時間：2022-05-11 09:16:58
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提要本文選取9個相關(guān)指標構(gòu)建指標體系，以1990～2009年城鄉(xiāng)一體化數(shù)據(jù)為研究對象，在因子分析的基礎(chǔ)上，對河南城鄉(xiāng)一體化水平發(fā)展演變和發(fā)展階段進行綜合分析，并得出相關(guān)結(jié)論。
關(guān)鍵詞：河南??；城鄉(xiāng)一體化；因子分析
城鄉(xiāng)一體化是一個動態(tài)的過程，是在經(jīng)濟社會發(fā)展過程中，城市和鄉(xiāng)村在區(qū)域分工中的功能演變，人力、技術(shù)、資本和資源等要素相互融合，優(yōu)化配置，使產(chǎn)業(yè)間互相促進，協(xié)調(diào)發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)在經(jīng)濟社會等各個方面的非均衡發(fā)展及思想意識差距。通過以城帶鄉(xiāng)，以鄉(xiāng)促城，最終實現(xiàn)城鄉(xiāng)之間的全面和諧發(fā)展。具體到河南，作為人口和農(nóng)業(yè)大省，城鄉(xiāng)一體化更是一個復雜的系統(tǒng)工程，就是要在適宜的經(jīng)濟格局上，建成布局合理、功能齊全的城鎮(zhèn)、鄉(xiāng)村經(jīng)濟社會發(fā)展體系，使農(nóng)村的文化、衛(wèi)生、教育等公共設(shè)施和社會服務(wù)事業(yè)接近城市水平；建立有利于資源要素自由流動的經(jīng)濟運行機制和公平合理的社會管理體制，徹底改變二元經(jīng)濟社會結(jié)構(gòu)。因此，正確認識和評價河南城鄉(xiāng)一體發(fā)展水平，對于制定適合的發(fā)展戰(zhàn)略，采取積極的政策措施，構(gòu)建平等和諧的城鄉(xiāng)關(guān)系都有著十分重要的意義。
一、指標體系設(shè)計和數(shù)據(jù)選取
城鄉(xiāng)一體化涉及經(jīng)濟社會、人類生活、生態(tài)空間等相互影響的各個方面，一個綜合性的概念，它包括城鄉(xiāng)發(fā)展的諸多方面，包括經(jīng)濟、社會、人口、空間和生態(tài)環(huán)境等多方面的因素，考慮到研究條件和數(shù)據(jù)的可獲得性，根據(jù)科學、全面和目的性原則，以能夠反映城鄉(xiāng)一體化的真實水平，又能體現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化動態(tài)進程，結(jié)合河南的實際情況，本文選取1990年到2009年的數(shù)據(jù)，就河南城鄉(xiāng)一體化發(fā)展水平進行研究。為保證指標在時間或空間上的可比性，優(yōu)先選擇信息量大、特征敏感型的9個比值形式的結(jié)構(gòu)性指標：非農(nóng)產(chǎn)值與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比（x1）、城市就業(yè)人口與農(nóng)村就業(yè)人口比（x2）、人口城鎮(zhèn)化率（x3）、城鄉(xiāng)居民恩格爾系數(shù)比（x4）、城鄉(xiāng)人均收入差異度（x5）、城鄉(xiāng)居民人均消費支出比（x6）、城鄉(xiāng)消費品零售額差異度（x7）、城鄉(xiāng)人均固定資產(chǎn)投資比（x8）、二元對比系數(shù)（x9）。
二、河南城鄉(xiāng)一體化發(fā)展水平因子分析
借助統(tǒng)計分析軟件spss16.0對上述指標進行kmo檢驗和巴特利球形檢驗發(fā)現(xiàn)，kmo值為0.725，巴特利球形檢驗的顯著性水平為0，小于0.5，拒絕原假設(shè)，認為適宜于因子分析。
為了消除因數(shù)據(jù)類型不同而帶來的分析誤差，使數(shù)據(jù)無量綱化，利用軟件spss16.0將原始數(shù)據(jù)進行標準化處理，利用降維因子分析法得到因子特征值及其貢獻率。本文選擇前三個因子特征值大于1的主成分作為初始因子，其特征值分別為4.843、2.064和1.291，累積方差貢獻率為91.101%，說明前三個因子基本包括了全部指標絕大部分的信息，能夠較全面地反映所有指標。因此，提取前三個因子就能較好地解釋全部變量信息。
三、河南省城鄉(xiāng)一體化發(fā)展水平基本判斷
（一）河南省城鄉(xiāng)一體化水平發(fā)展演變。根據(jù)河南省各年統(tǒng)計數(shù)據(jù)得出1990～2009年河南省城市化水平、二元對比系數(shù)，與上文中主成分分析得出的城鄉(xiāng)一體水平共同繪制圖1?？梢钥闯觯幽铣鞘谢揭恢背势椒€(wěn)上升趨勢，自1995年后，城市化速度加快，并在2004年城市化水平指標達到28.9%以上，河南省開始從二元經(jīng)濟向一元經(jīng)濟轉(zhuǎn)換，城鄉(xiāng)一體化進程加速。城鄉(xiāng)二元對比系數(shù)和城鄉(xiāng)一體化水平系數(shù)波動較大，說明河南省二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)演變和城鄉(xiāng)一體化進程波動較大。結(jié)合三個指標的數(shù)據(jù)演變和河南省經(jīng)濟社會的實際發(fā)展情況，本課題將河南省1990～2009年的城鄉(xiāng)一體化發(fā)展過程劃分為三個階段。（圖1）
1、第一階段，從1990年至1993年。二元對比系數(shù)從0.237降到0.168，二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)大幅度惡化，但是由于城市化水平上升態(tài)勢略微加速，河南城鄉(xiāng)一體化水平處于一個快速上升階段，得分從-2.340升到0.173。在此階段，由于國家對“三農(nóng)”的優(yōu)惠政策對于農(nóng)業(yè)和農(nóng)民的促進作用較小，農(nóng)村經(jīng)濟體制沒有大的變動，農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展進入徘徊階段，城市不能有效地吸納農(nóng)村剩余勞動力，人口城市化速度放緩，農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率大幅下降。而各地工業(yè)迅速發(fā)展，在國家宏觀政策先抑后揚的作用下，工業(yè)化率急劇上升。河南二元對比系數(shù)大幅上升在大幅變動中惡化，二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)明顯。但在這一階段，隨著經(jīng)濟體制改革的推進，工業(yè)的迅速發(fā)展，河南非農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率的提高，工業(yè)化、城市化得到初期的發(fā)展，城市聚集和輻射作用大大促進了城鄉(xiāng)一體化水平。
