴大社會(huì )保障的覆蓋面，惠及更多的農村居民，打消農民消費的后顧之憂(yōu)。
　　3.4 大力發(fā)展農村教育事業(yè)，文體娛樂(lè )業(yè)，繁榮農村文化市場(chǎng)
　　從 2012 年長(cháng)三角地區農村居民的消費支出構成看，娛樂(lè )文教服務(wù)消費有了大幅度增長(cháng)，但與持續增長(cháng)的農民人均純收入和人均消費水平相比，這方面的消費需求還將在今后持續升溫。因此，地方政府應大力發(fā)展農村教育事業(yè)，引導和支持企業(yè)投資農村文體娛樂(lè )業(yè)，滿(mǎn)足農民的精神需求。
　　3.5 進(jìn)一步完善“家電下鄉”等政策
　　為進(jìn)一步擴大“家電下鄉”政策效果，一是要增加“家電下鄉”的種類(lèi)品種，增加種類(lèi)和型號，擴大可供選擇的余地。二是要簡(jiǎn)化家電補貼手續。建議家電補貼由定點(diǎn)銷(xiāo)售網(wǎng)點(diǎn)直接為農民辦理，不需到財政所申報備案，實(shí)行“一站式”服務(wù)。三是要將退稅補貼范圍擴大到城鎮低保家庭。
　　3.6 鼓勵和扶持農民改善住房條件，促進(jìn)農村消費升級。
　　配合新農村建設和小城鎮發(fā)展，應為有遷居小城鎮新建和翻新住房意愿的農村居民提供必要的物質(zhì)和資金支持，為農民提供低息或無(wú)息貸款，必要時(shí)可給困難農戶(hù)按需建住房面積或需要翻新的住房面積給予直接補貼，積極抓住農村住房條件改善后派生的家電消費升級的機遇。積極研究鼓勵和允許進(jìn)城農民和一部分有條件的農民在城里長(cháng)期置業(yè)的政策，通過(guò)農村轉移勞動(dòng)力的生活方式城市化帶動(dòng)相關(guān)消費的增長(cháng)。
　　3.7 制定合理的農村居民消費教育政策
　　消費者教育是現代化社會(huì )對消費者提出的一個(gè)新課題。早在1928 年，美國就建立了第一個(gè)消費者教育機構——消費研究所。而我國對消費者教育的起步較晚，對于農村居民消費教育更是如此�，F階段長(cháng)三角地區農村居民消費教育至少應該包括：農村居民正確的消費觀(guān)念、消費習慣和消費方式的形成，農村居民對消費者權益與義務(wù)觀(guān)念的理解與增強和農村居民消費知識水平、消費技能、技巧和個(gè)人修養的提高。

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