1、磁鳥緻三濮多院ANHUISANLIANUN1VERS1TY社會(huì)實(shí)踐課程論文題目利用因子分析我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展學(xué)生姓名：張成雨學(xué)號(hào):1501050527所在院系：經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院專業(yè):酒店管理入學(xué)時(shí)間：年09月導(dǎo)師姓名：郝西文職稱/學(xué)位:講師/碩士導(dǎo)師所在單位：安徽三聯(lián)學(xué)院完成時(shí)間：年06月安徽三聯(lián)學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院利用因子分析我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展摘要經(jīng)濟(jì)發(fā)展，是整個(gè)人類社會(huì)追求的目標(biāo)之一。在宏觀經(jīng)濟(jì)理論中，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展主要受到消費(fèi)，投資，政府購買的影響。在經(jīng)濟(jì)理論中，我們通常用GDP來描述經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，同時(shí)GDP也會(huì)受到價(jià)格水平的影響。衡量?jī)r(jià)格水平，我們一般用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，商品零售價(jià)格指數(shù)來描述；投資一般用固

2、定資產(chǎn)投資和工業(yè)總產(chǎn)值來衡量。本文通過我國近20年的國內(nèi)生產(chǎn)總值和影響國內(nèi)生產(chǎn)總值的一些重要指標(biāo)，如居民消費(fèi)水平，財(cái)政支出，商品零售價(jià)格指數(shù)，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，城鎮(zhèn)居民收入，農(nóng)村居民收入，能源消費(fèi)總量等數(shù)據(jù)，利用SPSS軟件提供的描述性分析，因子分析，等方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了深入的分析，并就分析結(jié)果所反映的問題給出了一些針對(duì)性的建議。關(guān)鍵詞經(jīng)濟(jì)發(fā)展描述因子分析引言：中國作為世界上的發(fā)展中國家，其經(jīng)濟(jì)實(shí)力及綜合國力水平在近幾十年的時(shí)間里都得到了長(zhǎng)足的發(fā)展。經(jīng)濟(jì)實(shí)力的不斷攀升，以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度的持續(xù)加速，令中國經(jīng)濟(jì)已成為世界各國所關(guān)注的焦點(diǎn)。我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長(zhǎng)帶來了社會(huì)財(cái)富的迅速增加，目前人均國內(nèi)生產(chǎn)

3、總值（GDP）已步入中等收入國家的行列。那么影響GDP快速增長(zhǎng)的原因有哪些？我國經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展中是否還存在一些問題呢？是我們需要進(jìn)一步探討和研究的。隨著我國改革開放的實(shí)踐和經(jīng)濟(jì)理論的發(fā)展，實(shí)證方法和數(shù)據(jù)分析成為了經(jīng)濟(jì)研究中的重要方面。大量經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的分析和運(yùn)用對(duì)于經(jīng)濟(jì)理論的發(fā)展和決策的支持都具有重要的意義。而經(jīng)濟(jì)實(shí)證研究離不開現(xiàn)代統(tǒng)計(jì)分析方法的運(yùn)用，SPSS作為統(tǒng)計(jì)分析工具，理論嚴(yán)謹(jǐn)、內(nèi)容豐富，具有數(shù)據(jù)管理、統(tǒng)計(jì)分析、趨勢(shì)研究、制表繪圖、文字處理等功能。為經(jīng)濟(jì)管理研究提供了有力的工具。而因子分析，回歸分析等方法是經(jīng)濟(jì)管理研究中常用的分析方法。一、分析目的，分析思路及數(shù)據(jù)選取本次實(shí)驗(yàn)的目的是研究我

4、國近20年經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基本情況，分析在眾多影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)中哪些指標(biāo)處是主要因素，在經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展的過程中還存在哪些問題，為以后經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略提供依據(jù)。本實(shí)驗(yàn)的分析思路如下，首先利用描述性分析對(duì)我經(jīng)濟(jì)發(fā)展的各個(gè)主要指標(biāo)進(jìn)行基礎(chǔ)性描述，以便對(duì)整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r形成直觀印象，然后利用因子分析提取對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為明顯的因素，分析經(jīng)濟(jì)發(fā)展的決定因素，最后用回歸分析方法確定這些因素對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響方向和強(qiáng)弱。本實(shí)驗(yàn)利用經(jīng)濟(jì)主要指標(biāo)數(shù)據(jù)分析經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響因素，觀測(cè)了國內(nèi)生產(chǎn)總值，全體居民消費(fèi)水平，財(cái)政支出，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，商品零售價(jià)格指數(shù)，城鎮(zhèn)居民人均收入，農(nóng)村居民人均收入，工業(yè)總產(chǎn)值，能源消費(fèi)總量，所有數(shù)據(jù)均來

