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因子分析論文:因子分析大學(xué)生實(shí)習(xí)論文
1高校大學(xué)生實(shí)習(xí)成效的影響因素分析
1.1試驗(yàn)過程
1.1.1T檢驗(yàn)與信度分析
進(jìn)行因子分析前必須對問卷進(jìn)行穩(wěn)定性和性檢驗(yàn)。經(jīng)過單個樣本檢驗(yàn)，可得Sig=0.00，當(dāng)Sig＜0.05，就可說明12個題項(xiàng)具有較好的區(qū)分度，即能夠區(qū)分出不同題項(xiàng)被測試的反應(yīng)程度，故皆可保留應(yīng)用。根據(jù)信度系數(shù)劃分，當(dāng)信度系數(shù)＞0.9，表示信度好;信度系數(shù)＞0.8，表示信度可接受;信度系數(shù)＞0.7，表示應(yīng)重新修訂量表。驗(yàn)證所得信度系數(shù)為0.894，說明問卷信度較好，可轉(zhuǎn)入因子分析步驟。
1.1.2因子分析
選擇變量并設(shè)定因子參數(shù)或分析方法，如進(jìn)行描述、抽取、旋轉(zhuǎn)等步驟(操作過程略)。在進(jìn)行因子分析前，必須進(jìn)行KMO與球形測試，用于判斷是否適合進(jìn)行因素分析。KMO值為0.846(＞0.6)，適合進(jìn)行因素分析。同時Bartlett''''sTestX2值為846.109，Sig＜0.05，達(dá)到顯著，亦說明適合進(jìn)行因素分析。根據(jù)荷載值可知:及時個新因子主要支配著a4、a5、a6、a8、a9、a11;第二個新因子主要支配a1、a3、a12;第三個新因子主要支配著a2、a7、a10。每個新公因子互不交叉，且至少支配2個及以上原因子，即提取的新因子可代表原有因子，滿足問卷分析內(nèi)容效度的要求。以特征值≥1為提取標(biāo)準(zhǔn)，共提取3個因素，累積貢獻(xiàn)率為70.726%，已經(jīng)達(dá)到因子分析要求。因子分析過程自動根據(jù)特征值大小對新因子進(jìn)行排列。看出以特征值≥1為標(biāo)準(zhǔn)，共可提取3個新公因子。這從另一角度證明了因子分析的有效性。
1.2結(jié)果分析
將新提取的3個公因子分別命名為F1、F2、F3。F1主要反映出a4(實(shí)習(xí)意愿)、a5(獨(dú)自實(shí)習(xí)傾向)、a6(參與實(shí)習(xí)主動性)、a8(工作環(huán)境適應(yīng)性)、a9(人際關(guān)系影響)、a11(個人重要性)中的信息。以上6項(xiàng)可歸結(jié)為大學(xué)生個人的認(rèn)知與行為在實(shí)習(xí)成效中的影響作用，可將F1稱為實(shí)習(xí)個體成熟度。F2主要反映出a1(實(shí)習(xí)必要性認(rèn)識)、a3(實(shí)習(xí)安排服從度)、a12(他人影響)的信息。這3項(xiàng)涉及個體認(rèn)知、過程有關(guān)，可將F2命名為實(shí)習(xí)適應(yīng)能力。F3主要反映出a2(對實(shí)習(xí)的期望)、a7(對實(shí)習(xí)內(nèi)容的滿意)的信息。這2項(xiàng)可以解讀為與實(shí)習(xí)目標(biāo)層次和實(shí)際實(shí)習(xí)內(nèi)容等有關(guān)，故命名為實(shí)習(xí)匹配程度。經(jīng)過因子分析后，可以歸納出影響高校大學(xué)生實(shí)習(xí)成效的主要因素是:實(shí)習(xí)個體成熟度、實(shí)習(xí)適應(yīng)能力、實(shí)習(xí)匹配程度。
2提升高校大學(xué)生實(shí)習(xí)成效的管理建議
總體而言，本次問卷設(shè)計(jì)、數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析是成功的，所得結(jié)果亦較符合實(shí)際情況。本文所提煉的新因子基本表達(dá)了原有信息，較好地反映了目前高校大學(xué)生實(shí)習(xí)過程中的影響因素以及高校組織實(shí)習(xí)所面臨的困難。基于因子分析結(jié)果，提出高校和大學(xué)生應(yīng)從以下幾方面來共同提高實(shí)習(xí)效果。
2.1提前培育大學(xué)生對實(shí)習(xí)認(rèn)知與接納的態(tài)度
實(shí)習(xí)是以學(xué)生為主體、學(xué)校或企業(yè)為主導(dǎo)的一項(xiàng)相互配合的活動。大學(xué)生是否清楚地意識到實(shí)習(xí)對自身的作用、能否從心理接納實(shí)習(xí)并將意識轉(zhuǎn)化為實(shí)習(xí)行動，這是決定大學(xué)生實(shí)習(xí)成效的首要因素。因此，高校必須將實(shí)習(xí)所要達(dá)到的目的、實(shí)習(xí)過程與方法、實(shí)習(xí)與理論如何結(jié)合等問題，在實(shí)習(xí)前及時進(jìn)行教導(dǎo)，讓大學(xué)生在思想上樹立起強(qiáng)烈的實(shí)習(xí)意識和對實(shí)習(xí)活動的接納意愿。同時，應(yīng)培養(yǎng)大學(xué)生的獨(dú)立自主意識和獨(dú)立工作能力，形成正確的實(shí)習(xí)價(jià)值觀和自主實(shí)習(xí)心態(tài)。此外，大學(xué)生亦應(yīng)在實(shí)習(xí)期間初步學(xué)會自行化解工作難題或困擾的能力，以獨(dú)立自主的勢態(tài)迎接實(shí)習(xí)挑戰(zhàn)。
2.2注重培養(yǎng)大學(xué)生實(shí)習(xí)協(xié)調(diào)與適應(yīng)能力
大學(xué)生開展實(shí)習(xí)必須基于實(shí)習(xí)單位的業(yè)務(wù)及統(tǒng)籌安排，僅僅認(rèn)識到實(shí)習(xí)的重要性并不能取得預(yù)期的實(shí)習(xí)成效。因此，只有將實(shí)習(xí)必要性的認(rèn)知融入到實(shí)習(xí)過程和行為活動中，并將實(shí)習(xí)內(nèi)容與實(shí)習(xí)單位的任務(wù)安排結(jié)合起來，同時，也應(yīng)注重培養(yǎng)并提高大學(xué)生處理人際關(guān)系的能力，注意與實(shí)習(xí)單位的員工進(jìn)行有效協(xié)作，充分學(xué)習(xí)或利用他人的知識技能，這樣，才能更好地完成實(shí)習(xí)任務(wù)并取得預(yù)期的實(shí)習(xí)效果，最終提高大學(xué)生對實(shí)習(xí)單位的適應(yīng)能力和實(shí)習(xí)效果。
2.3因人而異提高實(shí)習(xí)雙向匹配程度
當(dāng)代大學(xué)生個性迥異，興趣愛好不同，職業(yè)規(guī)劃不一，高校已無法施行“一刀切”的實(shí)習(xí)管理模式。盡管已經(jīng)在大學(xué)生思想中樹立了實(shí)習(xí)意識，但并不等于在大學(xué)生中統(tǒng)一了實(shí)習(xí)理念和看法。因此，要盡量了解大學(xué)生對專業(yè)知識的把握程度、對專業(yè)的興趣愛好程度以及對實(shí)習(xí)所持的心態(tài)與期望;要合理地調(diào)節(jié)大學(xué)生對實(shí)習(xí)的期望值，與學(xué)生共同確定實(shí)習(xí)目標(biāo)，避免出現(xiàn)實(shí)習(xí)心理落差。同時，應(yīng)根據(jù)不同專業(yè)難度和興趣方向，調(diào)整實(shí)習(xí)內(nèi)容，做到實(shí)習(xí)者與實(shí)習(xí)內(nèi)容的雙向匹配，以提高實(shí)習(xí)的積極性和實(shí)習(xí)成效。總之，要想取得的實(shí)習(xí)效果，既要高校與學(xué)生一起達(dá)成實(shí)習(xí)共識，明確實(shí)習(xí)目標(biāo)，又要時時跟蹤實(shí)習(xí)發(fā)展動態(tài)，分析實(shí)習(xí)期間出現(xiàn)的現(xiàn)象并發(fā)掘其產(chǎn)生根源。要因人而異、有的放矢地解決大學(xué)生實(shí)習(xí)過程中產(chǎn)生的各種問題，并有效地改進(jìn)實(shí)習(xí)管理。
作者：吳丹丹單位：福州大學(xué)
因子分析論文:基于因子分析的地方文化產(chǎn)業(yè)論文
1文獻(xiàn)綜述
目前我國從發(fā)展績效的角度對文化產(chǎn)業(yè)的研究較少。侯艷紅采用數(shù)據(jù)包絡(luò)法（DEA）和經(jīng)濟(jì)增加值（EVA）的評價(jià)指標(biāo)從中微觀的角度對2006年天津文化產(chǎn)業(yè)投入的運(yùn)行績效進(jìn)行了綜合評價(jià)。郭國鋒、鄭召峰模擬了2008年中部六省的文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展績效投入產(chǎn)出路徑以及研究各個省存在差異的原因。但是這兩者的研究只是從橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行的績效研究，并沒有對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展績效的時間變化進(jìn)行探討。李煒應(yīng)用因子分析法和數(shù)據(jù)包絡(luò)法對我國各省2007～2009年的文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平和績效水平從橫向和縱向的角度進(jìn)行對比分析。楊智勇根據(jù)我國1996～2009年的文化產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)，構(gòu)建相關(guān)指標(biāo)體系，定量地分析各地區(qū)的文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展績效，并構(gòu)建模型檢驗(yàn)了文化產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。柳青采集西部文化產(chǎn)業(yè)2003～2011年的數(shù)據(jù)評價(jià)發(fā)展績效，同時構(gòu)建Tobit模型實(shí)證性地說明了投融資環(huán)境對西部文化產(chǎn)業(yè)的作用。總之，我國學(xué)者對文化產(chǎn)業(yè)績效的研究大多從區(qū)域的角度進(jìn)行定性和定量分析，但涉及西北部地區(qū)的文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展績效的文獻(xiàn)不多。本文試圖從定量的角度對甘肅省的文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展績效進(jìn)行評價(jià)，了解甘肅省文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀，并提出相關(guān)對策。
2甘肅文化產(chǎn)業(yè)指標(biāo)體系的建立
本文通過收集2012年全國31個省的文化產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)，重點(diǎn)從文化產(chǎn)業(yè)的投入要素和效益產(chǎn)出兩個方面，對甘肅省文化產(chǎn)業(yè)的實(shí)力進(jìn)行的評析。考慮到數(shù)據(jù)的統(tǒng)一口徑，選取的數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計(jì)局
3甘肅文化產(chǎn)業(yè)績效分析
本文采用因子分析法，通過SPSS軟件對2012年31個省的文化產(chǎn)業(yè)的投入和產(chǎn)出的數(shù)據(jù)進(jìn)行建模處理，并對31個省的投入和產(chǎn)出水平進(jìn)行綜合分析和評價(jià)，得到甘肅省文化產(chǎn)業(yè)的績效發(fā)展水平。結(jié)果得到：KMO值為0.717和0.737，Bartlett的值為0.000，投入指標(biāo)和產(chǎn)出指標(biāo)的前兩個因子的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率分別達(dá)到75.239%和76.286%。這表明變量之間存在相關(guān)關(guān)系，可以做因子分析，且指標(biāo)的因子可以代表原始數(shù)據(jù)的絕大部分信息。同時投入指標(biāo)的旋轉(zhuǎn)成分矩陣提取的及時個因子F1在X9、X2、X6、X1、X7、X36個指標(biāo)上有較大的載荷，這些二級指標(biāo)表示了文化產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)因子的投入程度，可稱為基本投入因子；第二個因子F2在X4、X2、X53個指標(biāo)上有較大的載荷，這些因素能夠提高消費(fèi)者對文化產(chǎn)業(yè)的滿足率，加強(qiáng)文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?jié)撃埽煞Q為公共投入因子。產(chǎn)出指標(biāo)的旋轉(zhuǎn)成分矩陣提取的及時個因子F3在Y1、Y2、Y6、Y54個因子上有較大的載荷量，表示了文化產(chǎn)業(yè)資源投入的產(chǎn)出效果，可稱為效益產(chǎn)出因子；第二個因子F4在Y4、Y3、Y73個指標(biāo)上有較大的載荷，表示城市居民對文化消費(fèi)的渴望，可稱為公共產(chǎn)出因子。全國31個省的文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平存在著顯著差距。東部地區(qū)如廣東、浙江、江蘇等地方的文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展最快，其次是中部地區(qū)，而甘肅省所在的大西北地區(qū)整體的文化產(chǎn)業(yè)的投入和產(chǎn)出水平都比較滯后。從文化產(chǎn)業(yè)的投入水平的綜合評價(jià)的得分來看，甘肅省的文化產(chǎn)業(yè)投入綜合評價(jià)在全國排25名。其中基本投入和公共投入的排名分別為30和12。由此可見，甘肅省的優(yōu)勢是博物館、藝術(shù)表演團(tuán)體等，為文化產(chǎn)業(yè)的持續(xù)發(fā)展提供了資源的基礎(chǔ)，但文化產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人數(shù)、部級文化產(chǎn)業(yè)示范基地?cái)?shù)量、圖書館的規(guī)模有限，且政府和社會對文化產(chǎn)業(yè)投資度較低，未產(chǎn)生一定的產(chǎn)業(yè)規(guī)模。另外，甘肅省的人均可支配收入較低，制約了文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。從文化產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出水平的綜合評價(jià)的得分來看，甘肅省的文化產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出綜合評價(jià)排在全國的第26位。其中效益產(chǎn)出和公共產(chǎn)出的排名分別為28和18。從中可看出甘肅省的國際外匯收入、接待國際游客和報(bào)紙圖書業(yè)的綜合競爭能力不強(qiáng)，嚴(yán)重影響著文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。而廣播電視業(yè)和期刊業(yè)發(fā)展較快，對居民的文化需求起到了一定的刺激作用。從綜合競爭力來看，甘肅省的文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展績效在全國排29位，其發(fā)展的整體競爭力較弱，與前3名的廣東、北京、上海差距懸，而其在西北地區(qū)，僅略優(yōu)于寧夏回族自治區(qū)，周邊地區(qū)如陜西、新疆的文化產(chǎn)業(yè)比甘肅更具競爭實(shí)力。綜上所述，甘肅省的文化產(chǎn)業(yè)的投入和產(chǎn)出水平均位于全國的末端，整體綜合競爭力水平也較低。
4結(jié)語
研究結(jié)果表明，甘肅省的文化產(chǎn)業(yè)處在成長發(fā)展初期，文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展基礎(chǔ)薄弱、集群綜合競爭力不強(qiáng)，落后于中東部地區(qū)；文化資源整合和挖掘不足，文化企業(yè)散而小，無法形成產(chǎn)業(yè)集群，發(fā)揮集聚效應(yīng)；甘肅省的人均收入較低，文化消費(fèi)需求不足；人才任用機(jī)制滯后。從以上結(jié)論中，對于提高甘肅省文化產(chǎn)業(yè)績效水平可以提出以下五條建議：
（1）加大對文化產(chǎn)業(yè)的基礎(chǔ)設(shè)施投入，完善公共信息平臺，新建和規(guī)范文化產(chǎn)業(yè)基地，支持中小型文化企業(yè)的發(fā)展，吸引文化企業(yè)入園；
（2）統(tǒng)籌區(qū)域發(fā)展，整合文化資源，形成一批具有代表性的文化品牌；
（3）提高文化需求意識，擴(kuò)大文化消費(fèi)市場，要注重居民的教育水平；
（4）注重人才培育和引進(jìn)，特別是經(jīng)營管理型人才和技術(shù)創(chuàng)新類人才；
（5）打造文化產(chǎn)業(yè)集群，有效地發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚輻射效應(yīng)。
作者：梁琳娜 張偉玲 單位：甘肅政法學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院
因子分析論文:因子分析鄉(xiāng)鎮(zhèn)科學(xué)發(fā)展論文
一、鄉(xiāng)鎮(zhèn)科學(xué)發(fā)展評價(jià)體系的構(gòu)建
1.指標(biāo)選取原則。鄉(xiāng)鎮(zhèn)是由經(jīng)濟(jì)、社會、資源、環(huán)境等組成的一個復(fù)雜系統(tǒng)。一個區(qū)域的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展?fàn)顩r是多方面的，任何單項(xiàng)指標(biāo)都無法而客觀地反映該區(qū)域的社會、經(jīng)濟(jì)、文化發(fā)展水平。所以需要構(gòu)建一套指標(biāo)體系進(jìn)行的評價(jià)，該指標(biāo)體系即是利用多個指標(biāo)從不同側(cè)面、方位、多角度地對區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會進(jìn)行評價(jià)，要具有導(dǎo)向性、公平性、可操作性和績效性。
2.評價(jià)體系指標(biāo)的選取。根據(jù)指標(biāo)選取的原則，將指標(biāo)體系分為兩大類，一類是反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的指標(biāo)；一類是社會人文發(fā)展水平指標(biāo)進(jìn)行鄉(xiāng)鎮(zhèn)科學(xué)發(fā)展定量評價(jià)。反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平指標(biāo)：農(nóng)村經(jīng)濟(jì)總收入X1、農(nóng)業(yè)收入占經(jīng)濟(jì)總收入的比重X2、工業(yè)收入占經(jīng)濟(jì)總收入的比重X3、耕地面積X4、糧食總產(chǎn)量X5、農(nóng)村用電量X6、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力X7、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產(chǎn)值X8、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)上繳稅金X9、鄉(xiāng)村勞動力占農(nóng)村人口比重X10，共10個指標(biāo)。涉及經(jīng)濟(jì)總量、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)、勞動力情況。社會人文發(fā)展水平指標(biāo)：農(nóng)民人均純收入X11、總?cè)丝赬12、非農(nóng)人口比重X13、年末出生人口X14、小學(xué)初中學(xué)校個數(shù)X15、師生人數(shù)比X16、社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心和衛(wèi)生所X17、新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)參保率X18，共8個指標(biāo)。涉及鄉(xiāng)鎮(zhèn)人口、城鎮(zhèn)化、農(nóng)民生活、教育文化水平、社會保障等。
3.評價(jià)方法選擇。選用主成分分析法和因子分析法確定指標(biāo)權(quán)重。主成分分析法是一種降維方法，將指標(biāo)中相關(guān)性較高的變量轉(zhuǎn)化為相互獨(dú)立或不相關(guān)的變量，即把多指標(biāo)轉(zhuǎn)化為少數(shù)幾個綜合指標(biāo)。因子分析是把關(guān)系比較密切的、相關(guān)程度較高的幾個變量歸為一類，每一類組成一個因子，用較少的幾個因子反映原有變量的大部分信息。運(yùn)用這種分析方法，可以方便地找出影響鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要因素。，通過線性加權(quán)法對各鄉(xiāng)鎮(zhèn)的經(jīng)濟(jì)、社會發(fā)展綜合水平進(jìn)行定量評價(jià)。
4.評價(jià)體系計(jì)算過程。采用多元統(tǒng)計(jì)方法中的因子分析法，建立因子分析模型，具體步驟如下：（1）對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，消除量綱。（2）計(jì)算相關(guān)系數(shù)矩陣及其特征值、特征向量。由特征向量構(gòu)成的矩陣A=（aij），稱為因子載荷矩陣。（3）建立因子模型。設(shè)X1,X2，…，Xn為原觀測變量，通過因子分析，找到影響這些變量的公共因子F1，F(xiàn)2，…，F(xiàn)m（m<p），這樣原p個變量可以表達(dá)為:Xi=ai1F1+ai2F2+…+aimFm+εi（i=1,2，…，p）上式中的F1，F(xiàn)2，…，F(xiàn)m稱為公共因子，εi稱為Xi的特殊因子。（4）確定因子貢獻(xiàn)率和累計(jì)貢獻(xiàn)。（5）對因子載荷陣作正交旋轉(zhuǎn)。（6）計(jì)算因子得分，權(quán)數(shù)是各因子的方差貢獻(xiàn)率。（7）計(jì)算綜合得分。綜合得分反映各鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)總體發(fā)展程度。標(biāo)準(zhǔn)化處理的結(jié)果使得最終得分沒有滿分，零分表示鄉(xiāng)鎮(zhèn)的平均水平，正分表示高出平均水平的程度，負(fù)分表示低于平均水平的程度。
二、鄉(xiāng)鎮(zhèn)科學(xué)發(fā)展實(shí)證分析———以孝義鄉(xiāng)鎮(zhèn)為例