2、第二階段，從1994年到1998年。城市化進程加劇，二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)強度緩解，城鄉(xiāng)一體化形勢先急劇惡化后又有所好轉(zhuǎn)。隨著國家深化改革糧食購銷體制，極大地促進了農(nóng)民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性，農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率提高，城鄉(xiāng)二元對比系數(shù)從0.181升到0.231。但糧食的連年豐產(chǎn)，使其價格也迅速下降，“谷賤傷農(nóng)”。盡管隨后幾年內(nèi)，糧食價格有所回升，但是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本的增加，使農(nóng)民進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的利益并未獲得根本性的增加，城鄉(xiāng)一體化水平也降到1996年的-1.753。1996年以后進入城市經(jīng)濟的新一輪高速擴張期，農(nóng)村人口城市化速度加快，到1998年河南非農(nóng)業(yè)人口比重已經(jīng)達到17.6%，平均每年上升0.64個百分點。城市化與工業(yè)化呈現(xiàn)出良性互動態(tài)勢，也使河南的城鄉(xiāng)一體水平在波動中先下降后上升，但總體水平較低。
3、第三個階段，從1999年到2009年。城市化水平穩(wěn)中有升，二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)呈波動惡化的趨勢，二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)加劇轉(zhuǎn)換，二元對比系數(shù)從0.19降到2003年的0.14，又升到2009年0.191，表明河南一直處于二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)顯著時期。但在這期間，河南省城鄉(xiāng)一體化水平大幅提高，由1999年的-0.965上升到2009年1.833。由于國家提出的“工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)、城市支持農(nóng)村和多予少取放活”的方針政策，要求統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，逐步消除城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，形成城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會發(fā)展一體化的新格局。對城鄉(xiāng)關(guān)系和發(fā)展的重新定位，極大地促進了農(nóng)業(yè)收益的提高；另一方面，戶籍制度的深化改革和就業(yè)市場機制的逐步完善，使得農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移速度加快，農(nóng)業(yè)就業(yè)比重迅速下降，農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率有所上升。河南這一階段的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化加快，是市場機制發(fā)揮作用的結(jié)果，也是經(jīng)濟體制改革的必然結(jié)果，標志著河南省進入城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的重要階段。
（二）河南省城鄉(xiāng)一體化發(fā)展階段基本判斷。首先，按上述分析，河南從1999年以來，城鄉(xiāng)一體化水平總體呈上升趨勢，進入了城鄉(xiāng)一體化的平穩(wěn)發(fā)展階段，但處于一體化發(fā)展的較早期階段。河南是農(nóng)業(yè)大省，農(nóng)業(yè)從業(yè)人口眾多，2009年底達到2，765萬人，農(nóng)民對土地的依賴性很強，城市對農(nóng)村、工業(yè)對農(nóng)業(yè)的帶動和輻射作用較小?！笆晃濉逼陂g，河南省積極推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，但結(jié)構(gòu)性矛盾依然突出，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)薄弱，工業(yè)大而不強，產(chǎn)業(yè)承接能力不強，城鄉(xiāng)基礎(chǔ)建設(shè)和規(guī)劃統(tǒng)籌程度不高，各種資源在城鄉(xiāng)市場間不能合理有效地流動，農(nóng)村勞動力大多處于自發(fā)流動狀態(tài)。雖然，在1995年河南提出了“加快以鄭州為中心的中原城市群的發(fā)展步伐”后，河南城鄉(xiāng)呈現(xiàn)出快速發(fā)展的新勢頭。但是在發(fā)展過程中也存在著城-鎮(zhèn)-鄉(xiāng)網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)不合理、輻射帶動功能弱，資源利用率不高、各自為政發(fā)展、區(qū)域發(fā)展乏力等問題，還沒有形成城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的良性互動和協(xié)調(diào)運行；其次，河南城鎮(zhèn)化發(fā)展一直在全國平均水平之下，1990年城鎮(zhèn)化率15.5%，低于全國平均水平13.8個百分點，2002～2009年城鎮(zhèn)人口增速加快，年均增速為6.44%，高于全國年均增長2.98%的速度，城鎮(zhèn)化率達到37.7%。9年間，城鎮(zhèn)化率年均增速為1.66%，與全國的平均水平的差距縮小為8.89個百分點。與中部其他省份相比，2009的城鎮(zhèn)化率與安徽省相差4.4個百分點，與湖北省相差高達8.3個百分點；最后，河南省二元經(jīng)濟結(jié)特征顯著。2.99的城鄉(xiāng)人均收入差異度和0.191的二元對比系數(shù)都表明河南省現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)部門二元特征對立明顯，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)整體上仍是明顯的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)。國際經(jīng)驗表明，人均gdp在進入1，000美元～3，000美元時，一個國家或地區(qū)會進入經(jīng)濟社會矛盾凸顯期，也是經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期。人均gdp3，000美元標志著達到中等國家的收入水平和初步實現(xiàn)現(xiàn)代化，河南省2009年人均gdp為3，012美元，正處于二元結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期，能否順利轉(zhuǎn)型跨越對于河南經(jīng)濟社會的長期未來發(fā)展至關(guān)重要。
[摘要] 對外開放是一個國家或地區(qū)經(jīng)濟與世界經(jīng)濟融合程度的重要標志。根據(jù)外貿(mào)依存度、實際利用外商直接投資占gdp比重、對外直接投資占gdp比重等8個指標進行的因子分析表明：依據(jù)對外開放度可以將我國大陸31個省、市、自治區(qū)劃分為三個層次。挖掘東北三省的對外開放潛力、加強中西部地區(qū)對外開放的軟環(huán)境建設(shè)、加強各地區(qū)之間的合作與協(xié)調(diào)發(fā)展等措施，有利于我國對外開放水平的提升。
