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關于長三角地區農村居民收入與消費支出差異實證的研究
長江三角洲地區以上海為龍頭、蘇浙為兩翼，是中國經濟、科技、文化最發達的地區之一，也是中國最具活力和競爭力的經濟區域之一。近年來，長三角農業農村經濟發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，大部地區已經或正在進入全面小康階段。農村居民生活消費是反映農民享受改革開放物質成果的重要標志，已成為學界廣為關注并積極探討的重要領域。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]。由于長三角地區各城市之間經濟發展不平衡、自然條件以及消費觀念等因素的影響，農村居民家庭消費支出及其結構存在較大差異，為客觀、合理、準確地分析長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 聚類分析等定量分析手段，系統研究長三角地區農民的收入與消費問題。
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因子去描述許多指標或因素之間的聯系，以較少的幾個因子反映原有變量的大部分信息。它是從研究變量內部相關的依賴關系出發，把一些具有錯綜復雜關系的變量歸結為少數幾個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測變量進行分類，將相關性較高，即聯系比較緊密的分在同一類中，而不同類變量之間的相關性則較低，那么每一類變量實際上就代表了一個基本結構，即公共因子。對于所研究的問題就是試圖用最少個數的不可測的所謂公共因子的線性函數與特殊因子之和來描述原來觀測的每一分量。運用這種研究技術，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 年長三角地區16 個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性關系，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（X3）、娛樂文教服務（X6）和雜項商品與服務（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（X2）、醫療保�。╔4）、交通通訊（X5）和居�。╔7）等7 個變量之間相關系數值都較高（>0.3），呈較強的線性關系，能夠從中提取公共因子，可以選取這7 個原有變量適合進行因子分析。
再用這7 個原有變量進行Bartlett 球度檢驗，得出的觀測值為111.408，相應的概率p 接近0，說明相關系數矩陣與單位陣有顯著差異，同時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，變量的共同度均為1；第2 列是按指定提取條件提取特征根時的共同度，可以看出，5 個變量的絕大部分信息（>83%）可被因子解釋，信息丟失較少，2 個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 個因子解釋原有變量的總方差（表4）。由表4 可見，第1 個因子的特征根值為4.934，解釋原有7 個變量總方差的78.486%,累計方差貢獻率為78.486%；第2 個因子的特征根值為1.048，解釋原有7 個變量總方差的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。同時可看到，第1 個因子的特征根值很高，對解釋原有變量的貢獻最大，第3 個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 可以寫出長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 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 個變量在第1 個因子上的載荷都很高，意味著它們與第1 個因子的相關程度高，第1 個因子很重要，與第2 個因子的相關性��；而X4與第2 個因子的相關程度高一些，這2 個因子的實際含義比較模糊。
采用方差最大法對因子載荷矩陣實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X2、食品X1在第1 個因子上有較高載荷，第1 個因子主要解釋了這5 個變量，可解釋為基本生活消費因子；醫療保健X4、居住X7 在第2 個因子上有較高的載荷，第2 個因子主要解釋了這2 個變量，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 個因子的協方差矩陣，可以看出，2 個因子沒有線性相關性，實現了因子分析的設計目標。
1.3 長三角地區農村居民收入與消費支出綜合評價
采用回歸法估計因子得分系數，結果如表7。根據表7 可以寫出以下2 個因子得分函數：
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行對比分析。計算各地區2 個因子的得分值于表8。結果表明：寧波、蘇州、上海的第1 個因子得分列前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，說明基本生活消費水平與提高生活消費水平比較協調；得分名次相差較大，說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 個因子得分為第2 名，而第2 個因子得分為第11 名，說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 個因子得分為第9名，處于中等，而第2 個因子得分為第1 名，說明杭州農村居民消費觀念比較超前，在住房、醫療保健等方面消費水平較高。上海的2 個因子得分均較高，作為長三角中心城市，農村經濟比較發達，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 市的農村經濟發展水平在長三角地區相對落后，反映在2 個因子的得分上均排在后面，說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三角其它地區。
這里需要指出的是，長三角地區農村居民消費結構中，家庭設備用品及服務、娛樂文教服務和雜項商品與服務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）相關程度較差，未能列入因子分析的原有變量中，說明長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和娛樂文教服務消費還未真正啟動。