2014年第十三屆全國縣域經(jīng)濟(jì)與縣域基本競爭力百強(qiáng)縣市評價(jià)結(jié)果顯示，在全國百強(qiáng)縣市中山西省孝義市排名第65位，是山西入圍的縣級市，這是孝義市自2007年至今連續(xù)7年入圍全國百強(qiáng)縣市榜單。孝義市是山西“擴(kuò)權(quán)強(qiáng)縣和轉(zhuǎn)型綜改試驗(yàn)區(qū)”雙試點(diǎn)，在資源型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型等方面走在全國其他資源型市縣的前列，這與孝義各鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展密不可分。目前，孝義市所轄7個鎮(zhèn)、5個鄉(xiāng)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)總面積819.51平方公里，占孝義市總面積的86.63%。人口27.98萬人，占全市總?cè)丝诘?8.0%。鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值308.77億元，占全市鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值的57.2%，且各鄉(xiāng)鎮(zhèn)在地理位置、自然環(huán)境、資源稟賦、基礎(chǔ)設(shè)施、歷史文化等方面的條件各不相同，在資源型縣份中具有一定的典型性和代表性。鑒于以上考慮，本文選取山西孝義為例，對鄉(xiāng)鎮(zhèn)發(fā)展進(jìn)行評價(jià)研究。
1.運(yùn)用spss軟件對原始數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理，計(jì)算相關(guān)系數(shù)矩陣。
2.計(jì)算變量的特征值、貢獻(xiàn)率、累計(jì)貢獻(xiàn)率以及旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣。由表1可以看出，前4個主因子的貢獻(xiàn)率達(dá)到84.869%，因此選擇這4個作為主因子進(jìn)行分析。通過碎石圖（見圖1）也可以看出：第1個因子特征值很高，解釋原有變量貢獻(xiàn)較大。以此類推，特征值逐漸變小，第5個以后的特征值越來越小，解釋原有變量的貢獻(xiàn)很小，因此提取4個因子是合適的。從表2可以看出：及時主因子在耕地面積、糧食總產(chǎn)量、鄉(xiāng)村勞動力占農(nóng)村人口的比重、年末出生人口、農(nóng)業(yè)收入占經(jīng)濟(jì)總收入的比重等指標(biāo)上有較大的正載荷，因此該主成分主要表明農(nóng)業(yè)發(fā)展規(guī)模和發(fā)展水平，作為鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)業(yè)指標(biāo)。第二主因子在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)總收入、工業(yè)收入占經(jīng)濟(jì)收入的比重、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)民人均純收入、師生比等指標(biāo)上有較大的正載荷，因此該主成分主要表征鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模及水平，作為鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)。第三主因子在總?cè)丝凇⒎寝r(nóng)人口比重指標(biāo)上有較大正載荷，表明人口是勞動力的重要基礎(chǔ)，因此該主成分主要反映勞動力方面的情況，作為勞動力的指標(biāo)。第四主因子在鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)上繳稅金這個指標(biāo)上的載荷大，反映鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量和效益，因此該主成分反映了鄉(xiāng)鎮(zhèn)的工業(yè)發(fā)展概況，作為鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)指標(biāo)。
3.計(jì)算各鄉(xiāng)鎮(zhèn)綜合因子得分，列出因子得分表，并以各因子方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)數(shù)，計(jì)算各鄉(xiāng)鎮(zhèn)的綜合測評得分，公式如下：ZF=26.201%*FAC1_1+23.760%*FAC2_1+17.921%*FAC3_1+16.9839%*FAC4_1其中ZF為各鄉(xiāng)鎮(zhèn)的綜合得分，F(xiàn)AC1_1，F(xiàn)AC2_1，F(xiàn)AC3_1，F(xiàn)AC4_1為各鄉(xiāng)鎮(zhèn)的因子得分，系數(shù)為各因子的方差貢獻(xiàn)率。綜合得分高低表明鄉(xiāng)鎮(zhèn)的綜合經(jīng)濟(jì)實(shí)力強(qiáng)弱，詳見表3。
4.綜合得分的結(jié)果分析。綜合得分量化反映了各鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)總體發(fā)展程度。由因子得分矩陣可以看出，在因子1上得分較高的有大孝堡鄉(xiāng)、兌鎮(zhèn)鎮(zhèn)、西辛莊鎮(zhèn)、下柵鄉(xiāng)，表明這些鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)業(yè)發(fā)展水平較高；南陽鄉(xiāng)、柱濮鎮(zhèn)等鄉(xiāng)鎮(zhèn)得分為負(fù)數(shù)，表明鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)業(yè)發(fā)展落后。在因子2上得分較高的有梧桐鎮(zhèn)、兌鎮(zhèn)鎮(zhèn)，表明這些鄉(xiāng)鎮(zhèn)的經(jīng)濟(jì)綜合實(shí)力較高；驛馬鄉(xiāng)、下柵鄉(xiāng)得分低，表明鄉(xiāng)鎮(zhèn)的經(jīng)濟(jì)綜合實(shí)力較低。在因子3上得分較高的有陽泉曲鎮(zhèn)、兌鎮(zhèn)鎮(zhèn)、高陽鎮(zhèn)，表明勞動力資源對經(jīng)濟(jì)的支撐作用較好；在因子4上驛馬鄉(xiāng)、梧桐鎮(zhèn)和大孝堡鄉(xiāng)得分高，表明工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)力較強(qiáng)。從綜合得分情況看，兌鎮(zhèn)鎮(zhèn)、梧桐鎮(zhèn)、大孝堡鄉(xiāng)、陽泉曲鎮(zhèn)、高陽鎮(zhèn)這五個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的得分為正，排名位居前五，表明鄉(xiāng)鎮(zhèn)的總體發(fā)展程度較高；驛馬鄉(xiāng)、下堡鎮(zhèn)、柱濮鎮(zhèn)、西辛莊鎮(zhèn)、下柵鄉(xiāng)、杜村鄉(xiāng)、南陽鄉(xiāng)這七個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的得分為負(fù)數(shù)，表明鄉(xiāng)鎮(zhèn)的總體發(fā)展程度較低。
三、對策建議
鄉(xiāng)鎮(zhèn)是縣域發(fā)展具潛力和活力的主體，是縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基本單元，是大項(xiàng)目建設(shè)、招商引資和統(tǒng)籌城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的重要平臺和支撐，加快鄉(xiāng)鎮(zhèn)科學(xué)發(fā)展事關(guān)縣域科學(xué)發(fā)展大局。立足孝義各鄉(xiāng)鎮(zhèn)實(shí)際和評價(jià)分析結(jié)果，結(jié)合科學(xué)發(fā)展的要求建議如下。
1.以中心鎮(zhèn)和社區(qū)化中心村為抓手，重點(diǎn)推進(jìn)鄉(xiāng)鎮(zhèn)發(fā)展。根據(jù)非均衡區(qū)域經(jīng)濟(jì)理論，選擇其中一部分發(fā)展基礎(chǔ)較好、區(qū)位優(yōu)勢明顯、發(fā)展?jié)摿^大的鄉(xiāng)鎮(zhèn)重點(diǎn)發(fā)展，通過政策、技術(shù)等措施的引導(dǎo)，使得各種生產(chǎn)要素向重點(diǎn)鎮(zhèn)聚集，讓重點(diǎn)鎮(zhèn)超前發(fā)展。依靠重點(diǎn)鎮(zhèn)的擴(kuò)散效應(yīng)帶動整個地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)社會的均衡發(fā)展。
2.進(jìn)一步推進(jìn)農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)化發(fā)展。鄉(xiāng)鎮(zhèn)和農(nóng)村持續(xù)、穩(wěn)定發(fā)展的必由之路是農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)化發(fā)展。農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)化是以市場為導(dǎo)向，以經(jīng)濟(jì)效益為中心，以主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)、產(chǎn)品為重點(diǎn)，是集市場化、區(qū)域化、專業(yè)化、規(guī)模化、一體化、集約化、社會化、企業(yè)化為一體的經(jīng)營模式，通過農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)化，提高農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)效率。
3.堅(jiān)持走工業(yè)新型化道路發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)。鄉(xiāng)鎮(zhèn)要樹立“工業(yè)立鎮(zhèn)、工業(yè)強(qiáng)鎮(zhèn)和外向帶動”發(fā)展戰(zhàn)略，確立鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展思路的定位要與鄉(xiāng)鎮(zhèn)的基本條件相適應(yīng)，用當(dāng)?shù)氐淖匀毁Y源與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、現(xiàn)代工業(yè)、現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的加速融合，產(chǎn)生新的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)。由小規(guī)模種植向規(guī)劃帶、規(guī)模經(jīng)營區(qū)發(fā)展，由傳統(tǒng)的小作坊向工業(yè)化、現(xiàn)代化邁進(jìn)，進(jìn)一步擴(kuò)大工業(yè)化發(fā)展新局面，備足鄉(xiāng)鎮(zhèn)發(fā)展后勁。
4.推動鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展。鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)已成為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的主體力量和國民經(jīng)濟(jì)的重要支柱。深化鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)改革，合理調(diào)整、優(yōu)化鄉(xiāng)鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)。推行多業(yè)并舉，發(fā)展優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)和優(yōu)勢產(chǎn)品。鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)布局也應(yīng)從分散型向相對集中、連片開發(fā)型轉(zhuǎn)變，提高鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的聚集效應(yīng)。
作者：韓蕓 王云 單位：山西省社會科學(xué)院
因子分析論文:因子分析法企業(yè)投資論文
一、傳統(tǒng)企業(yè)投資價(jià)值估值模型
經(jīng)濟(jì)增加值模型，其首創(chuàng)者為SternStewart管理咨詢公司。該模型以實(shí)現(xiàn)股東價(jià)值較大化為基本出發(fā)點(diǎn)，地測算上市公司股東的真實(shí)價(jià)值，對上市公司進(jìn)行投資價(jià)值分析;現(xiàn)金流量折現(xiàn)模型(F．modiglian、M．H．mille，1961)，該模型表示一個企業(yè)的當(dāng)前價(jià)值，等于其未來所產(chǎn)生的現(xiàn)金流的現(xiàn)值之和。雖然計(jì)算簡單，但過程存在諸多局限，難以保障計(jì)算結(jié)果的性;相對價(jià)值模型。該模型主要包括市盈率模型、市凈率模型、收入乘數(shù)模型，優(yōu)點(diǎn)是能夠迅速地評估資產(chǎn)的價(jià)值，尤其是在市場上有大量的可比資產(chǎn)進(jìn)行交易，并且市場對同類資產(chǎn)價(jià)值的認(rèn)可程度相同時，更有效的評估資產(chǎn)的價(jià)值。但是，由于可比資產(chǎn)和目標(biāo)資產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)性、流動性和營利性是不可能相同的，因此可比資產(chǎn)的運(yùn)用會存在偏差，導(dǎo)致相對價(jià)值模型的估值與實(shí)際存在差異。傳統(tǒng)估值模型廣泛運(yùn)用于企業(yè)投資價(jià)值評估中，但其缺陷不容忽視:一方面它們主要只是針對企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，而忽略了企業(yè)的非財(cái)務(wù)性指標(biāo)，無法體現(xiàn)企業(yè)自身的特點(diǎn)，并不能有效地對不同企業(yè)進(jìn)行投資價(jià)值評估;另一方面它們沒有引入行業(yè)劃分，而事實(shí)上，上市企業(yè)所屬行業(yè)不同，在注冊資本、客戶類型、財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)等方面都相差甚遠(yuǎn)。雖然學(xué)術(shù)界對上市企業(yè)的投資價(jià)值評估研究已經(jīng)進(jìn)行了許多有益的探索，但是，無可否認(rèn)學(xué)術(shù)界對中小企業(yè)的投資價(jià)值評估研究還處在介紹和比較淺顯的研究階段，理論上十分推崇的建立在財(cái)務(wù)指標(biāo)之上的傳統(tǒng)估值模型和基本分析法，但由于其參數(shù)選取的不確定性和我國市場的特殊性，上述方法無法反映我國上市企業(yè)的投資價(jià)值，為我國投資者提供的投資決策指導(dǎo)，因此，在對中國上市企業(yè)投資價(jià)值研究中應(yīng)擴(kuò)寬思路，不應(yīng)拘泥于傳統(tǒng)企業(yè)價(jià)值估值模型，運(yùn)用多種方法綜合分析。
二、因子分析法
因子分析(FactorAnalysis，F(xiàn)A)是一種由主成分分析法推廣而來的實(shí)用多元統(tǒng)計(jì)方法，其實(shí)質(zhì)是根據(jù)原始指標(biāo)相關(guān)矩陣內(nèi)部結(jié)構(gòu)的特征再現(xiàn)指標(biāo)與綜合因子的關(guān)系，最早由英國心理學(xué)家C．E．斯皮爾曼提出。在經(jīng)濟(jì)研究中利用因子分析法可以從復(fù)雜多變的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中選取少數(shù)幾個主要因子，有助于分析復(fù)雜經(jīng)濟(jì)難題。目前，我國學(xué)術(shù)界多運(yùn)用因子分析法研究上市企業(yè)的投資價(jià)值，應(yīng)用因子分析法綜合評價(jià)上市企業(yè)投資價(jià)值，克服了評價(jià)方法———綜合經(jīng)濟(jì)動態(tài)指數(shù)法和綜合經(jīng)濟(jì)效益指數(shù)法之不足，使得評價(jià)結(jié)果更為客觀、。劉宇、王增民(2001)通過比較主成分分析法與因子分析法，利用水泥行業(yè)13個上市公司的19項(xiàng)財(cái)務(wù)指標(biāo)構(gòu)建因子載荷矩陣，經(jīng)分析后認(rèn)為影響公司投資價(jià)值的綜合因素有:獲利能力因素、資本結(jié)構(gòu)與財(cái)務(wù)杠桿因素、經(jīng)營與償債能力因素、資產(chǎn)價(jià)值因素、市場景氣因素，它們使每個因子能比較地反映綜合各指標(biāo)的共性。陳云澤(2008)提出對中小板上市公司的投資價(jià)值分析可以從七個方面做因子分析，它們分別是:盈利能力、成長能力、營運(yùn)能力、抗風(fēng)險(xiǎn)能力，公司治理，商業(yè)模式以及創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)，但是這七個方面在企業(yè)投資價(jià)值研究的應(yīng)用中必須確定合適的樣本數(shù)量和客觀的財(cái)務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)，否則會使企業(yè)投資價(jià)值評價(jià)與實(shí)際情況產(chǎn)生重大偏誤。鄭向前(2009)采用因子分析法，根據(jù)生物制藥行業(yè)特點(diǎn)選取了8個代表性因子:資產(chǎn)收益率、凈利潤率、應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率、固定資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、經(jīng)營現(xiàn)金流量對負(fù)債比率、流動比率、主營業(yè)務(wù)收入增長率、凈利潤增長率對我國生物制藥上市公司的盈利能力、抗風(fēng)險(xiǎn)能力、成長能力/經(jīng)營管理能力進(jìn)行分析。戴云(2013)選取南通地區(qū)中小板上市的12家樣本企業(yè)，從償債能力、營運(yùn)能力、盈利能力、增長能力四個方面中選擇12項(xiàng)財(cái)務(wù)指標(biāo)建立企業(yè)業(yè)績評價(jià)模型，對其經(jīng)營業(yè)績做出評價(jià)。
三、層次分析法
層次分析法(AnalyticHierarchyProcess，AHP)是美國匹茲堡大學(xué)教授、運(yùn)籌學(xué)家T．薩迪于20世紀(jì)70年代末提出的一種定性與定量分析相結(jié)合的、系統(tǒng)化、層次化的多目標(biāo)決策方法，該方法把各種因素劃分成相互聯(lián)系的有序?qū)樱鶕?jù)對一定客觀現(xiàn)實(shí)的主觀判斷，對每個層次的相對重要性進(jìn)行表示，然后利用數(shù)學(xué)方法確定每層次指標(biāo)的權(quán)重，綜合各層次指標(biāo)的權(quán)重建立模型做出決策，但在實(shí)際操作過程中，層次分析法對問卷設(shè)計(jì)、專家素質(zhì)及水平有較高要求，且工作量大、周期長，通常在實(shí)際應(yīng)用中與因子分析法、模糊評價(jià)法、灰色關(guān)聯(lián)度法等方法相結(jié)合。層次分析法實(shí)際上是一種將思維過程數(shù)學(xué)化的方法，有助于簡化系統(tǒng)分析和計(jì)算，因此在學(xué)術(shù)界頗受關(guān)注。
董興國(2007)運(yùn)用層次分析法分析上市銀行投資價(jià)值中提出根據(jù)上市銀行自身的產(chǎn)業(yè)特點(diǎn)將準(zhǔn)則層分為十個層次，即盈利能力、投資收益、成長能力、流動性、資產(chǎn)質(zhì)量、規(guī)模與市場地位、公司治理、創(chuàng)新能力、人力資源、品牌影響力，并從十類指標(biāo)中選出42項(xiàng)項(xiàng)目指標(biāo)，形成上市銀行投資價(jià)值綜合評價(jià)指標(biāo)體系，同時運(yùn)用層次分析法計(jì)算出各指標(biāo)的權(quán)重系數(shù)，建立上市銀行投資價(jià)值綜合評價(jià)模型。曹小林、耿成軒(2008)為了提高價(jià)值評價(jià)的有效性和性，將模糊數(shù)學(xué)和層次分析法相結(jié)合，對高新技術(shù)企業(yè)的財(cái)務(wù)狀況、核心競爭優(yōu)勢、經(jīng)營管理水平、高級管理人員能力這四個主要因素進(jìn)行細(xì)化構(gòu)成遞階層次結(jié)構(gòu)，確立了高新企業(yè)價(jià)值評價(jià)模型。劉建容、潘和平(2010)利用層次分析法判斷償債能力、營運(yùn)能力、盈利能力、發(fā)展能力、投資回報(bào)能力各自對于電器行業(yè)上市公司內(nèi)在價(jià)值評估的相對重要性，采用“1～9”比率標(biāo)度”方法得到判斷矩陣，通過計(jì)算得到各能力指標(biāo)的權(quán)重，建立上市公司內(nèi)在價(jià)值評估模型對電器行業(yè)上市公司進(jìn)行投資價(jià)值分析。陳鈞于(2011)以層次分析法為基礎(chǔ)，構(gòu)建了房地產(chǎn)上市公司投資價(jià)值評價(jià)遞階層次結(jié)構(gòu)兩層模型:及時層次由償債能力、營運(yùn)能力、盈利能力和發(fā)展能力四個因素構(gòu)成;第二層次里選取了上市公司有代表性的非財(cái)務(wù)指標(biāo)，利用層次分析確定了評價(jià)指標(biāo)的權(quán)重系數(shù)，，運(yùn)用改結(jié)構(gòu)模型對4家房地產(chǎn)上市公司進(jìn)行了綜合評價(jià)和實(shí)證檢驗(yàn)。應(yīng)洪斌、邵慰(2012)根據(jù)實(shí)際工作經(jīng)驗(yàn)和前人研究成果將公司市值、高層管理人員薪酬、公司負(fù)債、所有者權(quán)益等15項(xiàng)指標(biāo)納入研究體系，邀請鋼鐵行業(yè)專家參與層次分析評價(jià)，得到15項(xiàng)指標(biāo)的相對權(quán)重值，再利用Malmquist－DEA模型計(jì)算我國16家上市鋼鐵企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)狀并考察Malmquist指數(shù)變化，通過對Malmquist指數(shù)的比較測算其經(jīng)營效率，此項(xiàng)研究中，層次分析法對樣本數(shù)據(jù)的選擇、傳統(tǒng)DEA模型的修正有著重要意義。
根據(jù)已有研究，層次分析法是綜合對企業(yè)的經(jīng)營管理水平、信用歷史、發(fā)展前景、財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)等進(jìn)行定性和定量的綜合分析，建立模型對企業(yè)進(jìn)行投資價(jià)值研究，它有利于將目標(biāo)、多準(zhǔn)則又難以全部量化處理的問題化為多層次單目標(biāo)問題，通過兩兩比較確定同一層次元素相對上一層次元素的數(shù)量關(guān)系后，進(jìn)行簡單的數(shù)學(xué)運(yùn)算從而得到清晰明確的評價(jià)結(jié)果。通過前人研究不難發(fā)現(xiàn)，非財(cái)務(wù)性指標(biāo)在企業(yè)價(jià)值評價(jià)模型中占據(jù)重要地位，但是對非財(cái)務(wù)性指標(biāo)的選擇上往往沒有一個統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，選擇存在較大的主觀性，因此，在今后對企業(yè)投資價(jià)值研究中，對非財(cái)務(wù)性指標(biāo)的選擇將是一個重點(diǎn)。