[關(guān)鍵詞] 對外開放度；外貿(mào)依存度；因子分析
對外開放度是指一個國家或地區(qū)經(jīng)濟對外開放或?qū)H經(jīng)濟的依賴程度，它是一個國家或地區(qū)經(jīng)濟與世界經(jīng)濟融合程度的重要標志。評價我國內(nèi)地的對外開放度對于了解各地區(qū)的開放水平、采取有針對性的對外開放措施、促進各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展等有著重要意義。
一、區(qū)域開放度評價指標的選取
隨著我國對外開放的不斷深入，對外開放涉及的領(lǐng)域和內(nèi)容不斷擴大，對外貿(mào)易、利用外資、國際勞務(wù)合作、涉外旅游等成為我國對外開放的基本形式。借鑒已有研究成果，并考慮數(shù)據(jù)的代表性和可得性，本文選擇以下因子作為區(qū)域開放度的測度指標：
1.外貿(mào)依存度(x1)。即某地區(qū)進出口總額占同期該區(qū)域gdp的比率，反映某區(qū)域通過國際貿(mào)易形式與世界經(jīng)濟相關(guān)聯(lián)的程度。
2.實際利用外商直接投資占gdp比重(x2)。利用外商直接投資是利用外資的主要形式之一，該指標反映某區(qū)域在國際投資領(lǐng)域中通過資金的流入與世界經(jīng)濟相關(guān)聯(lián)的程度。
3.對外直接投資占gdp比重(x3)。該指標反映某區(qū)域在國際投資領(lǐng)域中通過資金的流出與世界經(jīng)濟相關(guān)聯(lián)的程度。
4.社會固定資產(chǎn)投資中外資(含港、澳、臺資)比重(x4)。該指標說明外資在固定資產(chǎn)投資領(lǐng)域所起的作用，反映外資與當?shù)亟?jīng)濟的融合程度。
5.外商投資企業(yè)年末從業(yè)人數(shù)占年末從業(yè)總?cè)藬?shù)比重(x5)。該指標既反映外商投資企業(yè)融入當?shù)亟?jīng)濟的程度，也反映某區(qū)域在勞動力資源領(lǐng)域的開放程度。
6.對外承包工程、勞務(wù)合作、設(shè)計咨詢業(yè)務(wù)完成營業(yè)額占gdp比重(x6)。該指標主要反映某區(qū)域在勞務(wù)合作領(lǐng)域的對外開放程度。
7.國際旅游外匯收入占gdp比重(x7)。該指標從資金角度反映某區(qū)域涉外旅游領(lǐng)域的對外開放程度。
8.全年接待入境旅游者占國內(nèi)外旅游者比重(x8)。該指標從數(shù)量結(jié)構(gòu)角度反映某區(qū)域涉外旅游領(lǐng)域的對外開放程度。
二、區(qū)域開放度評價方法的選擇
因子分析的基本思想是通過變量間相關(guān)關(guān)系的研究，找出能控制所有變量的少數(shù)幾個隨機變量去描述多個變量之間的相關(guān)關(guān)系，然后根據(jù)相關(guān)性把變量分組，使組內(nèi)變量相關(guān)性較高，但不同組的變量相關(guān)性較低。這樣，既可以消除在指標選擇和權(quán)重確定時的主觀因素的影響，又可以消除指標間相互重疊的信息的影響。
按照因子分析法的基本原理，我們采用統(tǒng)計分析軟件spss14.0對8項指標進行了綜合分析。首先借助spss將2005年全國各省市的原始樣本數(shù)據(jù)(數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計年鑒2006》、商務(wù)部合作司和外資司)標準化，以消除指標之間量綱不一致和數(shù)量級的差異大等現(xiàn)象(標準化處理后的數(shù)據(jù)從略)，并建立變量的相關(guān)系數(shù)矩陣。從相關(guān)系數(shù)看，各變量之間的相關(guān)性較強，且kmo檢驗值為0.799，接近0.8，所以原始變量比較適合進行因子分析。
然后，根據(jù)總方差分解表，我們可以得到各公因子的特征值、方差貢獻率、累計方差貢獻率。從累計方差貢獻率可知，前三個變量的累計方差貢獻率達87.025%，即前三個因子反映的信息量占總信息量的87.025%，作為綜合因子的損失只有12.975%，原始變量的大部分信息能夠被提取的三個公因子解釋。所以，提取三個公因子是合理的。
根據(jù)選出的三個主因子可得到因子載荷陣，使用方差極大正交旋轉(zhuǎn)后得到旋轉(zhuǎn)后的因子載荷陣(見表1)。從該表可以看出，第一主因子在x1、x2、x4、x5、x6上有較大載荷，這5個指標反映了外貿(mào)、外資和勞務(wù)合作領(lǐng)域的對外開放度，它們是傳統(tǒng)上衡量對外開放度的最基本的指標，我們可以將它們命名為傳統(tǒng)綜合因子；第二主因子在x7、x8上有較大載荷，這2個指標反映了旅游業(yè)的興起與區(qū)域?qū)ν忾_放的關(guān)系，我們可以將這類因子命名為旅游因子；第三主因子在x3上有較大載荷，這個指標反映了各地區(qū)對外投資的發(fā)展境況，我們可以將這類因子命名為對外直接投資因子。
三個主因子分別從不同側(cè)面反映了各省市對外開放的水平，但單獨使用某一主因子并不能做出總體的綜合評價。以各主因子對應(yīng)的方差貢獻率為權(quán)數(shù)得出如下綜合因子得分公式：
z=(44.78*fac1_1 + 22.284*fac2_1 + 20.041* fac3_1)/87.025。
三、基于因子分析結(jié)果的我國內(nèi)地對外開放度評價
依據(jù)三個主因子得分，以及上述綜合因子得分公式，我們可以得到我國內(nèi)地綜合因子得分和排名(見表2)。從對外開放度的綜合因子得分和排名看，其對外開放度大致可以劃分為三個層次。
第一，上海、廣東、北京、天津4個省、直轄市的綜合因子得分位于最前列，不僅大于0，而且均大于1，對外開放度遠遠高于全國對外開放度的平均水平?？赡艿脑蚴沁@4個省、直轄市都有著特殊的區(qū)位優(yōu)勢，在我國對外開放中具有舉足輕重的地位。上海和天津地處出?？?，具有天然良港的優(yōu)勢，其貿(mào)易量和外商直接投資比率都比較高；廣東對外經(jīng)濟活動起步早且發(fā)展快，一直以來都是對外開放的前沿；而北京是全國政治、文化中心和國際交往樞紐，也是吸引外資和旅游的要地。所以，本層次中除天津的旅游因子得分相對較低，廣東的對外直接投資因子得分相對較低外，這4個省份的其他因子得分均比較高。
第二，江蘇、福建、浙江、山東、遼寧5個省份的綜合因子得分介于0和1之間，所以其開放度可以被列為第二個層次。這5省地處東部沿海地區(qū)，在地理位置和自然資源方面都具有較強的優(yōu)勢。比如，江蘇和浙江地處長江三角州，其水資源、礦產(chǎn)資源和旅游資源都十分豐富；福建海岸線長度居全國第二，擁有許多天然良港；遼寧和山東都是環(huán)渤海省份，遼寧的14個市中有6個城市沿海，有5個市已建設(shè)了港口，兩省的海洋資源、水資源、動植物資源、能源等都比較豐富。所以，這5個省份在外貿(mào)、利用外資、對外勞務(wù)合作領(lǐng)域的傳統(tǒng)綜合因子得分較高。
第三，其余各省的綜合因子得分均為負值。河南、內(nèi)蒙古、西藏、貴州、甘肅、新疆、山西、寧夏、青海分列倒數(shù)幾位?？赡艿脑蚴沁@些省、自治區(qū)多數(shù)位于我國中西部內(nèi)陸地區(qū)，對外開放起步較晚，融入國際經(jīng)濟的份額較小、層次較低。但西藏、內(nèi)蒙古和海南的旅游因子得分相對較高，黑龍江和云南的對外直接投資因子得分相對較高。