2 K-Means 聚類分析
2.1 K-Means 聚類分析的一般步驟
K-Means 聚類也稱快速聚類，它是將數據看成K 維空間上的點，以距離作為測度個體“親疏程度”的指標，并通過犧牲多個解為代價換得高的執行效率[3]。其一般步驟為：①指定聚類數目K。在K-Means 聚類中，首先要求用戶自行給出需要聚成多少類，最終也只能輸出關于它的唯一解。②確定K 個初始類中心，要SPSS 中初始類中心點的指定方式有兩種：
一是用戶指定方式；二是SPSS 系統根據樣本數據的具體情況選擇K 個有一定代表性的樣本作為初始類中心點。③根據距離最近原則進行分類，依次計算每個樣本數據點到K 個類中心點的歐氏距離，并按照距K 個類中心點距離最短的原則將所有樣本分派，形成K 個分類。
�、苤匦麓_定K 個類中心，中心點的確定原則是，依次計算各類中K 個變量的均值，并以均值點作為K 個類的中心點。⑤判斷是否已滿足終止聚類分析的條件�？梢姡琄-Means 快速聚類是一個反復迭代的分類過程，在聚類過程中，樣本所屬的類會不斷調整，直到最終達到穩定為止。
2.2 長三角地區農村居民收入與消費支出的K-Means 聚類分析
利用 SPSS17.0 軟件和2012 年長三角地區農村居民家庭人均純收入與消費支出數據（表1），對長三角各地區進行K-Means 聚類分析，要求分成3 類，初始中心點由SPSS 自行確定。系統確定的3 個初始類中心點的數據分別是（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）。可見，初始聚類后第1 類各指數均是最優的，第3 類次之，第2 類各指數均最不理想。
經過第 1 次迭代后3 個類的中心點分別偏移了969.057，431.418，570.522，第1 類中心點偏移最大。第2 次迭代后，3 個類的中心點分別偏移了135.893,0.000,308.284,第3 類中心點偏移最大。第3 次迭代后，3 個類的中心點偏移均為0.000,小于指定的判斷標準（0.02），聚類分析結束。
經過3 次迭代后，3 個最終類中心點的數據分別是（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，第1 類指數均是最優的，第3 類次之，第2 類指數均是最不理想。
長三角各地區農村居民收入與消費支出的K-Means 聚類分析結果見表9。表9 顯示了3個類的類成員情況。第1 類（上游水平）有9 個城市：上海、蘇州、無錫、常州、杭州、寧波、嘉興、紹興和舟山；第2 類（下游水平）有3 個城市：南通、揚州和泰州；第3 類（中游水平）有4 個城市：南京、鎮江、湖州和臺州。這個結果與上述因子分析中，各城市的2個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聚類分析層次基本一致，均處于長三角落后的位置。
通過對各指數在不同類的均值進行顯著性測定，結果見表13。家庭設備用品及服務X3、醫療保健X4、娛樂文教服務X6 和雜項商品與服務X8 等4 個指數的均值在3 類中的差異不顯著。其余指數的均值在3 類中的差異達到顯著水平。與前面因子分析結果類似，反映消費水平提高的一些消費類型如家庭設備用品消費、娛樂文教消費等與持續增長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，增強農民現實購買力。
一是繼續加大農業投入，增強農業發展基礎，保證農業生產不滑坡。開工建設一批高標準的農田水利基礎工程，裝備一批節水、節地的現代農業設施，推廣一批新的高產品種。二是加大糧食收購價格提升幅度，增加農民種糧收入。三是繼續大幅度提高農業生產補貼標準，增加農民轉移性收入。四是在推進新農村建設中刺激本地農民工用工量，確保農民在本地務工的收入穩定增長。五是對農民從事家庭二三產業實行稅收優惠或減免政策，確保農民家庭二三產業收入穩定增長。
3.2 開拓農村消費市場，把握好的消費趨勢和熱點
農村市場巨大，對企業來說具有相當的誘惑力。企業應準確把握農民消費支出變動的趨勢和農村市場消費的熱點，來開拓農村市場。對長三角農村居民收入與消費支出的差異性分析表明，長三角農村居民在交通和通訊、居住、醫療保健、文教用品及娛樂服務業等方面的支出增長是比較快的而且有較大的增長空間。企業應注重對以下消費熱點和趨勢的把握：一是農用機械、運輸車等現代農機具、摩托車以及部分富裕農民的汽車消費；二是通信及電子產品的消費；三是新建房屋及其帶動的住房裝飾、裝修、家具、家電等；四是醫療保健、保險、文體用品、娛樂、旅游等方面的消費。
3.3 完善健全農村社會保障制度，打消農民消費的后顧之憂
目前，長三角地區農村社會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、失地農民的社會保障制度以及政府對低收入農民的救濟等，同時應擴大社會保障的覆蓋面，惠及更多的農村居民，打消農民消費的后顧之憂。
3.4 大力發展農村教育事業，文體娛樂業，繁榮農村文化市場
從 2012 年長三角地區農村居民的消費支出構成看，娛樂文教服務消費有了大幅度增長，但與持續增長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，地方政府應大力發展農村教育事業，引導和支持企業投資農村文體娛樂業，滿足農民的精神需求。
3.5 進一步完善“家電下鄉”等政策
為進一步擴大“家電下鄉”政策效果，一是要增加“家電下鄉”的種類品種，增加種類和型號，擴大可供選擇的余地。二是要簡化家電補貼手續。建議家電補貼由定點銷售網點直接為農民辦理，不需到財政所申報備案，實行“一站式”服務。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，促進農村消費升級。
配合新農村建設和小城鎮發展，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和資金支持，為農民提供低息或無息貸款，必要時可給困難農戶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城農民和一部分有條件的農民在城里長期置業的政策，通過農村轉移勞動力的生活方式城市化帶動相關消費的增長。
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對消費者提出的一個新課題。早在1928 年，美國就建立了第一個消費者教育機構——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。現階段長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觀念的理解與增強和農村居民消費知識水平、消費技能、技巧和個人修養的提高。
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