作者：王悅心單位：中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)
因子分析論文:因子分析的畜牧業(yè)論文
1河北省畜牧業(yè)發(fā)展?fàn)顩r評價(jià)
1．1數(shù)據(jù)獲取選取我國31個省、市、自治區(qū)作為因子分析的觀測樣本，用S1～S31表示，其中河北省用S2表示，15個量化指標(biāo)的數(shù)據(jù)來源于2011年《中國畜牧業(yè)年鑒》。
1．2過程及結(jié)果
1．2．1將原始數(shù)據(jù)用SPSS17．0軟件進(jìn)行因子分析，見表1。由表1可見，KMO值大于0．5，Bartlett球度檢驗(yàn)的卡方統(tǒng)計(jì)值為1026．281，相伴概率小于顯著性水平0．01，表明各變量間信息重疊度較高，可以采用因子分析法來進(jìn)行評價(jià)。
1．2．2計(jì)算因子的特征值和方差貢獻(xiàn)率見表2。由表2可知，前4個因子的累積方差貢獻(xiàn)率達(dá)93．657%，涵蓋了指標(biāo)數(shù)據(jù)中的絕大部分信息，故選取4個主因子。
1．2．3采用主成分分析法計(jì)算因子載荷矩陣提取因子旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣，見表3。由表3可知，F(xiàn)1在(X12)、(X3)、(X7)、(X8)、(X15)上有較大載荷，因此將其命名為羊和奶牛生產(chǎn)能力因子;F2在(X13)、(X4)、(X14)、(X9)上有較大載荷，將其命名為家禽生產(chǎn)能力因子;F3在(X5)、(X1)、(X10)上有較大載荷，將其命名為豬生產(chǎn)能力因子;F4在(X6)、(X2)、(X11)上有較大載荷，命名為肉牛生產(chǎn)能力因子。分別計(jì)算各主因子F1～F4的得分FAC1～FAC4，并以各主因子的方差貢獻(xiàn)比重為權(quán)重進(jìn)行線性加權(quán)和計(jì)算綜合得分。其計(jì)算公式為:F=(33．646×FAC1+26．192×FAC2+20．952×FAC3+12．867×FAC4)/93．657。其中F為綜合得分，結(jié)果見表4。
2分析與討論
河北省(S2)畜牧業(yè)發(fā)展?fàn)顩r中羊和奶牛生產(chǎn)能力的權(quán)重較大，貢獻(xiàn)率達(dá)到33．646%;家禽生產(chǎn)能力次之，達(dá)到26．192%;豬生產(chǎn)能力再次之，達(dá)到20．952%;肉牛生產(chǎn)能力貢獻(xiàn)率低，為12．867%。從羊和奶牛生產(chǎn)能力因子看，河北省位于我國前列，表明河北省在羊和奶牛生產(chǎn)方面具有很強(qiáng)的能力。特別是奶牛被列為區(qū)域優(yōu)勢產(chǎn)品后，奶牛產(chǎn)業(yè)成為河北省畜牧業(yè)中發(fā)展最快的產(chǎn)業(yè);但與排名前2位的地區(qū)相比仍存在很大的差距。從家禽生產(chǎn)能力因子看，河北省同樣位于前列，表明河北省在家禽生產(chǎn)方面也具有很強(qiáng)的能力，但同排名第1位的地區(qū)存在很大差距。河北省應(yīng)在重點(diǎn)打造蛋種雞產(chǎn)業(yè)的同時，著力培育更多的家禽類企業(yè)，提升河北省的家禽類生產(chǎn)能力。
從豬生產(chǎn)能力因子看，河北省處于中下游水平，且低于平均水平，與排名前5位的地區(qū)有很大的差距。今后河北省應(yīng)引導(dǎo)農(nóng)戶發(fā)展適度規(guī)模養(yǎng)殖，擴(kuò)大品質(zhì)種豬改良范圍，實(shí)行“全進(jìn)全出”生產(chǎn)模式，在糧食主產(chǎn)區(qū)加快建設(shè)品質(zhì)瘦肉型豬生產(chǎn)基地，以大幅提升河北省豬生產(chǎn)能力。
從肉牛生產(chǎn)能力因子看，河北省處于中上游水平。雖然生產(chǎn)能力較強(qiáng)，但與其他強(qiáng)省相比，還有很大的差距。今后應(yīng)加大品種改良力度，推廣快速育肥技術(shù)，建設(shè)肉牛繁育基地，因地制宜發(fā)展肉牛及乳肉兼用品種。從綜合得分可以看出，河北省位于全國的第5位，是畜牧大省;但河北省的豬和肉牛生產(chǎn)能力仍較低，是河北省畜牧業(yè)發(fā)展的短板。今后河北省應(yīng)著力補(bǔ)齊這一短板，使畜牧業(yè)水平進(jìn)一步提升。
作者：徐文君冀德剛楊雨時張麗娜單位：河北農(nóng)業(yè)大學(xué)理學(xué)院
因子分析論文:因子分析法的電子信息論文
一、研究設(shè)計(jì)
1．研究樣本選擇本文選取2011—2012年在深滬兩市連續(xù)兩年披露研究所需數(shù)據(jù)的電子信息企業(yè)作為研究樣本，在剔除被ST、PT和數(shù)據(jù)披露不完整的上市公司后，選擇38家電子信息企業(yè)作為研究樣本。
2．研究變量選取①變量設(shè)計(jì)原則。為科學(xué)、和地評價(jià)電子信息企業(yè)競爭力需要建立一套評價(jià)指標(biāo)體系。在構(gòu)建評價(jià)指標(biāo)體系時應(yīng)遵循下列原則。a.重要性原則。電子信息企業(yè)競爭力受多方面、多因素的影響，有許多指標(biāo)可以從不同的方面反映電子信息企業(yè)的競爭力，但我們選擇的指標(biāo)不可能面面俱到，只能選擇其中的一些重要指標(biāo)，而對一些非重要的次要指標(biāo)予以忽略。b.系統(tǒng)性原則。電子信息企業(yè)競爭力是一個有機(jī)系統(tǒng)，要求任何一個企業(yè)的運(yùn)營能力、盈利能力、償債能力、發(fā)展能力、技術(shù)創(chuàng)新能力都保持良好狀態(tài)，因此反映企業(yè)競爭力的各個指標(biāo)之間應(yīng)保持有機(jī)聯(lián)系，只有這樣才能綜合反映企業(yè)競爭力的整體、內(nèi)在、本質(zhì)的特征。c.目的性原則。所建立的指標(biāo)體系需要反映企業(yè)競爭力的整體狀況，并通過企業(yè)指標(biāo)體系分析發(fā)現(xiàn)企業(yè)競爭力強(qiáng)弱的原因，找出提升企業(yè)競爭力的對策及措施，以增強(qiáng)企業(yè)的整體實(shí)力。d.可比性原則。評價(jià)電子信息企業(yè)競爭力的指標(biāo)在統(tǒng)計(jì)口徑上要一致，提供的信息應(yīng)相互可比。e.可操作性原則。在能夠反映電子信息企業(yè)競爭力基本內(nèi)涵的前提下，盡可能選取數(shù)量較少的評價(jià)指標(biāo)。同時也要做到指標(biāo)含義明確，計(jì)算依據(jù)資料在企業(yè)比較很容易獲取，具備一定的現(xiàn)實(shí)統(tǒng)計(jì)和核算基礎(chǔ)，便于資料的收集、整理和分析。②變量設(shè)計(jì)及經(jīng)濟(jì)釋義。根據(jù)電子信息產(chǎn)業(yè)具有資金密集、研發(fā)投入大、產(chǎn)品技術(shù)含量高等特點(diǎn)和上述變量設(shè)計(jì)原則，本文從成長能力、盈利能力、技術(shù)創(chuàng)新能力、償債能力和營運(yùn)能力五個方面，選取11個變量評價(jià)電子信息企業(yè)競爭力。變量及其經(jīng)濟(jì)釋義如表1所示。
3．研究數(shù)據(jù)來源研究樣本數(shù)據(jù)來源于兩個方面：一是上證所和深證所網(wǎng)站公布的公司各年財(cái)務(wù)報(bào)表；二是各相關(guān)財(cái)經(jīng)網(wǎng)站：上市公司資訊網(wǎng)、巨潮資訊網(wǎng)等。
二、實(shí)證結(jié)果及分析
在樣本企業(yè)以及指標(biāo)體系選定的基礎(chǔ)上，運(yùn)用因子分析方法對樣本企業(yè)的競爭力狀況進(jìn)行分析評價(jià)。因子分析方法是用較少個數(shù)的公共因子和特定因子來表達(dá)原觀測的每個變量，以達(dá)到降維的目的。使用因子分析方法需要進(jìn)行以下幾個步驟。1．因子分析適合性檢驗(yàn)因子分析法運(yùn)用的前提是原始變量之間具有較強(qiáng)的相關(guān)性，實(shí)際上就是證明原始變量之間存在共同成分，可以再提取公共因子。現(xiàn)根據(jù)樣本公司的變量資料運(yùn)用KMO和Bartlett檢驗(yàn)證明變量資料是否適合作因子分析，KMO和Bartlett檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。KMO統(tǒng)計(jì)量的取值在0到1之間，其值越接近1，變量之間的相關(guān)性越強(qiáng)，所選變量就越適合做因子分析。所選樣本在0.5<KMO<1的區(qū)間內(nèi)，說明適合做因子分析。
2．提取因子因子分析的關(guān)鍵就是根據(jù)樣本數(shù)據(jù)求得因子載荷矩陣，求解的方法有多種，但比較普遍使用的是主成分分析法。因子個數(shù)確定通常使用兩種方法：一是通過因子的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率確定的因子數(shù)，如表3所示；二是通過系統(tǒng)繪制碎石圖來確定因子個數(shù)，如圖1所示。從表3可以看出，特征根大于l的公共因子有4個，說明這4個公共因子可以載荷所選11個變量，同時這4個因子的累積方差貢獻(xiàn)率為82.506%，說明這4個因子可以解釋原有變量總方差的82.506%，因子分析結(jié)果比較理想。在圖1中，縱坐標(biāo)顯示出特征值，橫坐標(biāo)表示因子個數(shù)。從圖中可以看出：第1個因子特征值很高，對解釋所選變量的貢獻(xiàn)度較大，第2、3個因子的貢獻(xiàn)度次之；第4個因子之后的其他因子特征根都比較小，對解釋原有變量的貢獻(xiàn)度也小。因此，提取的4個因子足以從整體上反映樣本企業(yè)競爭力評價(jià)指標(biāo)體系。含有4個公共因子的競爭力的初步評價(jià)模型可以表示為：F＝31.626%/82.506%F1+24.927%/82.506%F2+14.183%/82.506%F3+11.77%/82.506%F4注：F為企業(yè)競爭力綜合評價(jià)指數(shù)
3．旋轉(zhuǎn)成分矩陣
為了使各個公因子之間反映的信息更加清晰獨(dú)立，可以使用方差較大法對因子載荷矩陣實(shí)施正交化旋轉(zhuǎn)。通過正交化旋轉(zhuǎn)，可以使所提取因子具有可命名解釋性。因子載荷矩陣正交化處理后的結(jié)果如表4所示。從表4可以看出，經(jīng)過正交化處理之后的數(shù)據(jù)可以較為清晰地反映出每一個公因子所代表的實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義。第1個公因子在凈資產(chǎn)增長率和銷售收入增長率方面有較大的載荷，它反映了電子信息企業(yè)的發(fā)展能力，即用來衡量公司未來資本壯大與規(guī)模擴(kuò)張的能力。第2個公因子在流動比率和速動比率方面有較大因子載荷，這兩個方面主要衡量樣本企業(yè)的短期償債能力。只有具備了較強(qiáng)的短期償債能力的公司才能抵御面臨的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。第3個公因子在存貨周轉(zhuǎn)率和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率方面有較大的載荷。由于電子信息企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模大、存貨較多，因此，這兩個指標(biāo)對其競爭力的形成有較大影響。第4個公因子在研發(fā)技術(shù)人員比例和研發(fā)密度方面有較大的載荷，這兩個指標(biāo)反映電子信息企業(yè)在科技和人才方面投入的情況，這是保持企業(yè)競爭優(yōu)勢的源泉。
4．因子矩陣分析表在公共因子確定以后，就可以計(jì)算各因子的得分情況。通常利用正交化旋轉(zhuǎn)后的載荷來計(jì)算各個因子得分，公共因子得分系數(shù)情況如表5所示。
5．樣本公司企業(yè)競爭力得分及分析在前述分析的基礎(chǔ)上，對樣本公司2011年、2012年的各因子得分取平均值，就可以計(jì)算得出樣本公司競爭力得分狀況，由于篇幅關(guān)系，此處僅列示綜合得分前3名和后3名的公司，如表6所示。由于競爭力與得分呈正相關(guān)關(guān)系，因此得分高的公司競爭力好于得分低的公司，而且分值越高，競爭力越強(qiáng)。其一，從總體上看，38家樣本企業(yè)的發(fā)展能力和償債能力得分都偏低，特別是償債能力得分均為負(fù)數(shù)，營運(yùn)能力和技術(shù)創(chuàng)新能力得分都為正數(shù)，說明在發(fā)展能力和償債能力差異不大的情況下，營運(yùn)能力和技術(shù)創(chuàng)新能力就成為了電子信息企業(yè)競爭力高低的主要影響因子。電子信息企業(yè)上市公司發(fā)展能力和償債能力差的主要原因可能有兩方面，一是因?yàn)殡娮有畔a(chǎn)品國內(nèi)國際市場競爭激烈，而我國電子信息產(chǎn)業(yè)起步較晚，與發(fā)達(dá)國家電子產(chǎn)品相比較，我國許多電子產(chǎn)品的國際競爭力較弱，國外電子產(chǎn)品大量進(jìn)入我國市場，必然在一定程度上影響我國電子信息企業(yè)的發(fā)展；二是電子信息產(chǎn)業(yè)具有投資大的特點(diǎn)，新產(chǎn)品生產(chǎn)線和生產(chǎn)經(jīng)營活動的資金更多地依賴銀行貸款，在銀行貸款額度大、發(fā)展能力受制約、存貨增多、盈利空間不斷縮小等多種因素的綜合影響下，導(dǎo)致了電子信息企業(yè)償債能力差。需要指出的是，提升我國電子信息企業(yè)的國際競爭力，必須兼顧所有影響競爭力的因子，做到協(xié)調(diào)發(fā)展，當(dāng)前和今后一個時期電子信息企業(yè)應(yīng)特別重視改善發(fā)展能力和償債能力。其二，從綜合得分排名前幾名來看，綜合得分前3名的公司是華映科技、紫光股份、廈門信達(dá)，他們主要得益于良好的營運(yùn)能力和技術(shù)創(chuàng)新能力。從發(fā)展能力來看，除了廈門信達(dá)的發(fā)展能力排名靠前外，華映科技、紫光股份發(fā)展能力欠佳。這3家公司償債能力名列38家公司的后3位。因此，這3家公司應(yīng)通過發(fā)展能力和融資模式上的調(diào)整和重視資金運(yùn)用效率來進(jìn)一步提升競爭能力。其三，從綜合得分排名后幾名來看，華鑫股份、綜藝股份、大連控股表現(xiàn)出較差的競爭力，雖然華鑫股份、綜藝股份的發(fā)展能力和償債能力、大連控股的償債能力與其他企業(yè)相比較表現(xiàn)不錯，但營運(yùn)能力和技術(shù)創(chuàng)新能力表現(xiàn)較差。因此，加大研究投入、完善內(nèi)部經(jīng)營管理機(jī)制、增強(qiáng)市場拓展能力和存貨變現(xiàn)能力是這些企業(yè)提升競爭力的關(guān)鍵。
三、結(jié)論
綜上所述，因子分析法是通過定量分析構(gòu)建因子體系，運(yùn)用SPSS19.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理和檢驗(yàn)。盡管本文通過因子分析發(fā)現(xiàn)，發(fā)展能力、技術(shù)創(chuàng)新能力、營運(yùn)能力和償債能力對電子信息企業(yè)競爭力起著主導(dǎo)作用，但是，盈利能力因子對企業(yè)競爭力的影響作用也不可忽視，否則會在一定程度上影響企業(yè)競爭力。電子信息企業(yè)競爭力是各個因子共同影響的結(jié)果，因此，重視各個因子協(xié)調(diào)發(fā)展才有利于企業(yè)整體競爭力的提升。通過分析各個因子的得分和綜合排名，可以發(fā)現(xiàn)各個企業(yè)在經(jīng)營管理上的優(yōu)勢和劣勢，以便有針對性地采取措施，改善其經(jīng)營和管理，提高企業(yè)的經(jīng)營管理水平，使企業(yè)在激烈的市場競爭中處于有利地位，獲得更大的發(fā)展。
作者：魏玲麗單位：四川旅游學(xué)院酒店管理系
因子分析論文:探究因子分析制造經(jīng)濟(jì)效率評估論文
關(guān)鍵詞：制造業(yè);因子分析;經(jīng)濟(jì)效益
內(nèi)容摘要：文章抽取出影響制造業(yè)經(jīng)濟(jì)效益的利潤創(chuàng)造因子和“流動性”因子，并根據(jù)綜合因子得分進(jìn)行排序和分析評價(jià)，對武漢制造業(yè)發(fā)展提出了一些有價(jià)值的政策建議。本文采用因子分析法，對武漢市34個制造行業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益進(jìn)行了定量評估和比較分析。
本文將武漢主要制造業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益作為研究對象，對武漢市實(shí)施“工業(yè)強(qiáng)市”戰(zhàn)略、抓住工業(yè)發(fā)展的第三個好歷史機(jī)遇、推進(jìn)武漢制造產(chǎn)業(yè)升級、振興老工業(yè)基地?zé)o疑將有重大意義。制造業(yè)代表著一個國家的國際地位與經(jīng)濟(jì)實(shí)力，是所有與制造有關(guān)的企業(yè)機(jī)構(gòu)的總體，是國民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)。
因子分析法原理
本文的主要目的是從多因素出發(fā)，運(yùn)用因子分析法對初選因子進(jìn)行篩選和綜合，找出影響武漢市34個制造業(yè)經(jīng)濟(jì)效益的主導(dǎo)因子，即公因子，然后進(jìn)行評價(jià)分析。評價(jià)采用SPSS16.0統(tǒng)計(jì)軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，得出武漢市制造業(yè)34個行業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益得分與排名。
因子分析法基本思想是根據(jù)相關(guān)性大小對變量進(jìn)行分組，使得同組內(nèi)的變量之間相關(guān)性較高，不同組的變量相關(guān)性較低。每組變量代表一個基本結(jié)構(gòu)，因子分析中將之稱為公共因子。通過統(tǒng)計(jì)軟件計(jì)算出每個研究對象的各個因子的得分，然后計(jì)算出因子綜合得分。
武漢制造業(yè)經(jīng)濟(jì)效益因子評價(jià)
（一）數(shù)據(jù)選取及處理
本文選取了7個與制造業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益緊密相關(guān)的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)進(jìn)行綜合評價(jià)：工業(yè)增加值率（V1）、總資產(chǎn)貢獻(xiàn)率（V2）、資產(chǎn)負(fù)債率（V3）、流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)次數(shù)（V4）、工業(yè)成本費(fèi)用利潤率（V5）、全員勞動生產(chǎn)率（V6）和產(chǎn)品銷售率（V7）。
本文選取武漢市2005-2007年34個制造業(yè)上述7項(xiàng)指標(biāo)的具體數(shù)據(jù)，計(jì)算每個制造業(yè)指標(biāo)3年的算術(shù)平均值作為綜合評價(jià)的原始數(shù)據(jù)。為了消除由于評價(jià)指標(biāo)的量綱不同而帶來的影響，本文采用Z-SCORE方法對原始數(shù)據(jù)的34個制造業(yè)、7個定量指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化無綱處理，將指標(biāo)實(shí)際值轉(zhuǎn)化為可比較的評價(jià)值，得到表1。
Z-SCORE方法一般也認(rèn)為是標(biāo)準(zhǔn)化轉(zhuǎn)換，具體求法為，先求出每個指標(biāo)的樣本均值x和標(biāo)準(zhǔn)差S，然后從指標(biāo)實(shí)際值中減去該指標(biāo)的均值，再除以標(biāo)準(zhǔn)差S，就得到標(biāo)準(zhǔn)化的評價(jià)值Yi，公式為：
（二）武漢制造業(yè)經(jīng)濟(jì)效益因子分析
按照因子分析的步驟，本文利用SPSS16.0統(tǒng)計(jì)分析軟件進(jìn)行計(jì)算，利用標(biāo)準(zhǔn)化的數(shù)據(jù)表1中的34個樣本、7個變量，求出7個指標(biāo)（變量）的相關(guān)系數(shù)矩陣R的特征根及相應(yīng)的特征向量。
確定取幾個因子作為主因子的判定方法有兩種：一是取所有特征值大于1的因子作為主因子；二是根據(jù)累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)到的百分比值確定。本文采用及時種方法，由表2可知，將選取特征值大于1的兩個因子作為主因子。
由表3和表4可知，及時主因子與工業(yè)增加值率、總資產(chǎn)貢獻(xiàn)率、成本費(fèi)用利潤率、全員勞動生產(chǎn)率上的載荷因子較大，因此該因子集中反映了制造業(yè)利潤創(chuàng)造能力，定義為利潤創(chuàng)造因子。第二主因子在流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和產(chǎn)品銷售率上的載荷因子較大，流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和產(chǎn)品銷售率均反映“流動性”，就將該因子定義為流動能力因子。
根據(jù)計(jì)算因子值的系數(shù)矩陣，可進(jìn)一步得出因子計(jì)算等式：
F1=0.199V1+0.290V2-0.169V3-0.039V4+
0.287V5+0.267V6+
0.097V7
F2=-0.349V1+0.209V2+
0.046V3+0.552V4-
0.073V5+0.126V6+
0.491V7
利用兩個因子的方差貢獻(xiàn)率進(jìn)行線性加權(quán)求和，便可以得到經(jīng)濟(jì)效益的綜合評價(jià)模型：F=0.699F1+0.301F2
依據(jù)上述三個等式，計(jì)算得出2005－2007年武漢市34個制造業(yè)在2個因子上的得分和行業(yè)經(jīng)濟(jì)效益評價(jià)總得分，結(jié)果如表5所示。
結(jié)果顯示，煙草制品業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益，其次是非金屬礦采選業(yè)，飲料制造業(yè)排第三位，居制造業(yè)前10位的依次還有家具制造業(yè)、文教體育用品制造業(yè)、廢棄資源和廢舊材料回收加工業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、儀器儀表及文化、辦公用機(jī)械制造業(yè)、造紙及紙制品業(yè)、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)。居制造業(yè)末位的5個行業(yè)是有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、皮革、毛皮、羽絨及其制品業(yè)、通用設(shè)備制造業(yè)、紡織業(yè)和黑色金屬礦采選業(yè)。
政策建議