5、源于中國統(tǒng)計(jì)年鑒2013，本實(shí)驗(yàn)的原始數(shù)據(jù)如下。二、實(shí)驗(yàn)操作把原始數(shù)據(jù)錄入至SPSS中，根據(jù)數(shù)據(jù)表在SPSS的變量視圖中建立相應(yīng)的變量，將年份定義為字符串變量，將國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP），全體居民消費(fèi)水平，政府購買（即財(cái)政支出），居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，商品零售價(jià)格指數(shù)，城鎮(zhèn)居民人均收入，農(nóng)村居民人均收入，工業(yè)總產(chǎn)值，能源消費(fèi)總量定義為數(shù)值型變量，返回?cái)?shù)據(jù)視圖，將所有對(duì)應(yīng)數(shù)據(jù)復(fù)制粘貼。原始數(shù)據(jù)如下：年份國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）全體居民消費(fèi)水平（元）2012519,470.1014098201473,104.051257012010401,512.80105222009519,470.10928320031

6、4,045.4384308200265,810.31731072006216,314.436299200184,937.37559652004159,878.345032200135,822.7644753財(cái)政支居民消商品零出（億費(fèi)價(jià)格售價(jià)格元）指數(shù)指數(shù)125952.97102.61102.0109247.105.4 104.97989874.1103.3 103.1676299.999.3 98.8362592.6105.9 105.9649781.3104.8 103.8540422.7101.5 101.1333930.2101.8 100.8828486.8103.9 102.8924

7、649.9101.2 99.95城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（元）農(nóng)村居民人均純收入（元）能源消費(fèi)總量（萬噸）24564.7916.63617327.021809.6977.33480018.619109.5919.03249394.117174.5153.23066477.115780.4760.62914488.313785.4140.42805078.911759.3587.02586765.310493.3254.92359960.62134559421.62936.4.91837918472.22622.2.8注：數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計(jì)年鑒2013數(shù)據(jù)整理而得。三、實(shí)驗(yàn)結(jié)果分析fiSSitif

8、ellSri鮒iSHffitiSH紺iSt!打110期訓(xùn)制1W2.I6§sm3190WI.WE5.270.63?-IW10UI5.00UOM5361.65?-715BO10mnoiD21訓(xùn)朋nw6I1M0.621.63?-.381199.30105.9010OT0.W-.6531I0O925D81?2.20245617015237.1500.紐17.1D98.80105.90102.3100.川70910蹦I2622.20剛詢釘迦mmi，訓(xùn).65?1010IM.2D361F32.00M51W.63?由上表可知，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值的平均值為319036.5690億元，最大值為519470

9、.10億元，最小值為135822.76億元，他們之間的全距為383647.34億元，標(biāo)準(zhǔn)差為1.49509E5,可見我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈直線上升趨勢(shì)，且發(fā)展迅速。而城鎮(zhèn)居民人均收入與農(nóng)村居民的人均收入有很大的差距，城鎮(zhèn)居民人均收入均值大概是農(nóng)村居民的人均收入均值的3倍多，這就說明雖然我國總體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快，但是城鄉(xiāng)居民收入差距不斷擴(kuò)大，不均等程度加劇。KMO和BartlettPH撿驗(yàn)取樣足醪度的Kai£er-Meyer-01kiri唐坯"Bartlett的球瑋産栓驗(yàn)近似卡方dfSig.734178.18828.上圖給出了KMO和Bartlett的檢驗(yàn)結(jié)果，其中KMO值越接近1越適

10、合做因子分析，從該表可以得到KMO值為0.734，比較接近1，表示比較適合做因子分子；Sig值為0.000小于顯著水平0.05,因此拒絕原假設(shè)表示變量之間存在相關(guān)關(guān)系，適合做因子分析。上圖給出了因子貢獻(xiàn)率的結(jié)果。該表中左側(cè)部分為初始特征值，中間為提前主因子結(jié)果，右側(cè)為旋轉(zhuǎn)后的主因子結(jié)果。“合計(jì)”指因子的特征值，“方差的%”表示該因子的特征值占總特征值的百分比?？梢钥吹街挥星皟蓚€(gè)因子的特征值大于1，并且前兩個(gè)因子的特征值之和占總特征值的98.280%，因此提取前兩個(gè)因子我恰提取平TWX范轉(zhuǎn)平萬乳載A合計(jì)方差的%加合計(jì)方差的%合計(jì)方差的翱%”5.998厲胴74.9775.99874.9771115