四、基于因子分析結(jié)果的對外開放水平提升措施
1.挖掘東北三省的對外開放潛力。在新全球化格局的發(fā)展中，發(fā)達國家產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的后續(xù)重點將是重工產(chǎn)業(yè)，這將導致發(fā)展中國家承接國際投資和出口增長向重工產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的趨勢。對我國來說，重工業(yè)基礎(chǔ)最發(fā)達，但目前利用程度最不充分的是東北三省。通過上述分析我們可以看到，目前東北三省中，只有遼寧的對外開放度稍稍靠前，列于全國第9位；吉林和黑龍江的對外開放度都處于全國平均水平之下，分列第11位和第21位。因此，要充分發(fā)揮東北三省的工業(yè)優(yōu)勢，利用遼寧沿海、黑龍江沿邊的地理優(yōu)勢，特別是要借助振興東北老工業(yè)基地的政策優(yōu)勢，提高東北地區(qū)對外開放水平，從而促進經(jīng)濟發(fā)展。
2.加強中西部地區(qū)對外開放的軟環(huán)境建設(shè)。目前困擾中西部地區(qū)對外開放水平不足的根源既有地理位置等客觀原因，也有政策方面的主觀原因；既有中國改革開放路徑等外在原因，也有省內(nèi)對外開放環(huán)境不健全等內(nèi)在原因。軟硬環(huán)境的有機結(jié)合是一地區(qū)是否具有對外開放優(yōu)勢的關(guān)鍵。但作為硬環(huán)境的市場規(guī)模、勞動力質(zhì)量、勞動力成本、科研水平、經(jīng)濟總量、經(jīng)濟增長速度、城市化水平、基礎(chǔ)設(shè)施狀況等難以在短期內(nèi)有重大改觀。因而，加強中西部地區(qū)對外開放的軟環(huán)境建設(shè)將為未來中西部地區(qū)的經(jīng)濟崛起起到重要的鋪墊作用。深化行政管理體制改革和國企改革、加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、優(yōu)化市場環(huán)境和法制環(huán)境等都是必不可少的措施。
3.加強各地區(qū)之間的合作與協(xié)調(diào)發(fā)展，共同促進對外開放與經(jīng)濟發(fā)展。不同區(qū)域在對外開放過程中分享到的利益往往是不均等的。東部沿海地區(qū)從內(nèi)陸地區(qū)得到了資源、能源和勞動力等，從而促進了沿海地區(qū)的對外開放，而開放中經(jīng)濟差距的擴大，又在一定程度上加劇了內(nèi)陸地區(qū)的資本和勞動力要素外流、生態(tài)環(huán)境的破壞加重等問題。不少發(fā)展中國家的經(jīng)驗表明，開放進程中的利益關(guān)系失衡(包括區(qū)域間利益關(guān)系失衡)會導致嚴重的內(nèi)部不穩(wěn)定，進而可能引發(fā)經(jīng)濟危機。所以，隨著我國經(jīng)濟的發(fā)展，東部沿海地區(qū)也要為內(nèi)陸地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展提供更多的幫助，加強與內(nèi)陸地區(qū)的合作，通過與地區(qū)間合理的分工與協(xié)作，最終建立地區(qū)間的良性互動機制。
［摘 要］影響產(chǎn)業(yè)區(qū)域間轉(zhuǎn)移的因素有很多，本文通過spss軟件，運用因子分析方法來研究影響我國省際間制造業(yè)轉(zhuǎn)移的主要因素有哪些。通過分析發(fā)現(xiàn)，固定資產(chǎn)投資是影響產(chǎn)業(yè)省際間轉(zhuǎn)移的最主要因素，其次兩個重要的影響因素是就業(yè)人員數(shù)和就業(yè)人員平均勞動報酬。勞動力狀況也可以初步解釋我國制造業(yè)在省際區(qū)域之間轉(zhuǎn)移為什么存在粘性。
［關(guān)鍵詞］產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移 spss 因子分析 區(qū)域粘性 制造業(yè)
一、背景
中國目前已成為僅次于美國的全球第二大工業(yè)制造國。制造業(yè)的發(fā)展增強了中國在國際經(jīng)濟領(lǐng)域的話語權(quán)。但是我國的制造業(yè)發(fā)展水平存在著區(qū)域差異，制造業(yè)的區(qū)域內(nèi)轉(zhuǎn)移將對我國的經(jīng)濟發(fā)展帶來重大影響。決定產(chǎn)業(yè)在區(qū)域間轉(zhuǎn)移的根本因素是利益的驅(qū)動，理性的企業(yè)經(jīng)營者為了追求利潤最大化和回避經(jīng)營風險，使得企業(yè)在空間上進行轉(zhuǎn)移，而同類型企業(yè)在區(qū)域間的大規(guī)模轉(zhuǎn)移，就形成了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移?？梢姰a(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移又是市場經(jīng)濟條件下的企業(yè)行為，雖然國家政策在某些方面，希望推動一些產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，但是政府意志并不是決定產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的主要因素。所以，研究哪些因素影響制約著產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，具有一定的現(xiàn)實意義。
二、我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移面臨的問題
在分析哪些因素影響我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移之前，首先要分析清楚目前我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移中出現(xiàn)的問題，有針對性的來研究影響我國制造業(yè)區(qū)域間轉(zhuǎn)移的關(guān)鍵因子。
1.我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移面臨的粗放型問題
由于政績考核等原因，被轉(zhuǎn)移區(qū)域的政府官員只看經(jīng)濟利益，對于那些高污染、高耗能、低效率的產(chǎn)業(yè)一樣照單全收，只重視資金轉(zhuǎn)移和項目的數(shù)量，忽視了技術(shù)、管理能力和人才的引進。這種只重視規(guī)模和數(shù)量，忽視本區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃需要，一味承接勞動、資源密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的做法是一個誤區(qū)。
2.我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移面臨的勞動力問題