資金技術(shù)密集型制造業(yè)在武漢制造業(yè)中所占比重很大，而且是未來制造業(yè)發(fā)展的方向，但是武漢市資金技術(shù)密集型制造業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益差，鑒于資金技術(shù)密集型制造業(yè)自身具有風(fēng)險(xiǎn)大、周期長、高投入的特點(diǎn)，其發(fā)展必須要依賴政府財(cái)政資金和稅收優(yōu)惠政策的大力支持。建議由政府牽頭聯(lián)合制造業(yè)企業(yè)設(shè)立資金技術(shù)密集型制造業(yè)產(chǎn)業(yè)投資基金，大力發(fā)展制造業(yè)。
充分利用武漢勞動力成本低的比較優(yōu)勢，大力發(fā)展煙草加工業(yè)、飲料制造業(yè)等經(jīng)濟(jì)效益高的勞動密集型產(chǎn)業(yè)。立足武漢勞動密集型產(chǎn)業(yè)的現(xiàn)有比較優(yōu)勢，有效利用武漢豐富的勞動力資源優(yōu)勢，加快這些產(chǎn)業(yè)的設(shè)備更新與技術(shù)進(jìn)步，盡快提高勞動密集型產(chǎn)品的質(zhì)量和檔次，實(shí)現(xiàn)勞動密集型產(chǎn)業(yè)與產(chǎn)品的升級，提高勞動密集型產(chǎn)品附加值。
加速用信息技術(shù)改造、提高傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)。通過促進(jìn)信息產(chǎn)品與傳統(tǒng)產(chǎn)品的融合，以及信息技術(shù)在新產(chǎn)品的廣泛應(yīng)用，增加產(chǎn)品的信息技術(shù)附加值。加速傳統(tǒng)企業(yè)信息化進(jìn)程，把推廣應(yīng)用信息技術(shù)作為改進(jìn)企業(yè)管理、推進(jìn)傳統(tǒng)企業(yè)技術(shù)改造、節(jié)約能源、實(shí)現(xiàn)由數(shù)量型向質(zhì)量型和效益型轉(zhuǎn)變并提高競爭力的重要手段；同時，按照國家的產(chǎn)業(yè)政策堅(jiān)決淘汰一批企業(yè)。大力引進(jìn)高新實(shí)用技術(shù)、先進(jìn)設(shè)備改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，提高產(chǎn)品科技含量和企業(yè)生產(chǎn)效率。
因子分析論文:信息化指標(biāo)體系因子分析探討論文
【摘要】本文認(rèn)真參考了信息化水平指標(biāo)，總結(jié)出信息化水平指標(biāo)評價(jià)體系，同時采用因子分析法對全國各省份的信息化水平進(jìn)行排序，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行聚類分析，按不同類型對各省份進(jìn)行簡單分析，進(jìn)一步提出讓信息化水平提高的對策。
【關(guān)鍵詞】信息化指標(biāo)體系因子分析聚類分析
一、引言
隨著信息技術(shù)的持續(xù)創(chuàng)新，發(fā)達(dá)國家向信息社會轉(zhuǎn)移的趨勢越來越明顯，步伐越來越快。加快發(fā)展本國以及城市的信息化水平是個必然的趨勢。推進(jìn)信息化是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式的根木途徑，有利于促進(jìn)人與自然的協(xié)調(diào)發(fā)展；有利于促進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會統(tǒng)籌、協(xié)調(diào)發(fā)展；有利于提高社會管理水平，增強(qiáng)公共服務(wù)能力，保持杜會安定有序；有利于發(fā)展壯大先進(jìn)文化，為和諧社會營造良好的文化氛圍。在推進(jìn)信息化的同時，為了更好地把握我國信息化普及與應(yīng)用的狀況和程度，評價(jià)與監(jiān)測我國信息化的成果、發(fā)展水平與存在的問題。為國家信息化發(fā)展規(guī)劃提供必要的數(shù)據(jù)支也必然需要進(jìn)行信息化水平測試，這就會引發(fā)一系列的問題，從而引進(jìn)因子分析和聚類分析來使此過程變的簡單或者說更為有序化。
二、變量指標(biāo)的選取
國家統(tǒng)計(jì)局在其《中國信息能力報(bào)告》中，設(shè)計(jì)了一套評價(jià)我國信息化水平的指標(biāo)：指標(biāo)體系共分4級，有25個指標(biāo)：①信息技術(shù)和信息設(shè)備應(yīng)用能力：a.每千人擁有PC數(shù)；b.每千人擁有傳真機(jī)數(shù)；c.每百人擁有電話數(shù)；d.每千人擁有電視機(jī)數(shù)；e.每千人擁有收音機(jī)數(shù)；f.每萬人接入因特網(wǎng)用戶；g.每百萬人互聯(lián)網(wǎng)上網(wǎng)主機(jī)數(shù)；h.每平方公里光纜長度；i.每百家企事業(yè)單位上網(wǎng)數(shù)；j.基礎(chǔ)信息產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重。②信息資源及開發(fā)利用能力：a.每戶打國際電話時間；b.每百人期刊發(fā)行量；c.每日信息量；d.網(wǎng)絡(luò)用戶平均上網(wǎng)時間；e.每萬人Web站點(diǎn)數(shù)。③人口素質(zhì)：a.每萬人平均科學(xué)家和工程師數(shù)；b.第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)占就業(yè)總?cè)丝诒戎兀籧.大學(xué)入學(xué)率；d.每十萬人在校學(xué)生數(shù)；e.計(jì)算機(jī)專家和工程師數(shù)。④國家對信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展的支撐：a.信息產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重；b.研究開發(fā)(R&G)支出占GDP比重；c.每主線電信投資；d.人均GNP；e.教育投入。
鑒于遵循數(shù)據(jù)的客觀性和代表性，以及易得性，本文采取以下指標(biāo)：每千人工業(yè)增加值x1；每千人電信業(yè)務(wù)量x2；每千人移動通信交換機(jī)容量x3；移動電話普及率x4；電話普及率x5；廣播綜合人口覆蓋率x6；電視綜合人口覆蓋率x7；有線電視普及率x8；每十戶寬帶上網(wǎng)用占有戶數(shù)x9；R&D經(jīng)費(fèi)支出占GDP比重x10；每十人從事科技活動人員總數(shù)占有的人數(shù)x11；每十人在校大學(xué)生人數(shù)占有的人數(shù)x12；每千人專利授權(quán)數(shù)占有數(shù)x13。其中缺省值用平均值代替或者臨近年數(shù)內(nèi)值代替。由于篇幅有限，指標(biāo)數(shù)據(jù)省略。
三、因子分析
因子分析法是能夠?qū)崿F(xiàn)數(shù)據(jù)簡化目的的有效方法之一。其基本思想是根據(jù)相關(guān)性大小把變量分組，使得同組內(nèi)的變量之間相關(guān)性較高，使不同組的變量相關(guān)性較低，每組變量代表一個基本結(jié)構(gòu)，這個基本結(jié)構(gòu)稱為公共因子。運(yùn)用因子分析法，借助EXCEL多元統(tǒng)分析，對已得的指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析處理，在處理過程中選取方差貢獻(xiàn)比率為0.80。按照方差貢獻(xiàn)比率大于80%，應(yīng)提取前四個因子，它們所解釋的方差占總方差的84.58%，這四個因子就可以解釋原始數(shù)據(jù)的大部分信息了。分析結(jié)果中可以得到每個城市的四個因子得分情況F1，F(xiàn)2，F(xiàn)3和F4。，對28個城市的信息化水平進(jìn)行綜合評價(jià)并排序。以旋轉(zhuǎn)后四個因子的方差貢獻(xiàn)率為權(quán)數(shù)計(jì)算綜合得分，計(jì)算公式：F=0.5923F1+0.09957F2+0.0804F3+0.0736F4，最終可以得到所有城市的綜合得分排名。由于變量指標(biāo)取值的同向性，得分越高代表信息化水平越高。排名依次為：北京，天津、廣東、浙江、江蘇、湖南、福建等等。
四、聚類分析
聚類分析是統(tǒng)計(jì)學(xué)中研究“物以類聚”問題的多元統(tǒng)計(jì)分析方法，在統(tǒng)計(jì)分析的應(yīng)用領(lǐng)域已經(jīng)得到了極為廣泛的應(yīng)用。其思路為：首先每個數(shù)據(jù)對象自成一類，并且計(jì)算各個類之間的“距離”或者相似性。然后每次將最相似的兩類合并，合并后重新計(jì)算新類與其他各個類之間的距離或相似度。這一“凝聚”的過程一直繼續(xù)直到所有對象都?xì)w為一類為止。利用各城市的因子得分，還可對28個城市進(jìn)行分類，得分值相近的城市被認(rèn)為具有較相似的屬性。
五、結(jié)果分析
由所得到的聚類圖可以看出，全國信息化水平基本上可以分為五類，北京，山西各成一類，從上面的綜合水平排名可以看出，北京信息化水平處于全國經(jīng)驗(yàn)豐富地位，這首先歸功于北京的地理位置和政治人文環(huán)境，其次結(jié)合因子得分矩陣，北京在因子1上的得分較高，而根據(jù)因子載荷矩陣可以看出，因子1在13個變量指標(biāo)上的載荷系數(shù)都比較大，證明北京在城市信息化的各個方面都比較出色。山西的信息化綜合水平排名第10，屬于中等偏上的水平，在因子4上的得分較高，因子4在變量指標(biāo)x1，x2上的載荷量較大，這正好符合山西是個煤礦大省的特征，通信電信比較發(fā)達(dá)繁榮。天津、廣東、江蘇、福建、浙江歸為一類，這幾個城市都是發(fā)達(dá)城市，信息化水平偏高，在每個指標(biāo)上得分都比較平均。而河北、黑龍江、河南、江西、遼寧、吉林、湖北、湖南、安徽、山東、四川、海南、重慶可以歸為一類，這幾個城市由于地理環(huán)境、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口眾多等因素使得信息化水平中等偏下。一類，信息化水平偏下的一類包括：內(nèi)蒙古、甘肅、青海、寧夏、廣西、云南、西藏和陜西，信息化水平底下源于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不高、對于信息化認(rèn)識薄弱以及對信息產(chǎn)業(yè)的投入不夠。
六、政策建議
雖然我國信息化應(yīng)用工作已取得了較大的成績，但在發(fā)展的過程中還存在著一些問題和不足使信息化帶動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的優(yōu)勢難以更好地發(fā)揮與國外發(fā)達(dá)國家相比還有很大差距，就是同亞洲一些發(fā)展中國家(或地區(qū))比較也存在不小的距離。當(dāng)前，經(jīng)濟(jì)全球化、我國加入世界貿(mào)易組織和世界信息產(chǎn)業(yè)的新發(fā)展，都對我國信息化應(yīng)用發(fā)展提出了新的要求，因此，我們應(yīng)認(rèn)真分析中國信息化水平現(xiàn)狀，分析與國外信息化發(fā)展的差距，有效地針對問題和不足進(jìn)行改進(jìn)，正確地規(guī)劃未來發(fā)展方向和應(yīng)采取的對策。
對策和建議主要有：(1)加快有關(guān)信息化法律、法規(guī)的制定，確保應(yīng)用中的性和安全性(2)降低成本，普及大眾。(3)加強(qiáng)信息化知識普及與培訓(xùn)力度。(4)加大國家對信息化投資力度縮小地區(qū)間差距。(5)加強(qiáng)信息資源建設(shè)，提高信息化服務(wù)質(zhì)量與水平。(6)建立信息化數(shù)據(jù)采集系統(tǒng)和評價(jià)監(jiān)測體系。公務(wù)員之家
另外，由上文的分析，信息化水平測度的數(shù)據(jù)很不，在每個地區(qū)城市的報(bào)告中尚未包括有些信息化水平測度指標(biāo)，比如說信息產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)值的比重。完整的數(shù)據(jù)不僅可以幫助很好的測度信息化水平，同時可以鞭策及時發(fā)現(xiàn)問題，提出相應(yīng)的解決辦法，這對于提高信息化水平是必要的途徑。
因子分析論文:因子分析法研究銀行股份制改革論文
編者按：本文主要從銀行競爭力的評價(jià)分析；國有銀行競爭力變化趨勢對銀行股份制改革的啟示進(jìn)行論述。其中，主要包括：評價(jià)指標(biāo)多為銀行財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，缺乏無形資源、凡兩方或多方力圖取得并非各方均能獲得的某些東西時，就會有競爭、銀行競爭力的性質(zhì)和決定因素與一般工商企業(yè)基本一致、銀行競爭力的評價(jià)同樣應(yīng)當(dāng)從銀行的資源、能力和外部環(huán)境三方面因素著手、因子分析是用少數(shù)幾個因子來描述多指標(biāo)或多因素之間的聯(lián)系、全國性股份制銀行競爭力普遍較強(qiáng)、國有銀行綜合競爭力的變化趨勢不同、與競爭力提升的目標(biāo)還有差距、國有銀行股份制改革任重而道遠(yuǎn)等，具體請?jiān)斠姟?
內(nèi)容摘要：本文在銀行競爭力評價(jià)的多項(xiàng)指標(biāo)基礎(chǔ)上，從資源、能力和綜合競爭力三方面，運(yùn)用因子分析方法按因子得分對重慶市營業(yè)的13家銀行進(jìn)行排名和分析，以期對我國銀行股份制改革有所啟示。
關(guān)鍵詞：國有銀行競爭力股份制改革
國內(nèi)學(xué)者對于國有商業(yè)銀行與股份制商業(yè)銀行的競爭力比較進(jìn)行了長期的研究，逐漸從定性到定量、從少指標(biāo)到多指標(biāo)、從少樣本到多樣本進(jìn)行了相當(dāng)數(shù)量的實(shí)證分析。李萱（2000）從市場份額、經(jīng)營業(yè)績、人員素質(zhì)三方面對國有商業(yè)銀行與國內(nèi)股份制商業(yè)銀行的競爭力進(jìn)行了數(shù)據(jù)的直接比較。范偉強(qiáng)（2001）從規(guī)模與效率、經(jīng)營機(jī)制與發(fā)展戰(zhàn)略方面對國有商業(yè)銀行與新興商業(yè)銀行的競爭力進(jìn)行了比較。段衛(wèi)平（2002）從收益、經(jīng)營成本效率和風(fēng)險(xiǎn)三方面對四家國有銀行與十家股份制商業(yè)銀行的競爭力進(jìn)行了簡單數(shù)據(jù)比較。趙昌昌等（2003）學(xué)者采用主成分分析法對我國商業(yè)銀行競爭力進(jìn)行了比較分析，實(shí)證分析所采用的指標(biāo)包括股權(quán)收益率、自有資本率等五方面13個指標(biāo)，均為財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)。羅仲平等（2004）對4家國有商業(yè)銀行與10家股份制商業(yè)銀行2000～2002年的競爭力狀況進(jìn)行了比較分析，采用加權(quán)計(jì)算的方法得到商業(yè)銀行的核心競爭力、基礎(chǔ)競爭力和環(huán)境競爭力三大指數(shù)，但權(quán)數(shù)如何設(shè)定不明確。
筆者認(rèn)為，現(xiàn)有研究存在一定的不足：評價(jià)指標(biāo)多為銀行財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，缺乏無形資源、外部環(huán)境等方面的評價(jià)；實(shí)證分析大多采用簡單的數(shù)據(jù)直接對比，難以評價(jià)各銀行的競爭力。此外，對加入WTO后國有商業(yè)銀行競爭力的發(fā)展變化，研究較少。本文試圖通過研究過渡期間國有銀行競爭力變化趨勢的這個特殊歷史時間段來分析國有銀行股份制改革的必要性和是否取得了顯著的成效。基于詳細(xì)數(shù)據(jù)資料的可獲得性，本文以加入WTO后的過渡期（2001～2004年）為研究時間段、以重慶市銀行業(yè)的13家銀行為研究樣本。
1銀行競爭力的評價(jià)分析
《新帕爾格雷夫經(jīng)濟(jì)學(xué)大辭典》這樣解釋競爭：“競爭系個人（或集團(tuán)或國家）間的角逐；凡兩方或多方力圖取得并非各方均能獲得的某些東西時，就會有競爭”。企業(yè)競爭力的差異，既源于企業(yè)擁有的競爭所需的資源和能力的差異，也受著外部市場、經(jīng)濟(jì)體制、社會文化、自然環(huán)境等多方面的影響，競爭力強(qiáng)的企業(yè)其優(yōu)勢最終體現(xiàn)在產(chǎn)品和服務(wù)吸引顧客。實(shí)際上，企業(yè)競爭力是一個包括資源、能力和環(huán)境的綜合體，缺一不可。
對于銀行而言，作為追求利潤較大化的金融機(jī)構(gòu)，其競爭力的性質(zhì)和決定因素與一般工商企業(yè)基本一致。但銀行作為金融企業(yè)，其競爭力有其獨(dú)特之處。首先，金融市場一體化已是大勢所趨，銀行無法通過市場的分割或壟斷來建立核心競爭力。其次，金融商品無法申請專利，金融產(chǎn)品易于模仿，金融產(chǎn)品創(chuàng)造價(jià)值的多少，不但取決于產(chǎn)品的設(shè)計(jì)，還取決于服務(wù)的構(gòu)成及附加服務(wù)的質(zhì)量，模仿者能夠依靠更品質(zhì)的服務(wù)來戰(zhàn)勝創(chuàng)新者。再次，金融監(jiān)管部門要求銀行所提供的金融產(chǎn)品的相關(guān)信息要公開和透明，便于監(jiān)管者和客戶掌握和評判該產(chǎn)品的風(fēng)險(xiǎn)狀況，這同時也為競爭對手模仿帶來便利條件。
銀行競爭力的評價(jià)同樣應(yīng)當(dāng)從銀行的資源、能力和外部環(huán)境三方面因素著手。本文以重慶市的中資商業(yè)銀行為研究樣本，不需考慮所在的地區(qū)差異，為簡便起見，本文的銀行競爭力評價(jià)指標(biāo)僅由資源和能力兩大類指標(biāo)組成。根據(jù)銀行業(yè)的特點(diǎn)，并考慮指標(biāo)的可獲得性及量化的需要，設(shè)計(jì)了以下指標(biāo)用于評價(jià)過渡期國有銀行競爭力的發(fā)展變化：
資源指標(biāo)。人均短期貸款、人均中長期貸款、人均固定資產(chǎn)、人均無形資產(chǎn)、人均總資產(chǎn)、人均短期存款及短期儲蓄、人均長期存款及長期儲蓄、人均單位存款、人均儲蓄存款、人均營業(yè)費(fèi)用或業(yè)務(wù)費(fèi)用、人均業(yè)務(wù)宣傳及廣告費(fèi)、人均機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)數(shù)、人均工資、本科及以上學(xué)歷職工比例共14項(xiàng)指標(biāo)，反映銀行有形資源和無形資源的狀況。
能力指標(biāo)。備付金比率、流動性比率、存貸比率、中長期貸款比率、資產(chǎn)負(fù)債率、存款資產(chǎn)比率、不良貸款比率、盈利性資產(chǎn)比率、銀行利差率、利息成本率、資產(chǎn)利潤率（稅前）和人均利潤額（稅前）共12項(xiàng)指標(biāo)，分別從流動性、安全性和盈利性三方面反映了銀行的組織效率及能力。
基于因子分析的國有商業(yè)銀行競爭力變化實(shí)證
因子分析是用少數(shù)幾個因子來描述多指標(biāo)或多因素之間的聯(lián)系，以較少幾個因子反映原始資料的大部分信息，從而使所研究的多變量問題簡單化。因子分析的具體步驟如下：由于評價(jià)競爭力的各項(xiàng)指標(biāo)的量綱不同，應(yīng)對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，以消除量綱的影響；采用主成分法提取公因子，進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)和計(jì)算各因子得分；以各因子方差貢獻(xiàn)率為權(quán)數(shù)計(jì)算各銀行的加權(quán)得分；按加權(quán)得分的大小進(jìn)行排序，得分越高，銀行競爭力越強(qiáng)。
根據(jù)2001-2004年重慶銀行業(yè)樣本銀行各年度的原始數(shù)據(jù)計(jì)算得到14項(xiàng)資源競爭力指標(biāo)、12項(xiàng)能力指標(biāo)、26項(xiàng)綜合競爭力指標(biāo)值后，按照上述步驟以這些指標(biāo)分別作為變量并采用SPSS軟件進(jìn)行因子分析，可得到資源、能力和綜合競爭力三方面的得分及排名。表1列出了各銀行的具體排名，限于篇幅，沒有列出各行的詳細(xì)分值。根據(jù)表1的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在加入WTO的過渡期國有銀行競爭力有以下基本特征：
四大國有銀行的競爭力仍較低。從表1中可看到，四大國有銀行綜合競爭力的排名基本上處于9～13名之間，僅2001年的建設(shè)銀行、2004年的中國銀行排名進(jìn)入了前8名。從資源和能力兩項(xiàng)競爭力的排名看，除2004年中國銀行和中國建設(shè)銀行的能力排名外，國有銀行排名均在8～13名之間，明顯低于大多數(shù)股份制商業(yè)銀行的排名。
全國性股份制銀行競爭力普遍較強(qiáng)。樣本銀行中有8家全國性股份制商業(yè)銀行，除深圳發(fā)展銀行排名靠后外，其余7家股份銀行的綜合競爭力、資源和能力排名基本上均處于前8名。
國有銀行綜合競爭力的變化趨勢不同。兩家股份制改革試點(diǎn)銀行中，中國銀行變化最為顯著，2001～2003年其綜合競爭力排名末位，2004年則升至第8名；中國建設(shè)銀行反而在股改啟動前的2001年競爭力排名較高，2002～2004年排名下降，始終在10～11名徘徊。中國工商銀行的競爭力綜合排名始終穩(wěn)定在9～10名，沒有顯著變化。而中國農(nóng)業(yè)銀行的綜合競爭力各年均列第12位，沒有變化。
2國有銀行競爭力變化趨勢對銀行股份制改革的啟示
對提高銀行業(yè)整體競爭力具有重要作用。實(shí)證結(jié)果表明，國有銀行的競爭力較股份制銀行的競爭力低下，證實(shí)了產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)是影響競爭力的重要因素。因此，要從根本上提高我國國有銀行的競爭力與效率，應(yīng)對來自外資銀行的強(qiáng)大挑戰(zhàn)，關(guān)鍵是實(shí)施國有商業(yè)銀行的股份制改造。我國政府著手對四大國有銀行實(shí)行股份制改革，對于提高我國銀行業(yè)整體競爭力和加快金融體制改革，無疑具有重要作用。
與競爭力提升的目標(biāo)還有差距。以實(shí)證子分析結(jié)果為例，中國銀行2004年實(shí)施股份制改革后，其綜合競爭力從連續(xù)三年排名末位一下攀升至第8位，能力排名則從連續(xù)3年的12～13名躍升至第3名。同樣，從中國建設(shè)銀行看，股份制改革啟動后，2004年的能力排名也從連續(xù)3年的12～13名躍升至第7名。但進(jìn)一步分析后發(fā)現(xiàn)還存在很多的不足。中國建設(shè)銀行2004年的綜合競爭力排名沒有提升，排名仍靠后。在資源競爭力方面，2004年中國銀行、建設(shè)銀行都只提升了1位，分別從12位和10位升至11位和9位，均在前8名之外。因子分析使用的資源競爭力指標(biāo)多數(shù)是人均指標(biāo)，這充分說明兩大銀行的股份制改革還需要進(jìn)一步“減員增效”，從而提高資源競爭能力。
特別需要注意的一點(diǎn)是，上述綜合競爭力或能力排名的大幅度提升是在中央政府2004年分別注資225億美元的條件下取得的，如果剔出其中的政策性因素影響，很難說多大程度上是由于銀行自身內(nèi)部改造所獲得的成效。尤其是，2004年中國銀行一舉扭轉(zhuǎn)了多年的虧損、建設(shè)銀行的利潤則創(chuàng)紀(jì)錄地達(dá)到新高，讓人不得不擔(dān)憂。兩大銀行的持續(xù)發(fā)展能力究竟如何，會不會出現(xiàn)我國股市發(fā)展中“一年績優(yōu)、二年績平、三年虧損”的情況、出現(xiàn)所謂的股份制商業(yè)銀行“體制回歸”的問題（劉榮，2002）？這點(diǎn)值得進(jìn)一步的關(guān)注。