11、.7Z072.121乜1于21E6423.30398.2801.86123.3039E.28C2.00326.16038.2303.0921.15099.431.036.45399.8845C08.00799.9806CO1JI399.9937.000.00699.99985.928E-5.001100C00解雅的總方差4-2a值作為主因子足以描述經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平。上圖給出了特征值的碎石圖，具有較強(qiáng)解釋能力的因子在圖中表現(xiàn)為較大的咸分?jǐn)?shù)斜率，從該圖可以看出前兩個(gè)因子都處于非常陡峭的斜率上，從第三個(gè)開始變平緩，因此選擇前兩個(gè)因子作為主因子。上圖給出了旋轉(zhuǎn)后的因子載荷值，其中旋轉(zhuǎn)方法是Kaiser標(biāo)

12、準(zhǔn)化的正交旋轉(zhuǎn)法。通過因子旋轉(zhuǎn)，各個(gè)引子有了比較明確的含義。第一個(gè)因子中，GDP，居民消費(fèi)水平，政府購買，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入比較大。第二個(gè)因子中，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，商品零售價(jià)格指數(shù)的系數(shù)比較大，因此將商品零售價(jià)格指數(shù)作為對(duì)第二個(gè)因子的解釋。3.經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的回歸分析模型匯總b模型RR方調(diào)整R方標(biāo)準(zhǔn)估計(jì)的誤差Durbin-Watson1.933a.871.85556863.084442.223a. 預(yù)測(cè)變量：（常量），城鎮(zhèn)居民人均可支配收入。b. 因變量:國內(nèi)生產(chǎn)總值上圖給出了評(píng)價(jià)模型的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。從該圖可以得到R,R方，調(diào)整的R方，標(biāo)準(zhǔn)估計(jì)的誤差以及D-W統(tǒng)計(jì)量。本實(shí)驗(yàn)中回歸模型調(diào)整的R方是0

13、.933，說明該回歸模型的擬合程度比較好，并且D-W統(tǒng)計(jì)量為2.223,說明模型殘差不存在自相關(guān)。模型平方和df均方FSig.1回歸我差總計(jì)1.737E1-12.748E102.012E1111.737E1-13.435E950573,000a乩預(yù)測(cè)孌量：儒量）財(cái)政支出*因麥雖：國內(nèi)生產(chǎn)總佰上圖給出了方差分析的結(jié)果。由該圖可以得到回歸部分的F值為50.573.相應(yīng)的P值是0.000,小于顯著水平0.05，因此可以判斷居民消費(fèi)水平，政府購買，工業(yè)生產(chǎn)總值和商品零售價(jià)格指數(shù)對(duì)GDP解釋能力非常顯著。CoefficientsaModelStandardizedUnstandardizedCoeffi

14、cientCoefficientsstSig.BStd.ErrorBeta1(Constant)1223674.319827009.0641.480.277全體居民消費(fèi)水平314.599294.9266.8491.067.398財(cái)政支出3.05011.441.719.267.815居民價(jià)格消費(fèi)指數(shù)16001.03054729.893.223.292.798商品零售價(jià)格指數(shù)-27239.30751917.582-.406-.525.652城鎮(zhèn)居民人均可支配91.30166.7703.3171.367.305收入農(nóng)村居民人均純收入-822.394404.591-9.752-2.033.179能源消

15、耗總量-.3401.838-.132-.185.870上圖給出了線性回歸模型的回歸系數(shù)及相應(yīng)的一些統(tǒng)計(jì)量。從該表可以得到線性回歸模型中的全體居民消費(fèi)水平，居民價(jià)格消費(fèi)指數(shù)平，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均可支配收入、財(cái)政支出的T值都比較高。四、存在的問題我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長(zhǎng)帶來了社會(huì)財(cái)富的迅速增加，然而，在經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的同時(shí)，我國社會(huì)財(cái)富分配的不均等程度也在日益擴(kuò)大。收入不均等在本實(shí)驗(yàn)中體現(xiàn)為城鎮(zhèn)與農(nóng)村的收入差距擴(kuò)大。由于城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長(zhǎng)速度快于農(nóng)村居民可支配收入增長(zhǎng)速度，城鄉(xiāng)收入差距在擴(kuò)大，而且存在著較大的差距。從最開始的描述性統(tǒng)計(jì)分析中，我們就看到城鎮(zhèn)居民的可支配收入是農(nóng)