我國存在著嚴重的勞動力分布不均勻問題。不僅表現(xiàn)在勞動力數(shù)量上，還表現(xiàn)在勞動者素質(zhì)方面。目前大量的剩余勞動力都涌向東部沿海等發(fā)達地區(qū)，而中西部地區(qū)勞動力數(shù)量則不如東部沿海地區(qū)那么充足。另外一個最主要的問題是勞動者素質(zhì)存在巨大差異。首先是由于東中西地區(qū)的基礎(chǔ)教育和職業(yè)教育水平存在差異，東中部地區(qū)的教育水平比西部地區(qū)普遍高一些，勞動者素質(zhì)也相對高一些。加上中西部地區(qū)高素質(zhì)人才向東部沿海地區(qū)的流動。使得東中西地區(qū)的人才分布存在巨大差異。
3.承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的中西部地區(qū)配套能力和市場化程度低
中西部地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)相對東部沿海地區(qū)要落后一些，交通運輸能力也沒有東部地區(qū)發(fā)達。由于中西部地區(qū)工業(yè)基礎(chǔ)相對薄弱，沒有形成產(chǎn)業(yè)集群。產(chǎn)業(yè)集群是指在特定區(qū)域中，具有競爭與合作關(guān)系，且在地理上集中，有交互關(guān)聯(lián)性的企業(yè)、專業(yè)化供應(yīng)商、服務(wù)供應(yīng)商、金融機構(gòu)、相關(guān)產(chǎn)業(yè)的廠商及其他相關(guān)機構(gòu)等組成的群體。許多產(chǎn)業(yè)集群還包括由于延伸而涉及到的銷售渠道、顧客、輔助產(chǎn)品制造商、專業(yè)化基礎(chǔ)設(shè)施供應(yīng)商等，政府及其他提供專業(yè)化培訓、信息、研究開發(fā)、標準制定等的機構(gòu)。產(chǎn)業(yè)集群還具有規(guī)模經(jīng)濟和外部性。而中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展有限，產(chǎn)業(yè)鏈缺損、斷裂嚴重，致使許多轉(zhuǎn)移來的企業(yè)在當?shù)卣也坏脚涮椎钠髽I(yè)和相關(guān)服務(wù)機構(gòu)，獲得高品質(zhì)、低成本的原材料、中間產(chǎn)品、勞動力以及相關(guān)的會計、金融服務(wù)等。中西部地區(qū)相關(guān)產(chǎn)業(yè)配套能力的落后，嚴重阻礙了東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)向中西部地區(qū)的轉(zhuǎn)移。
中西部地區(qū)的市場化程度低。由于政府的行政職能過強，非市場化運作過多，市場發(fā)育不完善，企業(yè)經(jīng)營的各種費用偏高，經(jīng)營手續(xù)繁瑣，使交易成本增加。另外市場化分工不足。中西部地區(qū)勞動力大量東移，流動人口較少，使得市場容量較低，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)入地的產(chǎn)品需求市場縮減。
4.我國存在著產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移粘性
現(xiàn)行的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移理論說明，只要不同地區(qū)的產(chǎn)業(yè)間存在比較優(yōu)勢，就會出現(xiàn)從高梯度地區(qū)向低梯度地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。我國東部沿海地區(qū)就屬于制造業(yè)的高梯度地區(qū)，中西部地區(qū)屬于低梯度地區(qū)。東部沿海地區(qū)的制造業(yè)相比中西部地區(qū)存在比較優(yōu)勢，但是實際上在我國并沒有出現(xiàn)理論預(yù)期的那種大規(guī)模產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移現(xiàn)象。主要就是由于我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移面臨的勞動力問題，中西部地區(qū)配套能力和市場化程度低等問題，導致了我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移尤其是制造業(yè)轉(zhuǎn)移的粘性問題。
三、對我國31個省市自治區(qū)制造業(yè)轉(zhuǎn)移的關(guān)鍵因子分析
本文將運用spss軟件，對影響區(qū)域間制造業(yè)的各個因素做關(guān)鍵因子分析。首先是選取對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移有影響的指標?？紤]到對我國省際間產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移可能產(chǎn)生影響的因素有以下一些：固定資產(chǎn)投資、就業(yè)人員數(shù)、就業(yè)人員平均勞動報酬、居民消費水平、煤炭儲量、公路長度、土地面積、市場成交量、長途通訊、資本規(guī)模、發(fā)電量和建設(shè)用地。這些數(shù)據(jù)選取的是我國31個省2010年數(shù)據(jù)，來自《2010中國統(tǒng)計年鑒》。
將以上數(shù)據(jù)導入spss中，提取的因子個數(shù)是特征根大于1的。kmo檢驗的值為0.723，巴特萊特球體檢驗的值為0.000，變量之間的相關(guān)性滿足條件，可以用因子分析法，spss運行結(jié)果如表格1所示。選取的前三個因子的累積方差貢獻率為80.640%，達到要求，spss運行結(jié)果如表格2所示。
表格4是旋轉(zhuǎn)后的負載表。從表中可以看出因子1主要對固定資產(chǎn)投資、就業(yè)人員數(shù)、資本規(guī)模、發(fā)電量有較大影響。因此把因子1命名為“產(chǎn)業(yè)規(guī)模”因子。因子2對就業(yè)人員平均勞動報酬和居民消費水平有顯著影響。因此把因子2命名為“勞工福利”因子。因子3對煤炭儲量的影響顯著影響，因此把它命名為“資源”因子。
四、結(jié)果分析
由前面的因子分析可以看出，在選取的12個對省際間產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移可能產(chǎn)生影響的因素中，可以歸納出三個因子，它們分別是“產(chǎn)業(yè)規(guī)模”因子，“勞工福利”因子和“資源”因子。一個省的自身產(chǎn)業(yè)規(guī)模會產(chǎn)生一個極化效應(yīng)或者擴散效應(yīng)，對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移產(chǎn)生影響。如果是自身產(chǎn)業(yè)規(guī)模與其它兩個因子，即資源和勞動力情況相適應(yīng)，那么就可能產(chǎn)生極化效應(yīng)，吸引其它省的產(chǎn)業(yè)向本省內(nèi)的轉(zhuǎn)移。如果自身產(chǎn)業(yè)規(guī)模與資源和勞動力情況不相適應(yīng)，那么就可能產(chǎn)生擴散效應(yīng)，本省內(nèi)的產(chǎn)業(yè)向其它省轉(zhuǎn)移。而“勞工福利”對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移也有影響。當勞工福利好的時候，如果是工資報酬高，那么會增加企業(yè)經(jīng)營的成本，但是同時，如果消費水平也高，就會增加市場需求，對居民日常消費品的制造企業(yè)來說，是轉(zhuǎn)移的動力。另外一個因子是資源。一個地區(qū)的資源儲備量豐富與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)入之間存在正相關(guān)關(guān)系。