國有銀行股份制改革任重而道遠(yuǎn)。實(shí)際上，對四大國有銀行而言，產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)多元化的改革僅僅是必要而非充分條件。具有現(xiàn)代公司治理機(jī)制的股份制商業(yè)銀行，尤其又是存在人問題的國有控股的股份制商業(yè)銀行，其建立和完善過程絕不是一朝一夕就可以實(shí)現(xiàn)的。除了產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)改革，提高國有銀行的競爭力還有很多地方需要建設(shè)。對現(xiàn)有的股份制商業(yè)銀行來說，如何避免所謂的“體制回歸”和保持股份制體制的優(yōu)勢是關(guān)鍵。總之，國有銀行的股份制改革將是一個漫長的過程，許多更加艱巨的任務(wù)還有待實(shí)現(xiàn)。
本文對國有銀行競爭力評價(jià)的研究不足在于：一方面是各銀行財(cái)務(wù)報(bào)表不統(tǒng)一造成的銀行財(cái)務(wù)指標(biāo)可比性問題，尤其是建設(shè)銀行的報(bào)表格式比較特殊；另一方面是銀行競爭力評價(jià)的指標(biāo)仍然不夠完善，尤其缺乏衡量銀行在獲得政府支持方面的外部環(huán)境因素指標(biāo)和銀行管理制度方面的軟性指標(biāo)，這需要進(jìn)一步的深入探討。另外，以國有商業(yè)銀行的地區(qū)行衡量其整體競爭力可能會有失偏頗，獲取更詳細(xì)的整體數(shù)據(jù)是解決問題的方法。
因子分析論文:生態(tài)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展限制因子分析論文
摘要通過研究安徽生態(tài)經(jīng)濟(jì)總體上是可持續(xù)發(fā)展的，而要在經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定、快速、健康發(fā)展的基礎(chǔ)上，從目前層次的可持續(xù)發(fā)展實(shí)現(xiàn)超越，必須注意辯識各類限制因子。文章辯識了幾類限制因子，已供有關(guān)部門有針對性地提出解決對策參考。
關(guān)鍵詞生態(tài)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展限制因子安徽省
安徽作為華東六省市之一，是臨江近海的內(nèi)陸省份，其氣候適宜、降雨充沛，地形多樣、土壤肥沃，自然資源、社會資源品質(zhì)豐富，緊靠以上海為中心的長江三角洲經(jīng)濟(jì)區(qū)，具有獨(dú)特的區(qū)位優(yōu)勢。生態(tài)省建設(shè)幾年以來，安徽省經(jīng)濟(jì)、社會和生態(tài)環(huán)境在總體上是比較協(xié)調(diào)的。經(jīng)研究分析，安徽生態(tài)經(jīng)濟(jì)建設(shè)幾年來發(fā)展態(tài)勢良好，受個別年份影響（1997年亞洲金融風(fēng)暴、1998年長江流域特大洪澇災(zāi)害），呈現(xiàn)出輕微波動，但在總體上是可持續(xù)發(fā)展的。
根據(jù)《安徽省21世紀(jì)議程行動計(jì)劃》和《安徽省國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展"十五"計(jì)劃及2010年遠(yuǎn)景規(guī)劃》所確定的經(jīng)濟(jì)發(fā)展目標(biāo)，2005年國內(nèi)生產(chǎn)總值達(dá)到4600億元（按2000年價(jià)格計(jì)算），年均遞增8.5%左右；2010年，全省國內(nèi)生產(chǎn)總值在1995年基礎(chǔ)上實(shí)現(xiàn)翻兩番，年均增長11.5%，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值趕超全國平均水平，綜合省力跨入全國先進(jìn)行列。經(jīng)分析，要在經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定、快速、健康發(fā)展的基礎(chǔ)上，實(shí)現(xiàn)更高層次的可持續(xù)發(fā)展，必須注意辯識各類限制因子。
1自然資源限制因子
安徽耕地資源數(shù)量有限，全省人均耕地面積呈現(xiàn)大幅度的下降趨勢，已由1990年的0.077hm2[1]下降到2003年的0.064hm2[2]，低于中國低人均耕地警戒線0.067hm2的水平[3]。加之工業(yè)"三廢"污染和農(nóng)用化學(xué)物的濫用，耕地的質(zhì)量也不容樂觀。
受人類經(jīng)濟(jì)活動的影響，天然植被破壞嚴(yán)重，森林覆蓋率也低于一些省份，森林總量尚豐富，但人均擁有量僅相當(dāng)于全國的一半，南多北少；安徽礦產(chǎn)資源蘊(yùn)藏量豐富，但人均礦產(chǎn)資源偏低；全省水資源總量高，但由于人口密度大，耕地利用率高，平均每人和每畝耕地占有的徑流量反而低于全國平均水平。水資源分布不平衡，與人口和耕地的分布很不相應(yīng)。
伴隨安徽經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展，必須高度重視解決經(jīng)濟(jì)發(fā)展與自然資源日益尖銳的矛盾。
2環(huán)境限制因子
安徽總體環(huán)境質(zhì)量比2000年有所好轉(zhuǎn)，但情形不容樂觀，表1和表2給出了幾項(xiàng)對比。目前主要的環(huán)境問題是地表水有機(jī)污染嚴(yán)重，且呈現(xiàn)蔓延趨勢；城市環(huán)境問題比較突出，城市環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施薄弱，環(huán)境綜合整治有待進(jìn)一步加強(qiáng)；結(jié)構(gòu)性污染仍然嚴(yán)重，工業(yè)污染源達(dá)標(biāo)排放是低水平的，污染物排放總量仍很大；農(nóng)村環(huán)境保護(hù)工作十分薄弱。局部地區(qū)生態(tài)破壞與農(nóng)村環(huán)境污染呈加重趨勢，水土流失未能得到有效遏制，生態(tài)環(huán)境保護(hù)工作亟待加強(qiáng)；環(huán)保機(jī)構(gòu)和能力與繁重的任務(wù)不相適應(yīng)，部分市、縣還沒有成立環(huán)保機(jī)構(gòu)；環(huán)境保護(hù)基礎(chǔ)工作和能力建設(shè)須進(jìn)一步加強(qiáng)。
表1安徽省2003年與2000年廢水及主要污染物排放狀況對比
Table1TheComparisonofDischargeofWasteWaterandMainPollutionsinAnhuiin2003and2000
資料來源：2000年、2003年《安徽省環(huán)境狀況公報(bào)》。
表2安徽省2003年與2000年廢氣及污染物排放狀況對比
Table2TheComparisonofDischargeofWasteGasandPollutionsinAnhuiin2003and2000
資料來源：2000年、2003年《安徽省環(huán)境狀況公報(bào)》。
伴隨著安徽工業(yè)和人民生活的高速發(fā)展，工業(yè)廢氣、SO2和生活COD等環(huán)境污染物的排放量也將迅速增長。
與經(jīng)濟(jì)和社會目標(biāo)相適應(yīng)，2005年和2010年安徽省的環(huán)境質(zhì)量應(yīng)比目前有較大改善：
(1)2005年環(huán)境質(zhì)量目標(biāo)
全省主要水域水環(huán)境質(zhì)量有所改善，長江干流水質(zhì)保持Ⅲ類水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)，淮河流域按水環(huán)境功能區(qū)達(dá)標(biāo)，巢湖水體和主要支流水質(zhì)明顯改善，高錳酸鹽指數(shù)達(dá)到和接近地表水Ⅲ類標(biāo)準(zhǔn)，水質(zhì)惡化趨勢得到控制。
工業(yè)廢水處理率達(dá)到80%；城市污水處理率達(dá)到20%，城市污水再生利用率達(dá)到處理量的10%。工業(yè)固體廢物綜合利用率達(dá)45%；主要有害廢物的無害化處理率達(dá)到10%。城市垃圾回收和綜合利用率達(dá)到40%以上。使我省主要城市的大氣環(huán)境質(zhì)量有所改善，機(jī)動車輛排放有害氣體總量基本保持在"九五"期末的水平。對污染負(fù)荷占65%以上的重點(diǎn)污染源實(shí)施在線監(jiān)控。
(2)2010年環(huán)境質(zhì)量目標(biāo)
力爭全省飲用水源水質(zhì)全部達(dá)標(biāo)。城市污水處理率達(dá)到40%，城市污水再生利用率達(dá)到30%。城市要建立符合環(huán)境要求的生活垃圾填埋或焚燒廠，使生活垃圾得到安全處置。初步實(shí)現(xiàn)全省生態(tài)環(huán)境良性循環(huán)，城鄉(xiāng)環(huán)境清潔、優(yōu)美、安靜，經(jīng)濟(jì)、社會與環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展。
按2003年安徽省環(huán)保投入占GDP0.1462%的比例投資，要達(dá)到2005年和2010年的環(huán)境目標(biāo)，有較大的資金缺口。為此，必須從現(xiàn)在起提高全省環(huán)保投入占GDP比例，加強(qiáng)環(huán)境治理力度。否則，將花費(fèi)更大的財(cái)力、物力，甚至?xí)?dǎo)致經(jīng)濟(jì)的衰退。
3經(jīng)濟(jì)限制因子
經(jīng)濟(jì)是可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略實(shí)現(xiàn)的一個重要手段，為可持續(xù)發(fā)展提供物質(zhì)上的保障。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)可以為科研單位提供充足的資金，用于科技的發(fā)展，為資源環(huán)境的合理利用提供技術(shù)支持。經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后說明人民的生活水平低下，生產(chǎn)方式落后對環(huán)境資源的粗放型依賴也就越大，對資源環(huán)境的破壞就越大，會進(jìn)一步影響經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，生活水平的提高，從而形成惡性循環(huán)。
與全國的其它省份相比，無論是國內(nèi)生產(chǎn)總值還是財(cái)政收入都處于全國的下游水平，2004年安徽的GDP占全國的5.9%，如果按經(jīng)濟(jì)密度算還會更低，財(cái)政收入占5.8%，綜合經(jīng)濟(jì)實(shí)力不強(qiáng)制約了安徽各項(xiàng)事業(yè)的發(fā)展，特別是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。
2001~2003年，安徽GDP三年年均增長僅為8.91%，低于"九五"期間平均水平1.5個百分點(diǎn)；二產(chǎn)占GDP比重也不高；萬元GDP能耗居高不下。全省每年因自然災(zāi)害、地質(zhì)災(zāi)害、污染事故造成的損失占當(dāng)年GDP比重已超過10%[4]。
第三產(chǎn)業(yè)存在諸多問題也制約了經(jīng)濟(jì)發(fā)展。總量不足，比重過低；社會化程度較低，部分行業(yè)的市場準(zhǔn)入限制多；部分行業(yè)缺乏自我發(fā)展活力，仍是"大而全"、"小而全"，機(jī)關(guān)、企事業(yè)單位、高等院校等后勤服務(wù)社會化改革慢；對外開放程度不高，競爭力弱，外商投資第三產(chǎn)業(yè)僅占總投資的2.3%[5]。城鎮(zhèn)化水平低、農(nóng)村人口比重高，是第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的另一個重要制約因素。
要實(shí)現(xiàn)的持續(xù)發(fā)展，就要保障安徽經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，必須更加重視解決經(jīng)濟(jì)發(fā)展的各項(xiàng)矛盾。
4社會限制因子
(1)義務(wù)教育還需要進(jìn)一步鞏固和加強(qiáng)，高中階段教育的"瓶頸"制約尚未解除，高等教育仍要規(guī)模擴(kuò)張和質(zhì)量提升，職業(yè)教育和成人教育還需加快發(fā)展，教育服務(wù)于經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的能力需要進(jìn)一步提高。
(2)公共衛(wèi)生建設(shè)和應(yīng)急機(jī)制還不夠完善，重大傳染病防治工作還比較薄弱，農(nóng)村衛(wèi)生發(fā)展嚴(yán)重滯后，衛(wèi)生人才缺乏，執(zhí)法監(jiān)督不力，城鄉(xiāng)群眾看病難、看病貴的問題還未切實(shí)解決。
(3)農(nóng)村和貧困地區(qū)的基礎(chǔ)教育、基本衛(wèi)生醫(yī)療和公共文體設(shè)施的條件十分落后和缺乏，形成了城鄉(xiāng)和區(qū)域社會發(fā)展極不平衡的格局。
(4)社會事業(yè)管理體制、運(yùn)行機(jī)制的改革滯后于經(jīng)濟(jì)體制的改革，抑制了社會發(fā)展本身的活力和動力，非公共服務(wù)領(lǐng)域社會事業(yè)改革緩慢，文化、旅游等社會發(fā)展領(lǐng)域產(chǎn)業(yè)化進(jìn)程不快，發(fā)展環(huán)境還需優(yōu)化，創(chuàng)新手段缺乏。
(5)就業(yè)形勢十分嚴(yán)峻
安徽勞動力資源豐富。由于第三次生育高峰時期出生的人口逐步進(jìn)入勞動年齡，勞動力資源再次進(jìn)入高峰期。現(xiàn)有三股壓力促進(jìn)城鎮(zhèn)失業(yè)人數(shù)上升，城鎮(zhèn)就業(yè)壓力增大。一是隨著近幾年國企改革、改組、改造和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整，大量下崗失業(yè)人員走向社會；二是近幾年擴(kuò)招的大學(xué)生將陸續(xù)畢業(yè)，面臨就業(yè)；三是大量農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，走出農(nóng)村、走向城市尋找工作機(jī)會。另一原因是，近年來就業(yè)彈性一直下降，就業(yè)彈性系數(shù)由"八五"期間的0.19下降到"九五"期間的0.14[5]，新增就業(yè)崗位遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠滿足新增勞動力和下崗就業(yè)的需要。安徽省情決定著勞動供大于求的局面不會在短期內(nèi)有根本的改變，結(jié)構(gòu)調(diào)整與就業(yè)難的壓力將長期存在。
以上各項(xiàng)制約了社會發(fā)展，從而影響安徽的經(jīng)濟(jì)和人民生活水平的提高，最終影響著安徽的可持續(xù)發(fā)展。
通過辯識，上述四類限制因子制約著安徽發(fā)展，極大地阻礙了全省生態(tài)經(jīng)濟(jì)的建設(shè)與發(fā)展，最終勢必影響安徽的可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略，我們應(yīng)加以重視。
因子分析論文:基于因子分析論文
摘要：基于因子分析和聚類分析法，對重慶市40個區(qū)、縣的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r進(jìn)行了定量化綜合評價(jià)。在分析重慶市經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的特點(diǎn)和原因的基礎(chǔ)上，探討了經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的對策和思路。
關(guān)鍵詞：重慶市；因子分析；聚類分析；經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r
重慶是典型的大城市、大農(nóng)村，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍然處于非均衡發(fā)展的歷史進(jìn)程，各區(qū)縣經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平具有明顯的地域差異。隨著城鄉(xiāng)綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)這一重大戰(zhàn)略決策的實(shí)施，重慶的發(fā)展迎來了千載難逢的機(jī)遇。重慶各區(qū)、縣只有對當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r有一個客觀、的了解，才能更好地實(shí)現(xiàn)有效的區(qū)域整合。
近年來，社會統(tǒng)計(jì)分析軟件在社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)、工程技術(shù)以及教學(xué)科研等領(lǐng)域的研究已取得廣泛應(yīng)用。本文以重慶市內(nèi)40個區(qū)縣為研究對象，結(jié)合重慶市地域特點(diǎn)，綜合運(yùn)用多元統(tǒng)計(jì)中的因子分析和聚類分析，較大限度地避免人為因素所產(chǎn)生的偏差,對全市經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r進(jìn)行了定量化綜合評價(jià)。在分析重慶市經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的特點(diǎn)和原因的基礎(chǔ)上，探討了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的對策和思路，以期對未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的改善起參考作用。
1經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r評價(jià)指標(biāo)體系的構(gòu)建
國內(nèi)外學(xué)者對城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的評價(jià)指標(biāo)體系進(jìn)行了不少研究，但由于城市經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)本身的復(fù)雜性，以及城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r評價(jià)指標(biāo)體系的理論尚有待深入，所以目前還沒有一種公認(rèn)的、的評價(jià)方法。本文在遵循科學(xué)性、性、可操作性原則的基礎(chǔ)上，參閱相關(guān)文獻(xiàn)并結(jié)合重慶市現(xiàn)狀，構(gòu)建了以下影響城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的8項(xiàng)指標(biāo)作為評價(jià)指標(biāo)體系：地區(qū)生產(chǎn)總值（萬元），工業(yè)總產(chǎn)值(萬元)、公路貨運(yùn)量(萬噸)、建設(shè)與改造投資(萬元)、社會消費(fèi)品零售總額指數(shù)(上年＝100)、城鄉(xiāng)居民儲蓄(萬元)、城鎮(zhèn)居民低生活保障人數(shù)（人）、專業(yè)教師數(shù)（人）作為分析樣本，數(shù)據(jù)來源——重慶統(tǒng)計(jì)年鑒［2006］。所采用的分析軟件是SPSS13.0。
2模型方法概述
2.1因子分析
因子分析屬于多元分析中處理降維的一種統(tǒng)計(jì)方法，它是主成分分析的推廣和發(fā)展，它也是將錯綜復(fù)雜關(guān)系的變量（或樣品）綜合為數(shù)量較少的幾個因子，以再現(xiàn)原始變量與因子之間的相互關(guān)系，同時根據(jù)不同因子還可以對變量進(jìn)行分類。
Z因子分析的數(shù)學(xué)模型。
通常針對變量作因子分析，稱為R型因子分析，另一種對樣品作因子分析，稱為Q型因子分析。R型因子分析寫成數(shù)學(xué)的形式，就是下面的模型：假定隨機(jī)向量X滿足:
X=A?F+ε
其中A是p×m的常數(shù)矩陣，稱為因子載荷矩陣；F=(F1,…,Fm)是不可觀測的向量，F(xiàn)稱為X的公共因子；ε稱為X的特殊因子，通常理論上要求ε的協(xié)方差陣是對角陣，ε中包括了隨機(jī)誤差，且
ⅱ）Cov(F,s)=0即F和ε是不相關(guān)的；
ⅲ）D(F)=Im即不相關(guān)且方差皆為1。
因子分析的目的就是通過模型X=AF+ε以F代替X，由于m2.2聚類分析
聚類分析是統(tǒng)計(jì)學(xué)中研究“物以類聚”問題的多元統(tǒng)計(jì)分析方法，在統(tǒng)計(jì)分析的應(yīng)用領(lǐng)域已經(jīng)得到了極為廣泛的應(yīng)用。
聚類分析至今，有許多種不同的聚類方法，其中應(yīng)用得最多、最成熟的方法為系統(tǒng)聚類法，也是本文將采用的方法。其思路為：首先將每個數(shù)據(jù)對象各視為一類，根據(jù)類與類之間的距離或相似程度將最相似的類加以合并，再計(jì)算新類與其它類之間的相似程度，并選擇最相似的類加以合并，這樣每合并一次就減少一類，不斷繼續(xù)這一過程，直到所有數(shù)據(jù)對象合并為一類為止。
3實(shí)證分析
3.1因子分析結(jié)果
運(yùn)用因子分析法，借助SPSS對以上數(shù)據(jù)進(jìn)行分析處理，在處理過程中采取以下步驟：（1）遵循系統(tǒng)性、科學(xué)性、可操作性的原則，對所有指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，消除量綱的影響。由標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)求協(xié)方差矩陣，即原始數(shù)據(jù)的相關(guān)矩陣，判斷能否進(jìn)行因子分析；（2）根據(jù)公共因子在變量總方差中所占的累計(jì)百分比例，一般為大于85%規(guī)則，確定描述數(shù)據(jù)所需要的公共因子數(shù)；（3）公共因子的命名和意義解釋。運(yùn)行結(jié)果如下：
在表2中，按照提取原則即特征值大于1，選入3個主成分，其方差累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)88.08%，即反映了原始信息的88.08%，這三個因子就可以解釋原始數(shù)據(jù)的大部分信息了。我們將這3個主成分作為評價(jià)重慶市40個區(qū)、縣經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的綜合參量。
從表3可以看出，地區(qū)生產(chǎn)總值、工業(yè)總產(chǎn)值、城鄉(xiāng)居民儲蓄、公路貨運(yùn)量等四個指標(biāo)與及時主成分的相關(guān)系數(shù)較高，主要反映了經(jīng)濟(jì)總量狀況及其環(huán)境狀況；專任教師數(shù)在第二主成分上的載荷較大，即與第二主成分相關(guān)程度較高；消費(fèi)總額指數(shù)在第三主成分上的載荷較大，即相關(guān)系數(shù)較高。因此我們可將主成分命名如下：