16、村居民可支配收入的三倍還多，如果考慮到城市居民享有的保險(xiǎn)、醫(yī)療、住房等福利待遇，城鄉(xiāng)居民的實(shí)際收入差距可能更大。造成這一問題存在的原因：1）我國存在明顯的二元經(jīng)濟(jì)特征。我國二元經(jīng)濟(jì)的階段性特征導(dǎo)致勞動(dòng)報(bào)酬水平低、增長(zhǎng)慢。雖然農(nóng)村勞動(dòng)力不斷向城鎮(zhèn)非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，城鎮(zhèn)化速度不斷加快，但這一過程遠(yuǎn)未結(jié)束，農(nóng)村勞動(dòng)力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移還將在相當(dāng)長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)持續(xù)下去。在這樣的發(fā)展階段，非農(nóng)勞動(dòng)者的工資水平往往由農(nóng)業(yè)部門勞動(dòng)者收入水平?jīng)Q定。因?yàn)橹灰寝r(nóng)部門工資高于農(nóng)業(yè)就業(yè)的收入，就會(huì)繼續(xù)吸引農(nóng)村勞動(dòng)力向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移。2）資本全球化進(jìn)一步加劇了我國初次收入分配不利于勞動(dòng)者的局面。國外直接投資的迅速增加是我國經(jīng)濟(jì)

17、長(zhǎng)期高速增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿?，但同時(shí)也進(jìn)一步加劇了我國勞動(dòng)報(bào)酬占比下降的趨勢(shì)。資本全球化加強(qiáng)了資本的流動(dòng)能力，進(jìn)而提升了資本對(duì)勞動(dòng)的優(yōu)勢(shì)地位和談判能力。大量外資集中于汽、房地產(chǎn)和電力、燃?xì)獾荣Y本收益率高的部門，外貿(mào)出口中資本密集型產(chǎn)品的比例越來越高，再加上地方政府為了GDP增長(zhǎng)而展開吸引外資的競(jìng)爭(zhēng)，使得勞動(dòng)報(bào)酬占比持續(xù)下降。五、解決政策針對(duì)城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民收入存在的差距給出了以下幾點(diǎn)建議：（一）、完善社會(huì)保障制度，讓人人享有基本社會(huì)保障。探索建立覆蓋所有城鄉(xiāng)居民的社會(huì)保障制度，讓人人享有基本的社會(huì)保障，是調(diào)整收入分配格局，讓所有人都能分享經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)成果的重要手段。我國近幾年社會(huì)保障制度建設(shè)取得了

18、巨大成就，基本醫(yī)療保險(xiǎn)實(shí)現(xiàn)了制度的全覆蓋，但養(yǎng)老保障問題突出?？傮w上看，我國的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度僅覆蓋城鎮(zhèn)地區(qū)的部分勞動(dòng)者。（二）、建立工資正常增長(zhǎng)的機(jī)制，培育有利于勞動(dòng)者收入增長(zhǎng)的市場(chǎng)環(huán)境。從長(zhǎng)期來看，要有效提高勞動(dòng)報(bào)酬在初次收入分配中的比重，必須建立保障工資合理增長(zhǎng)的機(jī)制。為此，首先要根據(jù)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展需要?jiǎng)討B(tài)調(diào)整最低工資標(biāo)準(zhǔn)，建立和完善國有資本預(yù)算經(jīng)營制度，合理確定國有壟斷行業(yè)的資本所得與勞動(dòng)所得分配比例；其次，要加強(qiáng)勞動(dòng)保護(hù)，嚴(yán)格執(zhí)行勞動(dòng)合同法，進(jìn)一步完善勞動(dòng)合同制度和勞動(dòng)保護(hù)制度，加強(qiáng)勞動(dòng)監(jiān)督力度，完善保障工資增長(zhǎng)的三方協(xié)調(diào)機(jī)制。同時(shí)，要培育有利于勞動(dòng)者的公平市場(chǎng)環(huán)境。（三）、穩(wěn)步提高農(nóng)民收入水平，加快農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移。在我國當(dāng)前的發(fā)展階段，產(chǎn)業(yè)工人工資水平在很大程度上依賴于農(nóng)業(yè)就業(yè)人員的收入水平。持續(xù)、穩(wěn)步提高農(nóng)民的收入水平，將有利于提高產(chǎn)業(yè)工人的工資水平。從這個(gè)意義上講，提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率和農(nóng)民收入是提升勞動(dòng)報(bào)酬