摘要:本文選取了五大類26項指標,采用因子分析法和聚類分析法,對江蘇省13個城市的經(jīng)濟社會發(fā)展水平進行了綜合評價,評價結(jié)果符合實際情況。并針對各城市的特點,提出相應(yīng)的政策建議。
關(guān)鍵詞:經(jīng)濟社會發(fā)展 因子分析 綜合評價
一、引言
江蘇作為中國經(jīng)濟最發(fā)達的地區(qū)之一,城市社會經(jīng)濟發(fā)展已取得了很大的成就,但是,由于傳統(tǒng)的生產(chǎn)力布局上的不同,以及在地域、資源、人文和政策上的差異,江蘇又是一個典型的地區(qū)發(fā)展不平衡的省份,各城市在經(jīng)濟社會發(fā)展水平存在著相大的差異。如何客觀、準確地評價江蘇各城市社會經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)況,分析各城市的差異以及造成差異的主要原因,為各城市能針對性地制訂相應(yīng)的政策和措施提供理論依據(jù),進而促進江蘇各城市社會經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展,具有重要的理論和實踐意義。
二、城市經(jīng)濟社會發(fā)展水平的實證分析
1.評價指標體系的設(shè)計
對于評價指標體系的設(shè)計,既要考慮經(jīng)濟總量,更要考慮經(jīng)濟質(zhì)量和經(jīng)濟效能,還要考慮指標的全面性、代表性和可操作性等原則。在借鑒了國內(nèi)外相關(guān)評價理論和評價方法的基礎(chǔ)上,本文選取了五大類26個指標構(gòu)成的指標體系。具體如下:
(1)經(jīng)濟總量指標:總?cè)丝?x01)、土地總面積(x02)、總產(chǎn)值gdp(x03)、地方財政總收入(x04)、固定資產(chǎn)投資總額(x05)、第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值(x06)、第三產(chǎn)業(yè)占gdp比重(x07)。
(2)經(jīng)濟效能指標:人均gdp(x08)、單位gdp能耗(x09)、單位gdp電耗(x10)。
(3)人民生活水平指標:在崗職工平均工資(x11)、農(nóng)村居民人均純收入(x12)、居民人均可支配收入(x13)、居民人均儲蓄余額(x14)、社會消費品零售總額(x15)、保費收入(x16)、財政支出中民生支出額(x17)。
(4)對外經(jīng)濟指標:實際外商直接投資額(x18)、進出口總額(x19)、進出口差額(x20)。
(5)基礎(chǔ)設(shè)施指標:人均公路里程數(shù)(x21)、人均民用汽車擁有量(x22)、人均土地面積(x23)、人均衛(wèi)生機構(gòu)床位數(shù)(x24)、技術(shù)人員占從業(yè)人員的比重(x25)、中專以上學生人數(shù)(x26)。
2.數(shù)據(jù)樣本和數(shù)據(jù)來源
本文選擇了江蘇省13個城市2007年相關(guān)指標數(shù)據(jù),所有數(shù)據(jù)取自《江蘇省統(tǒng)計年鑒2008》[1]和《2007年全省及各省轄市單位gdp能耗等指標公報》[2]。
3.因子分析
因子分析方法是將具有相關(guān)性的多個原始指標的評價問題轉(zhuǎn)換為較少的、新的綜合指標的評價問題[3]的一種方法。新的綜合指標稱為主成分或公因子,這些主成分不僅保留了原始指標的絕大多數(shù)信息,并且彼此不相關(guān)。利用各主成分的因子得分計算出每個評價對象的綜合得分,并以此作為綜合評價的依據(jù)。
本文運用spss統(tǒng)計分析軟件,從26個評價指標中選取了4個主成分,利用各主成分的因子得分計算出每個城市的綜合得分,并以綜合得分作為評價依據(jù)。計算結(jié)果如下:
(1)提取的主成分及主成分的特征根和貢獻率
從表1可知,根據(jù)特征根的選取原則,選取前4個主成分作為新的綜合評價指標,這4個主成分已反映了原始指標中93.371%的信息。
(2)正交旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣
為了能更加明確地表示主成分與原始指標間的關(guān)系,經(jīng)過對因子矩陣載荷矩陣7次方差最大正交旋轉(zhuǎn)得到正交旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣(k),選取因子載荷矩陣各個主成分與原始指標載荷系數(shù)較大的指標,構(gòu)成各個主成分的因子。從表可以看出(限于篇幅這里略去該表):
第一因子(f1)在x03、x04、x05、x06、x08、x10、x11、x12、x13、x14、x15、x16、x17、x18、x19、x20、x21、x22、x24上有絕對值較大的載荷系數(shù),表明第一因子是城市的綜合經(jīng)濟實力和經(jīng)濟發(fā)展能力的反映。
第二因子(f2)在x07、x26上有絕對值較大的載荷系數(shù),表明第二因子是城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的反映。
第三因子(f3)在x01、x02、x25上有絕對值較大的載荷系數(shù),表明第三因子是城市的總?cè)萘磕芰Φ姆从场?
第四因子(f4)在x09上有絕對值較大的載荷系數(shù),表明第四因子是城市的的經(jīng)濟效率的反映。
(3)各城市的綜合因子得分
對每個城市的4個主成分的因子得分,以對應(yīng)主成分的貢獻率為權(quán)數(shù)進行加權(quán)累加,計算得出每個城市的綜合得分(z),結(jié)果如表2所示。
4. 綜合因子得分的聚類分析
為了能客觀地對江蘇省13個城市的經(jīng)濟社會發(fā)展水平進行分類,本文采用q型聚類分析方法,以每個城市的綜合得分為樣本進行分類。利用spss軟件分析得到下列分類結(jié)果:
第一類:蘇州市。
第二類:無錫市、南京市、常州市、南通市。
第三類:揚州市、鎮(zhèn)江市、鹽城市、徐州市、泰州市、連云港市、淮安市、宿遷市。
三、結(jié)果評價與分析
經(jīng)過對綜合得分進行散點圖分析,發(fā)現(xiàn)除了蘇州市的綜合得分較高外,其余城市的綜合得分基本呈直線狀。結(jié)合綜合得分和聚類分析的結(jié)果看,將江蘇省13個城市按經(jīng)濟社會發(fā)展水平可分成三個等級:
第一級:水平最好的城市。只有蘇州市1個城市。蘇州市以1.3505的綜合得分高居榜首,明顯高于其它城市,單獨成為一組,可稱為“一枝獨秀”。
蘇州市在f1方面最為突出,列該因子的第1位,它在生產(chǎn)總值、地方財政總收入、固定資產(chǎn)投資總額、實際外商直接投資額、進出口總額和進出口差額等九項原始指標均列各市之首;它在f3方面也很突出,它的總?cè)丝谠贾笜肆械?位;但它在f4方面子得分偏低為-0.68350,低于平均分,原因是它的第三產(chǎn)業(yè)占gdp比重較低,列第10位。此外,蘇州市在單位gdp能耗和人均公路里程數(shù)兩項原始指標均列全省最后1位。
第二級:水平較好的城市。有無錫市、南京市、常州市和南通市,這四個城市的綜合得分均在全省的平均之上。