及時主成分：產(chǎn)出主成分；
第二主成分：教育主成分；
第三主成分：消費(fèi)主成分。
把我市40個區(qū)、縣的經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化的數(shù)據(jù)(X1，X2，…，X8)代入對應(yīng)的線性模型，可以得到各地區(qū)的主成分值，并以各主成分的方差貢獻(xiàn)率為權(quán)重進(jìn)行加權(quán)匯總，得到綜合得分F(其中F=0.0113×F1＋0.1412×F2＋0.7821×F3)。
3.2聚類分析結(jié)果
運(yùn)用SPSS的系統(tǒng)聚類法，根據(jù)各個地區(qū)的綜合得分值進(jìn)行分類，共將重慶市40個區(qū)、縣劃分為三類：及時類渝中、九龍坡、江北、雙橋、沙坪壩、大渡口、南岸、渝北、萬盛、長壽；第二類巴南、北碚、梁平、永川、黔江、大足、銅梁、合川、榮昌、南川、潼南、江津、酉陽、武隆；第三類壁山、萬州、巫溪、巫山、忠縣、豐都、開縣、秀山、綦江、石柱、涪陵、奉節(jié)、彭水、云陽、墊江、城口。
4結(jié)論和對策
通過上述分析，不難看出：
（1）重慶市40個地區(qū)社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在著明顯的差異：及時類區(qū)縣大部分分布在都市發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)圈，第二、三類區(qū)縣幾乎均處于渝西經(jīng)濟(jì)走廊與三峽庫區(qū)生態(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)。
（2）渝中區(qū)綜合經(jīng)濟(jì)實(shí)力得分遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他9個，這說明渝中區(qū)已成為整個重慶經(jīng)濟(jì)的發(fā)展極。其中江北、沙坪壩、九龍坡、南岸、渝北五區(qū)在地理位置上和渝中區(qū)相臨，受經(jīng)濟(jì)輻射作用應(yīng)影響，經(jīng)濟(jì)綜合實(shí)力較強(qiáng)；巴南區(qū)、北碚區(qū)雖然位于都市發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)圈，有著特殊的區(qū)位優(yōu)勢，但是由于受周邊江北、沙坪壩等五區(qū)的經(jīng)濟(jì)回波效應(yīng)影響，抵消了經(jīng)濟(jì)的輻射作用，所以綜合實(shí)力得分較及時類地區(qū)低；壁山、萬州等l6個區(qū)縣大多為邊遠(yuǎn)山區(qū)和少數(shù)民族地區(qū)，由于這些地區(qū)的交通不發(fā)達(dá)，這些地區(qū)的專業(yè)人才大多流向一、二類地區(qū)，因此使得這些地區(qū)與及時、二類地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距有擴(kuò)大的趨勢。
（3）基于較大地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差距，重慶市要對以往三大經(jīng)濟(jì)圈的發(fā)展戰(zhàn)略加以完善、發(fā)展和提升，切實(shí)貫徹并實(shí)施“一圈兩翼”的新戰(zhàn)略。努力增強(qiáng)一小時經(jīng)濟(jì)圈的帶動輻射能力，加快以交通和水利為重點(diǎn)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，增加區(qū)域發(fā)展?jié)摿Α７e極發(fā)展特色產(chǎn)業(yè)，加快區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展，逐步縮小市域的城鄉(xiāng)差距和區(qū)域差距，形成大城市帶大農(nóng)村的整體推進(jìn)格局。
因子分析論文:支氣管哮喘患者中醫(yī)四診信息調(diào)查及驗(yàn)證性因子分析
作者：史鎖芳，劉秀芳，嚴(yán)志林，王道成，孔祥文，沈鎮(zhèn)蒼，陳啟光，閔捷 【關(guān)鍵詞】 ,驗(yàn)證性因子分析
［摘要］目的：收集支氣管哮喘患者中醫(yī)四診信息，進(jìn)行證候分類。方法：隨機(jī)調(diào)查430例支氣管哮喘患者，詳細(xì)記錄四診信息，用Amos軟件建立數(shù)據(jù)模型，進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析（confirmatory factor analysis, CFA）。結(jié)果：行四因子、五因子及六因子分析，其中六因子分析結(jié)果與臨床實(shí)際相一致。結(jié)論：按六因子分析結(jié)果排序，以標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)0.4作為主次證界值，將支氣管哮喘分為寒飲伏肺證、痰熱蘊(yùn)肺證、風(fēng)痰阻肺證、肺腎氣虛證及脾氣不足證等5大類證候。
［關(guān)鍵詞］哮喘; 四診; 證候分類; 驗(yàn)證性因子分析
支氣管哮喘是呼吸系統(tǒng)的常見病、多發(fā)病，屬于中醫(yī)學(xué)“哮證”、“哮病”等范疇。目前該病的中醫(yī)辨證分型主要有國家頒布標(biāo)準(zhǔn)，中醫(yī)教材分型標(biāo)準(zhǔn)，專著分型標(biāo)準(zhǔn)及各地各家的經(jīng)驗(yàn)分型等［1］，傳統(tǒng)的四診合參仍是主要的分型手段。這些分型方法大多為經(jīng)驗(yàn)性總結(jié)，定性成分較多，缺乏規(guī)范的定量標(biāo)準(zhǔn)，因而不利于總結(jié)臨床療效及推廣治療經(jīng)驗(yàn)，更不利于新藥的研制與開發(fā)［2］。本研究按流行病學(xué)設(shè)計(jì)方法，隨機(jī)調(diào)查430例支氣管哮喘患者，收集中醫(yī)四診信息，進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析（confirmatory factor analysis, CFA），給每項(xiàng)辨證結(jié)果賦以分值，得出哮喘量化的辨證標(biāo)準(zhǔn)，現(xiàn)將結(jié)果報(bào)道如下。
1資料與方法
1.1臨床資料 江蘇省中醫(yī)院、興化市中醫(yī)院、常州市中醫(yī)院呼吸科住院或門診患者，符合支氣管哮喘的診斷標(biāo)準(zhǔn)［3,4］，共430例。其中男207例，女223例；平均年齡(45.92±14.07)歲；平均病程(11.14±10.75)年；其中處于發(fā)作期的患者304例，緩解期患者126例。
1.2調(diào)查方法 按統(tǒng)一的現(xiàn)場調(diào)查表格進(jìn)行病例收集，按住院或門診順序隨機(jī)收取。中醫(yī)四診信息的收集采用中醫(yī)望、聞、問、切的方法，按無、輕、中、重四級，分別賦予分值，即無：0分；輕：1分；中：2分；重：3分。每例患者均由1名高年資住院醫(yī)師或主治醫(yī)師詳細(xì)客觀地記錄其一般情況及四診信息，然后由1名主治醫(yī)師或上級醫(yī)師審核。
1.3統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用EpiData建立電腦數(shù)據(jù)庫，雙機(jī)錄入數(shù)據(jù)，經(jīng)邏輯檢查核對后，鎖定數(shù)據(jù)庫。統(tǒng)計(jì)人員行盲法操作，應(yīng)用Amos 4.0軟件行CFA，計(jì)算出每個指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)，按大小排序，比較與因子（證）的相關(guān)性。
2結(jié)果
記錄信息指標(biāo)共96個，其中癥狀信息68個、舌象信息16個、脈象信息12個。最終進(jìn)入統(tǒng)計(jì)分析的信息指標(biāo)共49個，另47個指標(biāo)被剔除。剔除原因?yàn)椋海?）出現(xiàn)率小于10%；（2）根據(jù)傳統(tǒng)辨證可能為個案現(xiàn)象。六因子CFA結(jié)果如下，括號內(nèi)為回歸系數(shù)。
F1（因子1）：氣短（0.707），少氣懶言（0.679），腰膝酸軟（0.563），自汗（0.534），耳鳴（0.440），易感冒（0.431），便溏（0.338），舌胖（0.303），咽癢（0.294），小便黃赤（0.274），動則喘甚（0.268），數(shù)脈（0.265），脅肋脹滿（0.240），病期（0.226），噴嚏（0.224），五心煩熱（0.219），哮吼（0.138），口淡（－0.297），痰白質(zhì)黏（－0.397）。
F2（因子2）：形寒怕冷（0.911），畏寒（0.626），倚息（0.585），舌淡白（0.549），痰白清稀（0.457），唇色青紫（0.422），泡沫樣痰（0.343），咳嗽（0.180），心煩易怒（0.176），易感冒（0.151），舌苔黃（－0.190），舌紅（－0.198），病期（－0.315），舌苔薄（－0.461）。
F3（因子3）：口淡（0.933），沉脈（0.673），面色白（0.503），細(xì)脈（0.453），納少（0.439），咳痰量（0.439），病期（0.328），舌胖（0.281），便溏（0.154），氣喘（0.099），耳鳴（－0.192），舌紫暗（－0.221），形寒怕冷（－0.312），噴嚏（－0.316），咽癢（－0.535）。
F4（因子4）：口干（1.437），口苦（1.000），五心煩熱（0.701），舌苔黃（0.612），痰白質(zhì)黏（0.554），心煩易怒（0.526），弦脈（0.396），唇色青紫（0.306），脅肋脹滿（0.235），口黏膩（0.235），舌淡白（－0.231），少氣懶言（－0.389），氣短（－0.469），數(shù)脈（－0.575）。
F5（因子5）：哮吼（0.769），氣喘（0.746），喉中痰鳴（0.702），咳痰量（0.438），泡沫樣痰（0.430），動則喘甚（0.354），咳嗽（0.312），少氣懶言（0.247），氣短（0.232），面色白（0.205），咽喉堵塞（0.201），痰白質(zhì)黏（0.199），倚息（0.194），滑脈（0.166），痰白清稀（0.141），脅肋脹滿（0.137），納少（0.116），便溏（－0.164），五心煩熱（－0.172），自汗（－0.173），易感冒（－0.224），病期（－0.571）。
F6（因子6）：數(shù)脈（1.430），小便黃赤（0.936），氣短（0.907），痰黃黏稠（0.707），倚息（0.69），舌紅（0.654），少氣懶言（0.574），舌苔膩（0.549），滑脈（0.478），咳痰量（0.272），咳嗽（0.230），口苦（－0.694），痰白質(zhì)黏（－0.742），口干（－0.874）。
3討論
本調(diào)查除了行六因子CFA，還分別進(jìn)行了四因子及五因子分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)六因子CFA比較符合臨床實(shí)際。將經(jīng)過統(tǒng)計(jì)的“證”的指標(biāo)，以回歸系數(shù)0.4作為界點(diǎn)(≥0.4為主癥，0.3～0為可現(xiàn)癥，＜0為鑒別癥)，和原“金標(biāo)準(zhǔn)”（專家經(jīng)驗(yàn)、國家或?qū)W會制訂的標(biāo)準(zhǔn)）進(jìn)行判別分析，兩者之間存在一定的差異，但該結(jié)果是通過臨床流行病學(xué)調(diào)查，經(jīng)過嚴(yán)格的數(shù)理統(tǒng)計(jì)分析量化并賦予分值得出的，因此較為客觀。
CFA是20世紀(jì)80年代興起的一種統(tǒng)計(jì)學(xué)方法［5］，多用于行為科學(xué)及教育學(xué)分析，醫(yī)學(xué)領(lǐng)域應(yīng)用很少。依據(jù)醫(yī)生的臨床實(shí)際與統(tǒng)計(jì)分析是否相符合，將醫(yī)生的經(jīng)驗(yàn)一起進(jìn)行驗(yàn)證，CFA可以定量估計(jì)四診信息中某一項(xiàng)信息和證之間的關(guān)聯(lián)程度，由此可以按每一種證型，選擇與其相關(guān)程度高的指標(biāo)（信息）進(jìn)行靈敏度和特異度分析，從而確定主次癥。選取0.4作為標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)是有依據(jù)的，本資料在研究中分別對回歸系數(shù)＞0.1、0.2、0.3的各種情況進(jìn)行了分析，結(jié)果與標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)為0.4時相一致。
支氣管哮喘是一種反復(fù)發(fā)作，以喉間鳴響、氣喘、胸悶、呼吸困難等為主要表現(xiàn)的呼吸系統(tǒng)疾病，臨床上發(fā)作期和緩解期相互交替。中醫(yī)學(xué)認(rèn)為：本病素有宿根，與外邪侵襲、痰濁干肺及臟腑功能失調(diào)有關(guān)。發(fā)作期多為標(biāo)實(shí)，緩解期多為本虛，虛實(shí)兼夾證亦多見，證候分型尚爭論不一［1］。調(diào)查中，如果把每個因子當(dāng)作一個證來看，F(xiàn)1（因子1）可概括為肺腎氣虛證，從統(tǒng)計(jì)中可以看出其主癥為氣短、少氣懶言、腰膝酸軟、自汗、耳鳴、易感冒（回歸系數(shù)＞0.4）；F2（因子2）可概括為寒飲伏肺證，從統(tǒng)計(jì)中可以看出其主癥為形寒怕冷、畏寒、倚息、舌淡白、痰白清稀、唇色青紫（回歸系數(shù)＞0.4）；F3（因子3）可概括為脾氣不足證，從統(tǒng)計(jì)中可以看出其主癥為口淡、沉脈、面色白、細(xì)脈、納少（回歸系數(shù)＞0.4）；F4（因子4）可概括為痰熱蘊(yùn)肺證，從統(tǒng)計(jì)中可以看出其主癥為口干、口苦、五心煩熱、舌苔黃、痰白質(zhì)黏、心煩易怒（回歸系數(shù)＞0.4）；F5（因子5）可概括為風(fēng)痰阻肺證［6,7］，從統(tǒng)計(jì)中可以看出其主癥為哮吼、氣喘、喉中痰鳴、咳痰量多、泡沫樣痰（回歸系數(shù)＞0.4）；F6（因子6）可概括為虛實(shí)夾雜證（痰熱蘊(yùn)肺合氣虛證），從統(tǒng)計(jì)中可以看出其主癥為數(shù)脈、小便黃赤、氣短、痰黃黏稠、倚息、舌紅、少氣懶言、舌苔膩、滑脈（回歸系數(shù)＞0.4）。進(jìn)一步進(jìn)行因子與因子之間的相關(guān)統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)：F4（因子4）與F6（因子6）的相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.890，是所有因子間較高的，這說明F4與F6兩因子之間有著很高的關(guān)聯(lián)度，因此，F(xiàn)4和F6可歸納為一類證，而F6可看作是F4的一個兼夾證，或是一種變證，即F4（痰熱蘊(yùn)肺證）在一定條件下，可出現(xiàn)氣虛證（失治、誤治，苦寒傷正，或素體氣虛、痰熱內(nèi)生），這種統(tǒng)計(jì)學(xué)結(jié)果亦符合中醫(yī)辨證動態(tài)演變的思想。
本研究資料顯示：哮喘辨證分為“五證”（肺腎氣虛證、寒飲伏肺證、脾氣不足證、痰熱蘊(yùn)肺證、風(fēng)痰阻肺證），較為符合臨床實(shí)際；根據(jù)CFA及其相關(guān)回歸系數(shù)分析，還可看出其臨界證、演變證和兼夾證。
另外，根據(jù)單因素分析結(jié)果，哮喘的發(fā)作期與緩解期對辨證結(jié)果的影響也具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（卡方檢驗(yàn)，P＝0.001）。由于緩解期患者數(shù)較少（126例），將“病期”作為一個信息因素加入一起進(jìn)行分析，結(jié)果顯示F1和F3均與病期有關(guān)（回歸系數(shù)分別為0.226和0.328），而F2、F4和F5則與病期無關(guān)，說明兩個虛證與病期有關(guān)，而其他三證（實(shí)證）與病期無關(guān)。由此可見，寒飲伏肺證、痰熱蘊(yùn)肺證和風(fēng)痰阻肺證三個邪實(shí)證，不論是發(fā)作期還是緩解期，皆可出現(xiàn)，這符合現(xiàn)代醫(yī)學(xué)的認(rèn)識，即哮喘是一種慢性氣道炎癥，不論是發(fā)作期還是緩解期，氣道變應(yīng)性炎癥始終存在。肺腎氣虛證和脾氣不足證這兩個虛證一般多見于緩解期，在發(fā)作期則多以兼證出現(xiàn)，這也符合中醫(yī)“發(fā)作期以邪實(shí)為主、緩解期以正虛為多”的傳統(tǒng)理論。所以在臨床辨證時，分期不必單列，但可作為影響臨床辨證的一個參考因素。
因子分析論文:上市公司持續(xù)派現(xiàn)能力的因子分析與檢驗(yàn)
摘要：上市公司持續(xù)派現(xiàn)的能力大小直接關(guān)系到投資者的正確投資理念的形成和實(shí)際收益大小，實(shí)際持續(xù)派現(xiàn)能力的大小隱含于企業(yè)各項(xiàng)財(cái)務(wù)指標(biāo)當(dāng)中，本文通過因子分析的方法提取影響上市公司持續(xù)派發(fā)現(xiàn)金股利能力的影響因子，計(jì)算其因子綜合得分，以此得到不同上市公司所具有的持續(xù)派現(xiàn)能力的大小情況，并以實(shí)際派現(xiàn)數(shù)據(jù)驗(yàn)證所得結(jié)果的有效性。
關(guān)鍵字：上市公司，因子分析，檢驗(yàn)，派現(xiàn)能力
一、研究背景
隨著我國證券市場的不斷改革和發(fā)展完善，投資者逐步理性化，對上市公司分紅派現(xiàn)也愈來愈關(guān)注。同時監(jiān)管部門也在近年來相繼推出一系列政策來規(guī)范上市公司的派現(xiàn)行為，以期形成穩(wěn)定性的股利政策環(huán)境，引導(dǎo)市場的理性投資。因此對上市公司現(xiàn)金股利政策的穩(wěn)定性和持續(xù)派現(xiàn)能力研究也受到理論界的關(guān)注。
根據(jù)國外成熟的資本市場狀況，股份公司在確定派發(fā)現(xiàn)金時考慮的內(nèi)容不同，一般采取的股利政策有以下四種，分別是：剩余股利政策、穩(wěn)定股利政策、固定股利支付率政策和低正常股利加額外股利政策。1956年約翰?林特納(John Lintner)在對美國28家上市公司的財(cái)務(wù)經(jīng)理的問卷調(diào)查中，林特納發(fā)現(xiàn)多數(shù)公司管理者總是試圖保持股利政策的穩(wěn)定性，只有當(dāng)企業(yè)盈利發(fā)生了“長期的顯著的”變化后，才傾向于調(diào)整股利支付水平。林特納的論點(diǎn)被Fama和Babiak（1968年）所提供得更多的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)所支持。Fudenberg與Tirole在1995年從理論合理性的角度解釋了為什么經(jīng)理人要選擇平滑的報(bào)告期利潤和股利政策。Aswath Damodaran(1998)在對美國股利政策的實(shí)證研究中也發(fā)現(xiàn)，從1960年到1995年，美國絕大部分公司實(shí)行的是穩(wěn)定增長的股利政策，股利支付率大約在50%左右。此外，有學(xué)者如zhang rongrong對東亞地區(qū)的上市公司和西歐的上市公司的派發(fā)現(xiàn)金股利的情況進(jìn)行了研究和比較，得出了西方發(fā)達(dá)國家的上市公司派發(fā)現(xiàn)金股利相對比較穩(wěn)定，發(fā)展中國家因現(xiàn)金流的控制權(quán)為大股東所控制導(dǎo)致現(xiàn)金股利的派發(fā)不具有穩(wěn)定性的結(jié)論。
國內(nèi)的關(guān)于現(xiàn)金股利穩(wěn)定性的研究主要集中在派發(fā)金額和派發(fā)形式上是否穩(wěn)定。如曹媛緣、馮東輝（2004）從信號理論入手，采用基于林特納經(jīng)典模型的混合回歸方法和交叉列聯(lián)表分析方法對我國上市公司是否遵循穩(wěn)定的股利政策進(jìn)行研究，得出我國上市公司遵循不穩(wěn)定的股利政策的研究結(jié)論，其股利政策不具有西方信號理論的的信息內(nèi)涵，即股利變動不反映公司未來盈余的信息。張莉芳（2005）以修正后的林特納股利信號模型對我國上市公司派發(fā)現(xiàn)金股利情況進(jìn)行檢驗(yàn)，得出和曹媛媛、馮東輝相類似的結(jié)果，并指出我國上市公司的股利支付水平是隨著收益水平的變化而變化的，同時提出我國上市公司的股利支付形式上也具有不穩(wěn)定性，偏好于高轉(zhuǎn)增或送股的股利支付形式。
以上學(xué)者的研究角度主要是從現(xiàn)金股利的支付數(shù)量、股利支付的形式等方面出發(fā)進(jìn)行股利政策穩(wěn)定性的研究。目前在我國證券市場中，尚不能達(dá)到國外具有穩(wěn)定性股利政策的成熟市場環(huán)境，因此針對我國股利政策穩(wěn)定性的研究應(yīng)重點(diǎn)考慮上市公司派發(fā)現(xiàn)金股利的持續(xù)性。持續(xù)性派現(xiàn)是股利政策穩(wěn)定性的一個基礎(chǔ)，國內(nèi)關(guān)于股利政策穩(wěn)定性的研究雖然沒有涉及派發(fā)現(xiàn)金股利持續(xù)性的問題，但他們相關(guān)的研究中也指出了目前上市公司中存在著具有持續(xù)派發(fā)現(xiàn)金股利的現(xiàn)象。如曹媛媛、馮東輝研究樣本中連續(xù)3年支付現(xiàn)金股利、股票股利和混合股利的公司占樣本總數(shù)的23％、14％和15％，連續(xù)4年支付現(xiàn)金股利、股票股利和混合股利的公司占樣本總數(shù)的13％、2％和1％（樣本總數(shù)為253家，時間從1994年－2001年）。在張莉芳的研究中對1996－2003年樣本統(tǒng)計(jì)則有124家上市公司連續(xù)3年以上派發(fā)現(xiàn)金股利，另有20家公司連續(xù)三年以上送紅股或支付混合股利，總計(jì)比例達(dá)到樣本的25.69％。在此以三年起為派現(xiàn)持續(xù)性的標(biāo)準(zhǔn)主要是因?yàn)閲鴥?nèi)證券市場建立時間較短，而且多數(shù)研究者對連續(xù)派發(fā)股利的分析也多是以三年以上連續(xù)派現(xiàn)的公司為研究對象的，如（原紅旗，2004）。這些能夠持續(xù)派發(fā)現(xiàn)金股利的上市公司的出現(xiàn)也是我國上市公司股利政策趨于穩(wěn)定的良好開端。隨著證監(jiān)會將派發(fā)現(xiàn)金股利和上市公司再融資結(jié)合起來的政策導(dǎo)向作用，以及投資者投資理念的成熟和上市公司治理結(jié)構(gòu)的不斷完善，采用持續(xù)派現(xiàn)股利政策的上市公司將會不斷增加，并會受到投資者的推崇。因此針對派發(fā)現(xiàn)金股利持續(xù)能力的影響因素的研究就有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義，對中小投資者的保護(hù)和上市公司的財(cái)務(wù)管理體系的完善有一定的積極意義，進(jìn)而影響我國整個證券市場健康、穩(wěn)定的發(fā)展。本文針對上市公司持續(xù)派發(fā)現(xiàn)金股利能力的研究和實(shí)際檢驗(yàn)會使公眾對上市公司目前及將來股利政策的穩(wěn)定發(fā)展有更深層次的認(rèn)識。
二、持續(xù)派現(xiàn)能力的研究分析過程
根據(jù)股利政策的多因素理論可知派發(fā)現(xiàn)金股利的主要目的是實(shí)現(xiàn)股東財(cái)富的較大化，因此企業(yè)的盈利能力、成長能力、企業(yè)規(guī)模、負(fù)債水平、股權(quán)結(jié)構(gòu)等都可能對制定股利政策產(chǎn)生影響。運(yùn)用因子分析方法中有效降維和信息濃縮技術(shù)對上市公司派現(xiàn)能力進(jìn)行分析，可以發(fā)現(xiàn)和公司持續(xù)派現(xiàn)能力相關(guān)的具體隱含因子，并運(yùn)用后期數(shù)據(jù)進(jìn)行性和實(shí)用性方面的經(jīng)驗(yàn)，以便投資者在投資過程中參考使用。