無錫市在f1因子方面也很突出,列該因子的第2位,它在生產(chǎn)總值、人均gdp、在崗職工平均工資和居民人均儲蓄余額等四項原始指標均列各市第二位,特別是它的人均衛(wèi)生機構(gòu)床位數(shù)指標列全省之首;但它在f3因子方面得分偏低為-0.24495,低于平均分,原因是它的人均土地面積指標列全省末位。此外,它的土地總面積和單位gdp電耗兩項原始指標均列全省最后3位。
南京市作為江蘇省的省會城市,它在f2因子方面很突出,列該因子的第1位,它在第三產(chǎn)業(yè)占gdp比重和中專以上學生人數(shù)2項原始指標列全省首位。它的在崗職工平均工資、社會消費品零售總額、保費收入和中專以上學生人數(shù)等四項原始指標均列全省之首;但它在f4方面子得分偏低為-0.53436,列全省倒數(shù)第三位,原因是它的人均土地面積原始指標列全省最后第2位。此外,它的單位gdp能耗和技術(shù)人員占從業(yè)人員的比重兩項原始指標均列全省最后2位。
第三級:水平較弱的城市。有揚州市、鎮(zhèn)江市、鹽城市、徐州市、泰州市、連云港市、淮安市和宿遷市,這八個城市的綜合得分均在全省的平均之下。
鹽城市盡管總體發(fā)展水平低于省平均水平,但它在它在f4因子方面卻很突出,列該因子的第1位,它在土地總面積、單位gdp能耗、人均公路里程數(shù)和人均土地面積等四項原始指標列全省首位。但它的人均民用汽車擁有量指標列全省末位、在崗職工平均工資列全省倒數(shù)第二位。
宿遷市的綜合得分列全省的末位,它在總產(chǎn)值gdp和地方財政總收入等十一項原始指標列全省末位。但它的單位gdp電耗指標列全省第一位。
四、政策建議
綜上所述,根據(jù)江蘇省各城市在經(jīng)濟社會發(fā)展上存在的問題,各城市之間存在的差異,特別是蘇南、蘇中和蘇北三個地區(qū)間的差異更為明顯的特點。各個城市應(yīng)該根據(jù)自身薄弱環(huán)節(jié),制定出符合本市特點的發(fā)展戰(zhàn)略,進而制定出全省經(jīng)濟社會發(fā)展的一體化戰(zhàn)略。
蘇州市作為江蘇省最發(fā)達的一個城市,在經(jīng)濟社會發(fā)展過程中,應(yīng)大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè),特別是現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的比重,如大力發(fā)展物流業(yè)和服務(wù)外包業(yè)。此外,應(yīng)加大科技投入,進行技術(shù)創(chuàng)新,降低對電力和能源的需求,提高gdp產(chǎn)出效率,實現(xiàn)又好又快的發(fā)展目標。
對于無錫市、南京市、常州市和南通市等四個城市,除加快經(jīng)濟發(fā)展、盡快提高經(jīng)濟實力。以南京為例,應(yīng)充分利用省會城市的地理優(yōu)勢,充分利用其科技教育優(yōu)勢,培植以電子、生物工程、新材料、機電一體化為主導的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。
對于揚州市、鎮(zhèn)江市、鹽城市、徐州市、泰州市、連云港市、淮安市和宿遷市等七個城市,特別是地處蘇北地區(qū)的徐淮鹽連等城市,由于其經(jīng)濟社會發(fā)展基礎(chǔ)比較薄弱,差距是全方位的,要實現(xiàn)全面趕超,首要的任務(wù)是加快基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、努力提高經(jīng)濟發(fā)展水平和經(jīng)濟實力。以連云港為例,作為新亞歐大陸橋的東橋頭堡,是我國海洋開發(fā)的三大特殊區(qū)域之一,其風景秀美,氣候宜人,具有豐富的旅游資源,為其充分發(fā)展旅游業(yè)提供了十分有利條件。連云港應(yīng)充分利用優(yōu)越的地理位置和旅游資源,在力發(fā)展海洋經(jīng)濟和旅游業(yè),推動經(jīng)濟社會發(fā)展。
另外,省政府要加大省域內(nèi)各城市的合作政策力度,把蘇南地區(qū)的資金、技術(shù)優(yōu)勢與蘇北地區(qū)的資源優(yōu)勢相結(jié)合,例如,正在建設(shè)中的“蘇州宿遷工業(yè)園區(qū)”。總之,在繼續(xù)保持蘇南、蘇中地區(qū)經(jīng)濟穩(wěn)定增長的同時,加快蘇北的開發(fā),最終以科學的發(fā)展觀推動全省各城市的共同發(fā)展。
摘要：西方自gort（1962）最早對 企業(yè) 多元化進行實證研究以來，在四十余年的時間里，關(guān)于多元化實證研究的 文獻 可謂汗牛充棟，涉及到管 理學 、產(chǎn)業(yè)組織學和公司 金融 學三個領(lǐng)域。期間經(jīng)歷了不同階段的 發(fā)展 。西方關(guān)于企業(yè)多元化的實證研究，從理論上和方式上，都給予
從20世紀60年代到80年代，西方關(guān)于企業(yè)多元化實證研究的文獻集中在管理學和產(chǎn)業(yè)組織學領(lǐng)域，管理學學者從經(jīng)營戰(zhàn)略出發(fā)考察了不同的多元化戰(zhàn)略對企業(yè)盈利能力的影響以及企業(yè)多元化的模式，其中最具代表性的研究為rumetl（1974，1982）。進入20世紀90年代后，隨著mocrk等（1990）和matsuskaa（1993）關(guān)于市場對企業(yè)多元化購并與非多元化購并的不同反應(yīng)的研究，以及l(fā)nag等（1994）和begerr等（1995）分別提出了開創(chuàng)性的、具有廣泛影響的方法來重新度量多元化對企業(yè)經(jīng)營績效的影響。之后，對多元化的實證研究就更多地集中在公司金融領(lǐng)域。
（一）企業(yè)多元化程度和經(jīng)營績效的測度
1.企業(yè)多元化程度的測度
gollop和monahan（1991）指出，一個理想的多元化指標應(yīng)該滿足如下五點性質(zhì)：第一，它應(yīng)該與企業(yè)所生產(chǎn)的產(chǎn)品種類數(shù)正相關(guān)，即企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品種類越多，多元化水平就越高，稱為數(shù)字性（crtiiaclnumberpr叩eyrt）；第二，它應(yīng)該與不同種類產(chǎn)品產(chǎn)量分布的不均勻程度負相關(guān)，即企業(yè)生產(chǎn)的不同種類產(chǎn)品的產(chǎn)量分布越不均勻，多元化水平越高，稱為分布性（disrtibutinoporpeyrt）；第三，它應(yīng)該直接反映企業(yè)產(chǎn)品種類的異質(zhì)性，即同一企業(yè)生產(chǎn)的不同種類產(chǎn)品的差異越大，多元化水平越高，稱為異質(zhì)性（heetorgeneiytpropeyrt）；第四，它應(yīng)該既可以用來衡量企業(yè)的多元化水平，也可以用來衡量企業(yè)下屬的單個工廠（estbahhsmnet或p!nat）及某個行業(yè)的總體多元化狀況；第五，如果有可能，它的值域最好落在0一l的開區(qū)間。其中，前三個性質(zhì)最為重要。
2.企業(yè)經(jīng)營績效的測度