1、樣本的選擇
本文主要對2002年度派發(fā)純現(xiàn)金股利的上市公司進(jìn)行實(shí)證的分析，為保障所選數(shù)據(jù)的代表性和有效性，并且盡量減少其它因素對研究結(jié)果的影響，提高分析結(jié)果的性，本文依照下列方法對所有2002年度所有派發(fā)現(xiàn)金股利的公司進(jìn)行了篩選。
⑴上市公司發(fā)行的流通股由于交易市場的分割，分為A股、B股、H股等，B股和H股上市公司的財(cái)務(wù)報(bào)告是按照國際會計(jì)準(zhǔn)則編制，而A股的財(cái)務(wù)報(bào)告是按照國內(nèi)的《企業(yè)會計(jì)準(zhǔn)則》編制，由于在選用會計(jì)準(zhǔn)則上的差異以及不同市場環(huán)境的差異，會對上市公司股利政策的選擇帶來一定的影響。因此本文中在進(jìn)行現(xiàn)金股利的實(shí)證分析中剔除同時發(fā)行A股、B股和H股的上市公司，只包括僅發(fā)行A股的上市公司。
⑵由于我國證券市場的不完善，新股發(fā)行時往往對其業(yè)績有很好的描述，市場對新股當(dāng)年首次發(fā)放股利也有較高的預(yù)期，上市公司往往會迎合市場的這種心態(tài)，加上上市后形成的股本溢價(jià)所帶來的較高資本公積，而發(fā)放較高的股利。因此新股的股利分配行為就有一定的特殊性，其利潤分配也往往成為市場熱炒的誘因。為了克服這部分上市公司的影響，在進(jìn)行實(shí)證分析的樣本選取時，剔除了2002年以后上市的公司。
⑶在現(xiàn)金分紅的上市公司中存在著一些公司本年度沒有盈利卻進(jìn)行了現(xiàn)金的分紅，是有所違背利潤分配的基本原則的。利潤分配一般是當(dāng)年有利潤的話則可進(jìn)行利潤分配，當(dāng)年虧損還進(jìn)行分配的公司都有著特殊的目的。如深方大A和中核科技。因此，這部分公司的影響應(yīng)該予以剔除。
根據(jù)以上的原則進(jìn)行篩選，從2002年度深滬兩市分配純現(xiàn)金股利的510家上市公司中共選擇出414家作為持續(xù)派現(xiàn)能力分析的樣本。
2、因子分析指標(biāo)的篩選
實(shí)際中影響持續(xù)派現(xiàn)能力的因素是多方面的，在公司內(nèi)部主要具體表現(xiàn)為企業(yè)的各項(xiàng)財(cái)務(wù)指標(biāo)。對于外部的不可測量因素影響本文暫不作考慮。因?yàn)樵谶M(jìn)行實(shí)際分析過程中所涉及的財(cái)務(wù)指標(biāo)較多，其中有些指標(biāo)對可能對派現(xiàn)能力的影響并不具有顯著性，因此本文首先從所涉及到的十八個對企業(yè)派發(fā)現(xiàn)金股利產(chǎn)生影響的指標(biāo)進(jìn)行顯著性的篩選。這些指標(biāo)是：每股收益（X1）、凈資產(chǎn)收益率（X2）、每股凈資產(chǎn)（X3）、長期負(fù)債比率（X4）、每股收益增長率（X5）、凈利潤增長率（X6）、應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率（X7）、存貨周轉(zhuǎn)率（X8）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（X9）、每股經(jīng)營活動現(xiàn)金流量（X10）、總資產(chǎn)對數(shù)（X11）、總股本對數(shù)（X12）、流通股比率（X13）、法人股比例（X14）、國家股比例（X15）、市盈率（X16）、股價(jià)（X17）、每股資本公積金（X18）。因?yàn)橐M(jìn)行持續(xù)派現(xiàn)能力的因子分析，本文以每股現(xiàn)金股利為因變量，以上述各種影響因素為自變量進(jìn)行多元線性回歸分析，然后選取各變量系數(shù)顯著的作為進(jìn)一步因子分析所使用的變量。
從表中可以看出每股收益、每股資本公積金、每股凈資產(chǎn)、總股本對數(shù)、凈資產(chǎn)收益率的回歸系數(shù)在1％的水平下顯著，總資產(chǎn)對數(shù)的回歸系數(shù)在5％的水平下顯著，說明它們是對上市公司派發(fā)現(xiàn)金股利能夠產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響的指標(biāo)，其他變量未進(jìn)入回歸方程予以舍棄。方差膨脹因子VIF均小于10，可以認(rèn)為回歸模型不存在嚴(yán)重的多重共線性。因此選擇對上市公司派發(fā)現(xiàn)金股利產(chǎn)生顯著性影響的這些變量作為進(jìn)一步進(jìn)行因子分析的變量。
3、因子分析過程
通過以上回歸分析所得到的變量對上市公司派發(fā)現(xiàn)金股利能力能夠產(chǎn)生一定影響，但不能直接說明上市公司持續(xù)派發(fā)現(xiàn)金股利的能力大小問題。以因子分析方法可以得到這些變量所包含的潛在因子的影響，并可通過因子得分來計(jì)算出具體上市公司在派發(fā)現(xiàn)金股利方面的得分情況，更方便進(jìn)行判斷上市公司持續(xù)派現(xiàn)能力的大小。這里主要應(yīng)用的是因子分析方法的高度綜合概括能力，以再現(xiàn)指標(biāo)中所隱含的更強(qiáng)解釋力。在上述所選深滬兩市414家樣本中進(jìn)行巴特利球體檢驗(yàn)（Bartlett’S Test of Sphericity），其顯著性水平為0，通過檢驗(yàn)即可以對所選樣本進(jìn)行因子分析。以下是通過計(jì)算機(jī)借助統(tǒng)計(jì)分析軟件SPSS13.0所實(shí)現(xiàn)的分析過程。具體有關(guān)因子分析的原理在此不再贅述。
表2 因子提取
初始解對原變量的解釋情況 公共因子對原變量的解釋 旋轉(zhuǎn)后對原變量的解釋
因子 特征值 方差貢獻(xiàn)率 累計(jì)貢獻(xiàn)率 特征值 方差貢獻(xiàn)率 累計(jì)貢獻(xiàn)率 特征值 方差貢獻(xiàn)率 累計(jì)貢獻(xiàn)率
1 2.253 37.558 37.558 2.253 37.558 37.558 2.111 35.190 35.190
2 1.993 33.219 70.777 1.993 33.219 70.777 1.817 30.286 65.476
3 1.493 24.887 95.664 1.493 24.887 95.664 1.811 30.188 95.664
4 .126 2.099 97.763
5 9.804E-02 1.634 99.397
6 3.616E-02 .603 100.000
從表2可以看出及時個因子變量解釋了原有方差總量的37.56%，第二個因子變量解釋了原有方差總量的33.21%，第三個因子變量解釋了原有方差總量的24.89％，三個因子共累計(jì)解釋了原有方差的95.66％，被放棄的其他三個因子能夠解釋的原有方差僅不到5％，所以這里提取的三個公共因子基本上反映了原有變量的絕大部分方差。各個因子具體的含義還需要進(jìn)一步判斷。
由于原變量的載荷值都相差不大，不好解釋它們的內(nèi)在含義，需要進(jìn)一步進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)以便更清楚地說明各個因子的內(nèi)在含義。從表3中可以看出旋轉(zhuǎn)后的因子系統(tǒng)已經(jīng)明顯分化，所表達(dá)意義變得非常清楚。及時個因子在每股凈資產(chǎn)和每股資本公積上的載荷為0.982和0.975，接近1。兩者基本反映上公司在發(fā)放股利能力的一種積累，識別為資產(chǎn)積累因子。第二個因子在每股收益和凈資產(chǎn)收益率的載荷為0.936和0.953，接近1，反映了公司獲利的能力，識別為盈利能力因子。第三個因子在總股本對數(shù)和總資產(chǎn)對數(shù)上的載荷為0.959和0.935，接近1，反映了公司規(guī)模的因素，識別為公司規(guī)模因子。從中可以看出對上市公司持續(xù)派現(xiàn)能力產(chǎn)生主要影響的是資產(chǎn)的積累、盈利能力和公司的規(guī)模三個方面。這三個方面到底如何影響上市故事的持續(xù)派現(xiàn)能力還要進(jìn)行進(jìn)一步的計(jì)算，以得出上市公司持續(xù)派現(xiàn)能力的大小。
根據(jù)因子得分函數(shù)我們可以計(jì)算出樣本中各支股票的三個因子得分，在此基礎(chǔ)上我們就可以對樣本中的上市公司持續(xù)派現(xiàn)能力進(jìn)行具體的計(jì)算分析。由于通過因子分析法得出的三個因子變量反映的是上市公司持續(xù)派發(fā)現(xiàn)金股利能力影響因素的不同側(cè)面，因此在計(jì)算持續(xù)派現(xiàn)能力時，應(yīng)給不同的側(cè)面以不同的權(quán)數(shù)。這里我們以這三個因子變量的方差貢獻(xiàn)率（如表2所示）作為權(quán)數(shù)，于是可以得到關(guān)于上市公司持續(xù)派現(xiàn)能力的計(jì)算公式：
持續(xù)派現(xiàn)能力得分=0.37558*F1+0.33219*F2+0.24887*F3
依照這個公式，我們就可以得到所有樣本414家持續(xù)派發(fā)現(xiàn)金股利的綜合能力得分情況。由因子分析的原理和以上的計(jì)算過程可知所計(jì)算出的持續(xù)派現(xiàn)能力得分越高，該上市公司越有可能在以后的年度里連續(xù)派發(fā)現(xiàn)金股利。
三、持續(xù)派現(xiàn)能力檢驗(yàn)
為了對通過上述方法得出的上市公司持續(xù)派現(xiàn)能力進(jìn)行檢驗(yàn)，選取持續(xù)派現(xiàn)能力得分位于前50名和50名的上市公司來進(jìn)行對比分析，主要通過比較兩組公司在2002年、2003年和2004年三年中的派發(fā)現(xiàn)金股利的情況來進(jìn)行派現(xiàn)能力的檢驗(yàn)。兩組有關(guān)數(shù)據(jù)對比
在2002年度的派現(xiàn)分析中我們發(fā)現(xiàn)綜合派現(xiàn)能力位居前50名的上市公司平均每股現(xiàn)金股利為0.1821元，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于位于后50名的0.07，從中可以反映出通過多元回歸分析得到的分析指標(biāo)對于評價(jià)上市公司派發(fā)現(xiàn)金股利能力大小是有效的。
用其后兩年的派現(xiàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，位居持續(xù)派現(xiàn)能力前50名的上市公司在2003年度共有40家派現(xiàn)，平均每家上市公司每股派現(xiàn)0.1786；2004年度共有41家派現(xiàn)，平均每家上市公司每股派現(xiàn)0.1528；其中連續(xù)三年派現(xiàn)的有38家，占該組數(shù)據(jù)的76％，除長春經(jīng)開、西飛國際、蘭州鋁業(yè)、浪潮信息、金瑞科技和閩東電力6家公司連續(xù)兩年沒有派現(xiàn)外，其余44家的上市公司都在三年中進(jìn)行過兩次或兩次以上的派現(xiàn)行為。且在三年中累計(jì)派現(xiàn)額達(dá)到0.3元以上的有33家，達(dá)到0.5元以上的有18家，其中1.00元以上的有3家，較高為建發(fā)股份1.35元。
位居持續(xù)派現(xiàn)能力后50名上市公司在2003年度共有29家派現(xiàn)，平均每家上市公司每股派現(xiàn)0.0699；2004年度共有29家派現(xiàn)，平均每家上市公司每股派現(xiàn)0.0819，從派現(xiàn)的家數(shù)和金額來看都遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于前50名組；其中連續(xù)三年派現(xiàn)的有20家，占該組數(shù)據(jù)的40％，大大低于前50名組的38家；該組中在2003和2004年度沒有進(jìn)行派現(xiàn)的上市公司有12家，在三年中進(jìn)行過兩次或兩次以上派現(xiàn)行為的有38家，也少于前50名組。且在三年中累計(jì)派現(xiàn)額達(dá)到0.3元以上的有10家，其中大于0.4元的僅有2家，且都沒有超過0.5元，較高0.47元。
由以上的對比檢驗(yàn)我們可以看出，通過上述因子分析方法得到的上市公司派發(fā)現(xiàn)金股利的持續(xù)能力指標(biāo)資產(chǎn)積累因子、盈利能力因子和公司規(guī)模因子是有效的。持續(xù)派現(xiàn)能力前50名的上市公司在后續(xù)期間派發(fā)現(xiàn)金股利的持續(xù)性較好，三年連續(xù)派現(xiàn)的家數(shù)比持續(xù)派現(xiàn)能力后50名的上市公司多90％，顯示出以上分析過程的具有一定的可行性；另從現(xiàn)金股利金額的值來看給廣大股東的回報(bào)也遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于后者。
四、結(jié)論
本文通過多元回歸分析的方法從18個變量中確定出影響上市公司現(xiàn)金股利發(fā)放的六個因素：每股收益、每股資本公積金、每股凈資產(chǎn)、總股本對數(shù)、凈資產(chǎn)收益率和總資產(chǎn)對數(shù)作為進(jìn)行因子分析的變量，經(jīng)過因子分析方法的綜合和提煉，最終得出對上市公司持續(xù)派發(fā)現(xiàn)金股利能力產(chǎn)生重要影響的三個因子分別是：資產(chǎn)積累、盈利能力和公司規(guī)模。在進(jìn)一步的綜合排名中，確定出具有較強(qiáng)派發(fā)現(xiàn)金股利潛力的公司，并以其后兩年的實(shí)際數(shù)據(jù)所作的檢驗(yàn)證明以上分析和處理過程是有效的，可以為投資者進(jìn)行投資組合選擇投資對象提供一定參考。并且也進(jìn)一步證明目前我國證券市場中具有持續(xù)派發(fā)現(xiàn)金股利的現(xiàn)象，并隨著資本市場的不斷完善和股權(quán)分置改革的完成上市公司的股利政策亦會不斷成熟和穩(wěn)定。
另外，由于監(jiān)管層對上市公司派發(fā)現(xiàn)金股利的政策并不是十分完善，以上分析雖然得到了數(shù)據(jù)實(shí)際檢驗(yàn)，但單從2002年一年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析得出結(jié)論也并非十分理想；同時樣本的選取有一定局限性，難免會遺漏一些派現(xiàn)能力較強(qiáng)的公司；此外本文所作的分析是否適用于樣本之外的公司也還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。
因子分析論文:基于因子分析的企業(yè)員工工作滿意度 結(jié)構(gòu)要素實(shí)證分析
論文關(guān)鍵詞：工作滿意度
結(jié)構(gòu)要素
因子分析法
論文摘要：采用因子分析法對企業(yè)員工工作滿意度的結(jié)構(gòu)要素進(jìn)行了實(shí)證分析，分析得出7個主要的工作滿意度結(jié)構(gòu)要素:工作環(huán)境滿意度、工作性質(zhì)滿意度、工作關(guān)系滿意度、薪酬福利滿意度、晉升滿意度、培訓(xùn)滿意度、公司經(jīng)營管理滿意度，并對目前員工的工作滿意度水平進(jìn)行了簡單的描述性分析.
1工作滿意度研究現(xiàn)狀
工作滿意度(Job Satisfaction)的正式研究始于Hoppock著名的《工作滿意度》一書，他于1935年首度提出了工作滿意度的概念，認(rèn)為工作滿意度是工作者心理與生理兩方面對環(huán)境因素的滿足感受，亦即工作者對工作情境的主觀反應(yīng)，此后工作滿意度便成為諸家學(xué)者競相探討的課題.Locke 1976年發(fā)表了一項(xiàng)對工作構(gòu)面研究的總結(jié)，提出多種工作構(gòu)面與工作滿意度有著密切關(guān)系，包括工作本身、報(bào)酬、提升、認(rèn)可和工作條件等，并統(tǒng)計(jì)出從工作滿意度概念問世的1935^1976年的40年間，有3 000多篇有關(guān)工作滿意度的研究，這表明工作滿意度在現(xiàn)代企業(yè)管理中占有了很重要的一席.目前對工作滿意度的研究仍然比較活躍，許多學(xué)者將工作滿意度作為自變量、因變量和調(diào)節(jié)變量來展開研究(Biissing,1998)。工作滿意度之所以引起人們普遍關(guān)注的一個重要原因，還是它和一些主要的企業(yè)關(guān)心的員工行為變量如績效、流失、缺勤等表現(xiàn)出顯著的相關(guān)性川.
在研究工作滿意度時，因研究對象的不同而采取不同的理論架構(gòu)，對于工作滿意的定義也就不h相同，一般可歸納成以下3種:(1)綜合性(OveralSatisfaction)定義:重點(diǎn)在于工作者對其工作所抱摘的一種一般態(tài)度;(2)期望差距(ExpectationDiscrepancy)的定義:此定義是將滿足的程度視為一個人自特定的工作環(huán)境中，實(shí)際所獲得之價(jià)值與其預(yù)期應(yīng)獲得價(jià)值的差距;(3)參考框架( Frame。]Reference)的定義:此定義是將工作滿意度視為個體根據(jù)一定參考框架對于工作的特性加以解釋后所得到的結(jié)果CzJ.根據(jù)需求的多方面性，我們認(rèn)為工作滿意度也是具有多構(gòu)面的，工作滿意度是員工對工作本身及相關(guān)因素的感受與情感上的反應(yīng)，即指員工對工作各構(gòu)面的情感反應(yīng).工作中的構(gòu)面是員士所體驗(yàn)到的與工作有關(guān)的各個方面.
我國學(xué)者研究工作滿意度所采用的員工工作滿意度問卷主要是根據(jù)國內(nèi)外著名學(xué)者研究出的工作滿意度問卷改編而成(例如:明尼蘇達(dá)滿意問卷(MSQ)，工作描述指標(biāo)(JDI)，工作滿意指標(biāo)(JSI),Michigan組織評量問卷(MOAQ)，其中以MSQ和JDI最為常見)，先設(shè)定工作滿意度的結(jié)構(gòu)要素，再根據(jù)數(shù)據(jù)情況對問卷的效度和信度進(jìn)行分析[3].這種情況可能會引起以下的問題:(I)在研究中人為地強(qiáng)化了某些因素，比如:工作中與領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)系;由于社會的發(fā)展，而弱化了某些因素的影響，如現(xiàn)今年輕人對職業(yè)規(guī)劃的看重，對企業(yè)培訓(xùn)和晉升等的滿意程度;(2)在研究中會遺漏重要的變量，比如:企業(yè)發(fā)展前景，企業(yè)的文化，外界形象，以及公司的經(jīng)營管理、規(guī)章制度對員工對工作滿意度的影響[Cz7
鑒于以上問題，本文將采取這樣的思路分析員工工作滿意度的結(jié)構(gòu)要素，在問卷設(shè)計(jì)中盡量考慮到企業(yè)員工在工作中遇到問題的方方面面，每一個問題即為工作滿意度的原始變量，然后運(yùn)用多元統(tǒng)計(jì)中因子分析方法，提取公共因子，并進(jìn)行信度檢驗(yàn)，從管理的角度對公共因子命名，以此來確定員工工作滿意度的結(jié)構(gòu)要素.這樣不是假定一個結(jié)構(gòu)后進(jìn)行檢驗(yàn)，而是從數(shù)據(jù)中挖掘出工作滿意度結(jié)構(gòu)要素，由于這些要素直接來源于低層指標(biāo)，比直接假定更具合理性.
2研究的方法
2. 1因子分析
統(tǒng)計(jì)分析理論認(rèn)為，在相關(guān)的一組指標(biāo)中，每個指標(biāo)都是由公共因子和特殊因子決定的.因子分析，就是要找出一組指標(biāo)的公共因子.設(shè)有p維可觀測的隨機(jī)向量，x=(.z?.zz,...}xp)'，其均值為N= ( fyfez } ... , fir ),，協(xié)方差矩陣為#_ (o;, ).因子分析的模型是:
其中f}幾,..., fm為公共因子。1 } E2，一‘，為特殊因子，它們都是不可觀測的隨機(jī)變量.公共因子人ff2f..., fm出現(xiàn)在每一個原始變量.z;(i=1,2,...,p)的表達(dá)式中，可理解為原始變量共同具有的公共因素;每個公共因子f;=(j=1,2,...,m)一般至少對2個原始變量有作用，否則它將歸人特殊因子.每個特殊因子:;(i=1,2，一，p)僅僅出現(xiàn)在與之相應(yīng)的第Z個原始變量2，的表達(dá)式中，它只對這個原始變量有作用.上述方程組可用矩陣形式表示:
x=a+A了+e.
式中了_ (人幾, ... , fm )‘為公共因子向量，。-(f1,EZ}...,Ep}‘為特殊因子向量，A=(a;;):pXm稱為因子載荷矩陣.通常假定:
上述假定可以看出，公共因子彼此不相關(guān)且具有單位方差，特殊因子也彼此不相關(guān)且和公共因子也不相關(guān).
在因子分析模型中，首先要估計(jì)因子載荷矩陣A= (a;;)，pXm和特殊方差矩陣D=diag(a;,ai,…，嶸).常用的參數(shù)估計(jì)方法有如下3種:主成分法、主因子法和極大似然法.在因子模型的參數(shù)估計(jì)完成后，必須對模型中的公共因子進(jìn)行合理的解釋.這種解釋通常需要一定的專業(yè)知識和經(jīng)驗(yàn)，對每個公共因子給出具有實(shí)際意義的名稱，它還可用來反映這個公共因子對每個原始變量的重要性(數(shù)量上表現(xiàn)為相應(yīng)載荷的大小).因子的解釋帶有一定的主觀性，我們通常通過旋轉(zhuǎn)公共因子的方法來減少這種主觀性.因子旋轉(zhuǎn)方法有正交旋轉(zhuǎn)和斜交旋轉(zhuǎn)兩類，正交旋轉(zhuǎn)是比較常見和基礎(chǔ)的方法.對公共因子作正交旋轉(zhuǎn)相當(dāng)于對載荷矩陣A作一正交變換，右乘正交矩陣T，使AT能有更鮮明的實(shí)際意義.旋轉(zhuǎn)后的公共因子向量為了"=T'Xf，它的幾何意義是在m維空間上對原因子軸作一剛性旋轉(zhuǎn).正交矩陣T的不同選取法構(gòu)成了正交旋轉(zhuǎn)的各種不同方法，這里我們使用較大方差旋轉(zhuǎn)法(Varimax).
2.2 Cronbach的a系數(shù)信度
所謂信度，就是量表的性或穩(wěn)定性一個量表的信度越高，說明量表越穩(wěn)定，采用該量表測試或調(diào)查的結(jié)果就越和有效.對態(tài)度量表常用的檢驗(yàn)信度的方法為Cronbach L J所創(chuàng)的a系數(shù)，a系數(shù)來判定對于某個特定的測量因素，不同的問題所得到的結(jié)果一致性.這里我們使用a系數(shù)來檢驗(yàn)我們提取的公共因子所含原始變量的內(nèi)部一致性間題，即公共因子的性和穩(wěn)定性.其公式為:
其中K為量表所包括的總題數(shù)，SZ為測驗(yàn)量表總分的變異量，Sz為每個測驗(yàn)題項(xiàng)得分的變異量.a系數(shù)值介于。^'1之間，一般認(rèn)為，a系數(shù)值介于0. 55^'0. 70之間是最小可接受值，a系數(shù)值介于0. 70^-0. 80之間為相當(dāng)好，a系數(shù)值介于0. 80^-0. 90之間為非常好.
3實(shí)證分析
3. 1數(shù)據(jù)來源
本次實(shí)證研究主要是從企業(yè)員工的角度來考慮工作滿意度結(jié)構(gòu)要素，以企業(yè)員工為主要研究對象，樣本選擇中不考慮企業(yè)的特性，包括企業(yè)所屬行業(yè)、所有制類別、所處的成長階段、規(guī)模大小、盈利的大小等等.通過專人隨機(jī)抽取和E-mail發(fā)送問卷的形式進(jìn)行調(diào)查，以提高問卷的回收率.采取匿名的形式，對企業(yè)員工進(jìn)行隨機(jī)抽樣調(diào)查.總計(jì)發(fā)出240份調(diào)查問卷，回收問卷213份，剔除無效問卷37份，有效問卷176份，有效回收率為82. 6 0 0.
3. 2數(shù)據(jù)分析
因子模型是建立在公共因子彼此不相關(guān)且具有單位方差，特殊因子也彼此不相關(guān)且和公共因子也不相關(guān)的假定上的.因此需要對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，主要檢驗(yàn)指標(biāo)為KMO值和巴特利特球體檢驗(yàn)的丫統(tǒng)計(jì)值.KMO是Kaiser-Meyer-Olkin的取樣適當(dāng)性量數(shù)，當(dāng)KMO值越大時，表示變量間的共同因素越多，偏相關(guān)性很弱，越適合進(jìn)行因子分析一般認(rèn)為KMO如小于0. 5，則不適合進(jìn)行因子分析.本例KMO值達(dá)0. 848，適合做因子分析.巴特利特球體檢驗(yàn)的尸統(tǒng)計(jì)值的顯著性概率是。. 000，小于0. 01拒絕了單位相關(guān)陣的原假設(shè)，表示相關(guān)系數(shù)足以作為因子分析抽取因子之用.
對工作滿意度量表采用因子分析法，利用較大方差旋轉(zhuǎn)法進(jìn)行正交旋軸分析，提取特征根大于1的因子.得出特征根大于1的有7個，因此共提取出7個公共因子，累積解釋了71. 564%的方差變異.得到因子載荷矩陣A=(a;;):pXm，載荷矩陣A的元素a;，多數(shù)居中，不大不小，這對我們工作滿意度因子模型的公共因子解釋產(chǎn)生困難，考慮進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)，使之旋轉(zhuǎn)后的載荷矩陣在每一列上元素的值盡量地拉開大小距離，便于識別和解釋.我們采用KaiserNormalization的旋轉(zhuǎn)法，經(jīng)過計(jì)算機(jī)運(yùn)算9次迭代收斂后得到旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣.由矩陣中的數(shù)值可以看出經(jīng)過選軸后，每一列上元素的值已經(jīng)拉開了距離，有利于我們歸納解釋公共因子的含義.
從表中結(jié)果來看，7個公共因子的Cronbach的a系數(shù)分別為0. 780, 0. 560, 0. 713, 0. 894, 0. 836,0. 844, 0. 930，除人達(dá)到勉強(qiáng)接受的水平，其余均達(dá)到滿意的水平，公共因子的內(nèi)部一致性很好.
3. 3公共因子的解釋
經(jīng)過因子分析，共獲得工作滿意度量表的7個公共因子.這7個公共因子共解釋了71. 564%的方差變異，并且所有因子的Cronbach的a系數(shù)能夠達(dá)到0. 5，有的甚至在0. 8以上，故我們提取的7個公共因子能夠很好的測量員工的工作滿意度，即能夠很好的表達(dá)出員工工作滿意度的結(jié)構(gòu).分析各公共因子的內(nèi)部原始變量情況，依據(jù)管理知識，我們將員工工作滿意度的結(jié)構(gòu)要素各公共因子解釋命名為:工作環(huán)境滿意度、工作性質(zhì)滿意度、工作關(guān)系滿意度、薪酬福利滿意度、晉升滿意度、培訓(xùn)滿意度、公司經(jīng)營管理滿意度.
(1)公司經(jīng)營管理滿意度(公共因子f, ).體現(xiàn)了員工對企業(yè)形象、企業(yè)文化、經(jīng)營策略、發(fā)展前途、制度，以及企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)的能力、處理問題的手段、與員工溝通上的滿意程度.從正交旋轉(zhuǎn)因子載荷表中，可知員工對公司經(jīng)營管理的滿意能單獨(dú)解釋員工工作滿意度的能力為2000，說明員工對企業(yè)經(jīng)營活動的滿意能夠?qū)T工的工作滿意感覺產(chǎn)生很大的影響.
(2)薪酬福利滿意度(公共因子幾).體現(xiàn)員工對目前的工資水平，以及所獲得的工資與所作的工作相比、與其他同類企業(yè)的工資水平相比之下的滿意水平，以及對企業(yè)的福利待遇、休假制度、年終考核、物質(zhì)獎勵和精神獎勵等方面的滿意程度.從正交旋轉(zhuǎn)因子載荷表中，可知員工對公司的薪酬福利的滿意能單獨(dú)解釋員工工作滿意度的能力為1100，僅次于公司經(jīng)營管理，說明員工對薪酬福利的滿意仍然是工作滿意度的主要構(gòu)成要素之一
(3)晉升滿意度(公共因子九).體現(xiàn)員工對在企業(yè)中晉升的機(jī)會和途徑的滿意程度.從正交旋轉(zhuǎn)因子載荷表中，可知員工對公司給予的晉升機(jī)會和途徑的滿意能單獨(dú)解釋員工工作滿意度的能力是1000，說明員工現(xiàn)在也看重未來的職業(yè)發(fā)展途徑，晉升的滿意是員工對工作的滿意度因素之一
(4)培訓(xùn)滿意度(公共因子幾).體現(xiàn)員工對企業(yè)所給予的進(jìn)修和培訓(xùn)的滿意程度.從正交旋轉(zhuǎn)因子載荷表中，員工對培訓(xùn)的滿意的對工作滿意度整體的方差貢獻(xiàn)率達(dá)900，是員工對工作的滿意程度的影響因素.
(5)工作環(huán)境滿意度(公共因子幾).員工對工作外界環(huán)境、工作設(shè)備、工作安全問題以及工作中的經(jīng)費(fèi)問題的滿意程度.表1中，員工對工作環(huán)境的滿意對工作滿意度整體的方差貢獻(xiàn)率達(dá)800，也是員工對工作的滿意程度的影響因素.
(6)工作關(guān)系滿意度(公共因子幾).員工對與同部門和其他部門同事關(guān)系的滿意程度.
(7)工作性質(zhì)滿意度(公共因子.fO.員工對工作是否符合本人興趣、愛好、志向，工作中的職責(zé)分工情況，工作帶來的成就感，工作的強(qiáng)度、競爭氛圍、自主支配權(quán)等方面的滿意情況.員工對工作關(guān)系和工作性質(zhì)的滿意對工作滿意度整體的方差貢獻(xiàn)率共達(dá)1200，同樣在工作滿意度的結(jié)構(gòu)要素中占有一席位置.
4結(jié)論
本文在調(diào)查所得數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，運(yùn)用多元統(tǒng)計(jì)的因子分析方法，從員工工作滿意度涉及的35個原始變量中提取歸納出7個工作滿意度的結(jié)構(gòu)要素:工作環(huán)境滿意，工作性質(zhì)滿意，工作關(guān)系滿意，薪酬福利滿意，晉升滿意，培訓(xùn)滿意，公司經(jīng)營管理滿意.與國內(nèi)外學(xué)者的研究比較而言，更能反映出工作滿意度的框架結(jié)構(gòu).Vroom(1964)提出，工作滿意度主要構(gòu)成因素包括組織、提升、工作內(nèi)容、上司、待遇、工作條件、工作伙伴7個方面.Smith (1969 )提出工作本身、升遷、薪水、上司及工作伙伴5個構(gòu)面.工作本身性質(zhì)、報(bào)酬、晉升、工作環(huán)境等工作滿意度的結(jié)構(gòu)得到了國內(nèi)外學(xué)者的公認(rèn)(Smith,1969; Vroom,1962; Arnold & Feldmen,1986).我國學(xué)者有代表性的研究有:俞文釗通過對128名員工進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)總體工作滿意度的構(gòu)成因素主要有7個:個人因素、領(lǐng)導(dǎo)因素、工作特性、工作條件、福利待遇、報(bào)酬工資、同事關(guān)系(俞文釗，1996)}'};邢占軍通過對國有大中型企業(yè)職工的研究表明工作滿意度主要由物資滿意度、社會關(guān)系滿意度、自身狀況滿意度、家庭生活滿意度、社會變革滿意度等5個維度構(gòu)成(邢占軍，2001)}5}.與他們的分析相比，在工作滿意度研究中引人公司經(jīng)營管理構(gòu)面，具體涵蓋員工對企業(yè)的形象、企業(yè)文化、經(jīng)營策略、發(fā)展前途、規(guī)章制度，及企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)的能力、處理問題的手段、與員工溝通上的滿意等方面.這對于企業(yè)在致力于提高員工的工作滿意度中，給出了另一個重要的領(lǐng)域，就是改善自己的經(jīng)營管理水平，提高員工對公司經(jīng)營管理的滿意度.
因子分析論文:基于因子分析法的農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)狀況評價(jià)研究
摘 要 通過對農(nóng)業(yè)板塊上市公司的財(cái)務(wù)指標(biāo)進(jìn)行分析,建立了農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)狀況的綜合評價(jià)指標(biāo)體系,并根據(jù)多元統(tǒng)計(jì)的因子分析法構(gòu)建了我國農(nóng)業(yè)類上市公司財(cái)務(wù)狀況的因子分析模型。在此基礎(chǔ)上對上市公司綜合得分進(jìn)行排名，科學(xué)、合理地評價(jià)了財(cái)務(wù)狀況。
關(guān)鍵詞 農(nóng)業(yè)上市公司 財(cái)務(wù)狀況指標(biāo)體系 因子分析模型
農(nóng)業(yè)在我國是安天下、穩(wěn)民心的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)和戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)，保持農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展的良好勢頭，對保持經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展和社會長期穩(wěn)定意義非常重大，而農(nóng)業(yè)類上市公司則是我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的突出代表，因此對農(nóng)業(yè)上市公司的財(cái)務(wù)狀況進(jìn)行評價(jià)研究具有非常重要的意義。本文提出了對農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)狀況進(jìn)行綜合評價(jià)的指標(biāo)體系，并根據(jù)因子分析法得出的因子分析模型對2004年我國47個農(nóng)業(yè)上市公司的財(cái)務(wù)狀況進(jìn)行了綜合排名，期望能為經(jīng)營者也為投資者提供更的決策信息。
1 建立農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)狀況評價(jià)指標(biāo)體系
財(cái)務(wù)評價(jià)指標(biāo)體系的選擇應(yīng)遵循的原則除了可操作性、相關(guān)性、簡明性等要求外，還應(yīng)遵循：系統(tǒng)性原則，即體系必須能從公司的償債能力、盈利能力、資本結(jié)構(gòu)、營運(yùn)能力和成長能力各個方面考察公司的狀況，確保評價(jià)的性和可信度；可比性原則，即體系要根據(jù)我國通用的財(cái)務(wù)報(bào)表和統(tǒng)計(jì)報(bào)表為基礎(chǔ)來設(shè)置指標(biāo)，以便于橫向比較和各方使用者對公司財(cái)務(wù)狀況的把握；科學(xué)性原則，即指標(biāo)的設(shè)置要堅(jiān)持定性和定量分析相結(jié)合，正確反映企業(yè)系統(tǒng)整體和內(nèi)部相互關(guān)系的數(shù)量特征，便于建模綜合評價(jià)。
2 因子分析方法的基本原理和步驟
因子分析法是研究相關(guān)矩陣內(nèi)部依存關(guān)系，尋找出支配多個指標(biāo)x1，x2，…，xm(可觀測）相互關(guān)系的少數(shù)幾個公共的因子F1，F(xiàn)2，…，F(xiàn)p(不可觀測)以再現(xiàn)原指標(biāo)與公因子之間的相關(guān)關(guān)系的一種統(tǒng)計(jì)方法。這些公因子是彼此獨(dú)立或不相關(guān)的，又往往是不能夠直接觀測的。在所研究的問題中，以公因子（新變量）代替原指標(biāo)（原變量）作為研究對象，并要求不損失或很少損失原指標(biāo)所包含的信息，用公因子代替原指標(biāo)所作的分析會比較簡單和清楚。通常這種方法要求出因子結(jié)構(gòu)和因子得分模型。前者通過相關(guān)系數(shù)來反映原指標(biāo)與公因子之間的相關(guān)關(guān)系，后者是以回歸方程的形式將指標(biāo)x1，x2，…，xm表示為因子F1，F(xiàn)2，…，F(xiàn)p的線性組合。具體步驟如下:
2.1 對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化變換
假設(shè)要進(jìn)行因子分析的原指標(biāo)有m個，記為x1，x2，…，xm，現(xiàn)有n個樣品的觀測值記為xij，i=1，2，…，m，k=1，2，…，n，做標(biāo)準(zhǔn)化變換后x′i=■式中的■i是xi的均值，si是xi的標(biāo)準(zhǔn)差，x′i的均值為0，標(biāo)準(zhǔn)差為1。相關(guān)系數(shù)矩陣為R=XX′，根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)特征方程|R-λI|=0可求出R的特征向量矩陣A和特征值λ1≥λ2≥…≥λp≥0，使得F=A′·X，其中F為因子矩陣。
2.2 建立因子模型，并確定因子貢獻(xiàn)率及累計(jì)貢獻(xiàn)率
根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化后的觀測值x′ik求出系數(shù)αij，建立用公因子F1，F(xiàn)2，…，F(xiàn)p和單因子g1，g2，…gm表示的方程x′i=■αij·fj+cigi，即
x′1=a11f1+a12f2+…+a1pfp+c1g1x′2=a21f1+a22f2+…+a2pfp+c2g2……………………x′m=am1f1+am2f2+…+ampfp+cmgm
式中，E（fi）=0，D（fi）=1，E（gi）=0，D（gi）=1。
f1，f2，…，fp為主因子，分別反映某一方面信息的不可觀測的潛在變量，αij為因子載荷系數(shù)，是第i個指標(biāo)在第j個因子上載荷。如果某指標(biāo)在某因子中作用較大，則該因子的載荷系數(shù)就大，反之相反，單因子gi為特殊因子，在實(shí)際建模中可以忽略不計(jì)。第i個因子的貢獻(xiàn)率為di=λi■λi，貢獻(xiàn)率可以確定各個公因子的貢獻(xiàn)程度占全部貢獻(xiàn)程度的百分比。貢獻(xiàn)率越大，則該公因子就相對越重要，同時以因子的累計(jì)貢獻(xiàn)率■λi/■λi≥0.75作為因子個數(shù)p的選擇依據(jù)。
2.3 因子載荷矩陣變換和旋轉(zhuǎn)，并計(jì)算因子得分
對于由因子模型矩陣得到的初始因子載荷矩陣，如果因子載荷之間相差不大，對因子的解釋就不是很明確，因此要通過旋轉(zhuǎn)因子坐標(biāo)軸，以使每個因子載荷在新的坐標(biāo)系中能按列和行向0或1兩極分化，一般采取方差極大正交旋轉(zhuǎn)法就可以得到明確的分析結(jié)果。通過旋轉(zhuǎn)和計(jì)算，得到較為理想的因子載荷矩陣和因子得分系數(shù)矩陣，可以求出每個公司財(cái)務(wù)狀況綜合得分。根據(jù)因子綜合得分對每個上市公司進(jìn)行排序，橫向比較各個上市公司的財(cái)務(wù)狀況。
3 農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)狀況之因子模型實(shí)證分析
本文從金融界（.cn）和證券之星（）網(wǎng)站上的2004年農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)表中選取了46個公司、16項(xiàng)財(cái)務(wù)指標(biāo)的數(shù)據(jù)作為樣本考察對象，以便能更好地對其目前的財(cái)務(wù)狀況進(jìn)行綜合分析評價(jià)。各財(cái)務(wù)評價(jià)指標(biāo)分別是流動比率(x1)、速動比率（x2）、資產(chǎn)負(fù)債率（x3）、存貨周轉(zhuǎn)率（x4）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（x5）、應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率（x6）、主營收入現(xiàn)金含量（x7）、主營業(yè)務(wù)利潤率（x8）、每股凈利潤（x9）、資產(chǎn)利潤率（x10）、凈資產(chǎn)收益率（x11）、主營收入增長率（x12）、凈利潤增長率（x13）、總資產(chǎn)增長率（x14）、長期負(fù)債資產(chǎn)比（x15）、股東權(quán)益比率（x16）。
3.1 對所選指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)分析及無量綱化處理
本文確定的財(cái)務(wù)評價(jià)指標(biāo)體系中的16項(xiàng)指標(biāo)包括正向指標(biāo)和適度指標(biāo)兩種。適度指標(biāo)有流動比率、速動比率、長期負(fù)債比率和股東權(quán)益比率，其余為正向指標(biāo)。為保障后面分析的性和科學(xué)性，應(yīng)該先將適度指標(biāo)轉(zhuǎn)換成正向指標(biāo)，進(jìn)行無量綱化處理以消除不同單位指標(biāo)之間的差異。可以按計(jì)算公式zij=（xij-xjmin）/（xjmax-xjmin）進(jìn)行變換，其中xij為第i個樣本第j個指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)，xjmin為第j個指標(biāo)的最小值，xjmax為第j個指標(biāo)的較大值。按照通行的國際慣例，流動比率、速動比率、長期負(fù)債比率和股東權(quán)益比率的適度值分別為200%、、30%～60%、50%。通過上述變換后得到的zij是原始數(shù)據(jù)xij的無量綱化，為以后數(shù)據(jù)的分析提供了方便。
3.2 根據(jù)前面構(gòu)建的因子分析模型
將數(shù)據(jù)帶入借助于計(jì)算機(jī)統(tǒng)計(jì)軟件SAS程序運(yùn)行后，得到下面的結(jié)果。從方差貢獻(xiàn)總和的特征值可以看出，及時個因子的特征值λ1=4.11，大約占去方差貢獻(xiàn)的25.72%，基于公因子按特征值大于1的法則，因子分析過程提取了前5個因子，這5個因子的特征值共占去總的方差貢獻(xiàn)的76.61%。可見，被放棄的其他11個公因子的方差貢獻(xiàn)僅占不到25%，因此說明前5個因子反映了原始數(shù)據(jù)的足夠信息。
從旋轉(zhuǎn)前后的公因子載荷系數(shù)矩陣，左半部分可看出旋轉(zhuǎn)之前第1～5公因子即F1，F(xiàn)2，F(xiàn)3，F(xiàn)4，F(xiàn)5在原指標(biāo)變量上載荷值都相差不大，故不能很好解釋其含義，因此須進(jìn)一步用方差極大正交旋轉(zhuǎn)法以便更好地了解其含義。通過列表后分析發(fā)現(xiàn)，因子軸旋轉(zhuǎn)后的公因子系數(shù)已經(jīng)明顯向兩極分化，實(shí)際意義更加明顯。F1載荷系數(shù)值大的有：x9，x10，x11，x13四個變量主要反映公司的贏利能力和成長能力。因子F2主要由x4，x5，x6確定，反映公司的運(yùn)營能力。F3主要由x1，x2，x3確定，反映公司的償債能力。F4主要由x15，x16確定，反映公司的資本結(jié)構(gòu)。F5主要由x7確定，反映公司的主營收入現(xiàn)金含量，即銷售商品、提供勞務(wù)收到的現(xiàn)金與主營業(yè)務(wù)收入的比值，反映了主營業(yè)務(wù)收入中的現(xiàn)金含量。
3.3 農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)狀況的綜合評價(jià)
通過SAS統(tǒng)計(jì)軟件對數(shù)據(jù)處理后,自動產(chǎn)生了F1，F(xiàn)2，F(xiàn)3，F(xiàn)4，F(xiàn)5共5個因子的得分系數(shù)矩陣，這5個因子得分可以反映原始數(shù)據(jù)的76.61%的信息量，根據(jù)5個因子得分的值，應(yīng)用得分計(jì)算公式F=（0.2391*Fac1-1*0.1727*Fac2-1+0.1592*Fac3-1+0.1091*Fac4-1+0.0860*Fac5-1）/0.7661求出綜合得分，計(jì)算出各個公因子得分和綜合得分的評價(jià)分析值。
根據(jù)以上分析可以看出，用因子分析法可以實(shí)現(xiàn)對農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)狀況的綜合評價(jià),分析過程沒有直接對相關(guān)的財(cái)務(wù)指標(biāo)采用權(quán)重，得到的權(quán)數(shù)也是隨著數(shù)學(xué)變換過程自動生成的，具有較強(qiáng)的客觀性，在很大程度上減少了主觀性而又不失科學(xué)性、合理性。這種因子分析方法消去了各財(cái)務(wù)評價(jià)指標(biāo)間相關(guān)性影響，因而降低了農(nóng)業(yè)上市公司財(cái)務(wù)狀況評價(jià)中較多指標(biāo)選擇的工作量。根據(jù)收集的數(shù)據(jù)所對應(yīng)的公司，表4計(jì)算結(jié)果表明,排在前10位的公司分別是通威股份(13)、新五豐(1)、中水漁業(yè)(40)、ST中農(nóng)(18)、都市股份(5)、先鋒股份(23)、光明乳業(yè)(8)、伊利股份(4)、好當(dāng)家(12)、香梨股份(11)，其中農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)共四家，分別是新五豐、都市股份、ST中農(nóng)和先鋒股份，其他農(nóng)業(yè)兩家為香梨股份和通威股份，畜產(chǎn)品加工兩家為伊利股份和光明乳業(yè)，漁業(yè)兩家是好當(dāng)家和中水漁業(yè)。
根據(jù)以上分析，農(nóng)業(yè)上市公司主營業(yè)務(wù)分布在農(nóng)、林、牧、漁等行業(yè)。本文選取的47家農(nóng)業(yè)上市公司所分布的子行業(yè)為：農(nóng)產(chǎn)品加工20家，林木3家，畜產(chǎn)品加工7家，漁業(yè)6家，其他農(nóng)業(yè)16家。從上面的公司得分排序可以看出，從事不同子行業(yè)的農(nóng)業(yè)上市公司其經(jīng)營業(yè)績參差不齊，而公司經(jīng)營績效不僅受行業(yè)以及子行業(yè)特點(diǎn)的影響，還受企業(yè)技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)品深加工程度的影響，此外眾多農(nóng)業(yè)上市公司的多元化經(jīng)營也是重要原因，如涉足生物制藥、金融證券、電子通訊、房地產(chǎn)業(yè)的如豐樂種業(yè)、新農(nóng)開發(fā)、羅牛山等上市公司未能取得理想的業(yè)績，可見公司應(yīng)加強(qiáng)主業(yè)經(jīng)營。另外從上面因子分析的結(jié)果還可以看出,農(nóng)業(yè)類公司的贏利能力、成長能力、運(yùn)營能力、償債能力、公司的資本結(jié)構(gòu)和主營收入現(xiàn)金含量等財(cái)務(wù)指標(biāo)對公司綜合財(cái)務(wù)狀況的評價(jià)結(jié)果會產(chǎn)生重要影響。因此，經(jīng)營者在管理公司時，更應(yīng)注意這些方面的管理，以提高公司的經(jīng)營業(yè)績，而投資者在對農(nóng)業(yè)類公司進(jìn)行投資決策時也可以將這些指標(biāo)作為重要的參考依據(jù)。