幾乎所有對企業(yè)多元化和聯(lián)合企業(yè)提供解釋的理論研究，其最終落腳點都可以歸結(jié)到多元化對企業(yè)業(yè)績（imrperofmrnaec)的影響方面，或正相關(guān)或負相關(guān)。為了驗證觀點不同甚至相左的企業(yè)多元化理論，絕大部分有關(guān)企業(yè)多元化的實證研究都在考察多元化程度和企業(yè)業(yè)績之間的現(xiàn)實關(guān)系，以圖為有關(guān)企業(yè)多元化的理論研究提供佐證。而在多元化實證研究中，在企業(yè)業(yè)績的度量方法是一個至關(guān)重要的問題，在運用不同的業(yè)績度量方法所得出的最終結(jié)論之間可能存在較大的偏差。總體而言，用來度量企業(yè)業(yè)績的指標可以劃分為以下四類，盈利能力等 會計 指標、股票收益、從托賓q角度和從總資本。早期的實證研究一般采用盈利能力和股票收益來度量企業(yè)業(yè)績。
（二）多元化對企業(yè)經(jīng)營績效影響的實證研究
其實，在現(xiàn)實 經(jīng)濟 中，有關(guān)企業(yè)多元化有許多問題值得實證研究來驗證，比如具體某行業(yè)企業(yè)多元化與經(jīng)營績效的關(guān)系，多元化企業(yè)和非多元化企業(yè)的差別，企業(yè)多元化的動機，企業(yè)多元化的模式等等。但是，進入20世紀90年代中期以后，由于更多的研究放在了企業(yè)多元化與經(jīng)營業(yè)績的一般關(guān)系方面，對上述這些問題的實證驗證做得并不夠。
【摘要】本文將因子分析與var方法相結(jié)合得到了債券風險管理的綜合因子分析法模型，并將該模型與方差－協(xié)方差模型進行了實證檢驗與比較，對我國的債券風險管理提供了一些思考。
【關(guān)鍵詞】債券 收益率曲線 綜合因子分析法 var
一、綜合因子分析法模型提出的背景
中國人民銀行決定，自2006年8月19日起上調(diào)金融機構(gòu)人民幣存貸款基準利率。金融機構(gòu)一年期存款基準利率上調(diào)0.27個百分點，由現(xiàn)行的2.25%提高到2.52%；一年期貸款基準利率上調(diào)0.27個百分點，由現(xiàn)行的5.85%提高到6.12%；其他各檔次存貸款基準利率也做出了相應(yīng)調(diào)整。這次加息是繼2004年10月29日加息以來的第二次加息，兩次加息的幅度雖然不太大，但加息給整個國民經(jīng)濟帶來的影響也是不容忽視的，以下僅從債券投資的角度分析加息帶來的影響。
首先，它將對作為債券重要投資主體之一的銀行產(chǎn)生較大的影響。一方面，銀行自身作為債券投資主體，會增加銀行的機會成本；另一方面，銀行作為融資的中介機構(gòu)，存貸款利率的增加將會降低銀行融資的競爭力。
其次，保險公司也會面臨較大的利率風險。保險公司的資金來源以長期資金為主，出于資產(chǎn)負債期限匹配的目的，主要投資于中長期債券。由于上世紀上世紀90年代央行歷次降息，使保險公司降息前承保的高息保單成為歷史包袱，而目前的加息無疑會給保險公司雪上加霜。
最后，對基金管理公司等金融公司的債券投資也會帶來更大的不確定性。這類金融公司對債券也有較高的投資需求，而且往往具有增強整個市場的活躍程度的作用，因此，這種不確定性的影響將會波及到整個市場，從而加大整個市場的投資風險。
目前，與美國等經(jīng)濟發(fā)達的國家相比，我國債券的風險管理水平是比較滯后的，基于上述背景，本文將因子分析應(yīng)用于國際上風險管理的主流分析方法--var方法中得到綜合因子分析法模型，希望能夠?qū)ξ覈膫L險管理提供一些思考。
二、綜合因子分析法模型
1、因子分析實證
考慮到我國債券發(fā)行的歷史不長，而國債市場相對來說比較成熟，因此，本文使用了2003年1月2日到2003年12月26日230個交易日上海證券交易所的國債交易數(shù)據(jù)作為對象進行分析。在該時間段內(nèi)，上海證券交易所國債市場掛牌流通的附息國債由17只增加到22只，剔除0100112，010210兩個浮動利率國債品種后，用于擬合收益率曲線的固定利率國債包括：000696、009704、000905、000896、009908、010004、0100010、010103、010107、010110、101112、010115、010213、010214、010215、010301、010303、010307、010308、010311。由于我國交易所的國債品種較少，因而本文使用nelson-siegel方法來估算。本文分別計算了1年、2年、3年、4年、5年、6年、7年、8年、9年、10年的國債即期收益率。
首先，本文使用了巴特利特球度（bartlett test of sphericity）和kmo (kaiser-meyer-olkin)的統(tǒng)計檢驗方法對1年、2年、3年、4年、5年、6年、7年、8年、9年、10年的國債即期收益率這10個原有變量進行相關(guān)分析，結(jié)果顯著，說明這10個原有變量之間存在較強的相關(guān)關(guān)系，因而適合作因子分析。
其次，本文利用adf檢驗了數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。從adf檢驗結(jié)果看(見表1)，各種期限的收益率水平時間序列均未通過90%置信度，顯示出較明顯的非平穩(wěn)特征，；而所有一階差分時間序列均明顯呈現(xiàn)良好的穩(wěn)定狀態(tài)。綜合相關(guān)分析和平穩(wěn)性檢驗結(jié)果，在下文主成分分析中采用一階差分(即收益率日變化量)作為分析對象。
最后，本文使用spss統(tǒng)計軟件對國債即期收益率日變化量（一階差分）進行主成分分析，結(jié)果（見表2）顯示，前三個主要因子對收益率的方差貢獻率分別為65.72%、29.07%、5.16%，對總體方差累計解釋能力達到99.95%，因此，前三個主要因子基本上已解釋了國債收益率曲線的變動特征。這三個因子分別是水平、傾斜和曲率。由于水平和傾斜兩個因子的特征值均大于1，而且累計貢獻率達到了80％以上，根據(jù)確定共性變量的數(shù)量的原則，本文提取了這兩個因子對這兩個因子的綜合形式進行建模。
2、綜合因子分析法模型概述
由于水平和傾斜這兩個綜合因子能夠解釋債券價值變化的絕大部分，而且債券收益率的變化可以表示為因子的線性組合，因此，債券收益率的變化可以表示為：
三、綜合因子分析法模型在我國債券風險管理中的運用及建議
本文分別運用綜合因子分析法和方差－協(xié)方差方法計算了2003年4月份由債券000696、000896、0009908、010010、10103、010215這六種債券構(gòu)成的9個債券組合的var值，結(jié)果見表3。
從表3兩種方法對債券var測量的結(jié)果中，我們可以得出以下結(jié)論：
1、和方差－協(xié)方差方法比較，綜合因子分析法對債券組合var的估計值偏低，只有對債券組合3兩綜合因子法的估計值要高于方差－協(xié)方差方法。另外，方差－協(xié)方差方法var的估計值波動性比較大，而綜合因子分析法var的估計值波動性則較小。由于國債的發(fā)行主體是國家，信譽度是最高的，基本上不存在違約風險；2003年我國的利率基本上處于一個穩(wěn)定的水平，在這樣的情況下，國債的風險基本上是買賣價差的風險，縱觀近幾年我國國債的開盤與收盤價差，也不存在很劇烈的波動。而且，保險機構(gòu)、財務(wù)公司等金融機構(gòu)購買國債主要是為了資產(chǎn)匹配的需要，投機動機較少。因而，相對而言，國債的風險是比較低的，而且也不會有很大的波動性。所以，從這個方面而言，綜合因子分析法對債券var的估計更為合理。
2、隨著到期日的臨近，綜合因子分析法對債券var的估計值是逐漸減少的，也就是說債券組合的風險是逐漸變小的。從債券組合1到債券組合5，債券組合6到債券組合7，債券組合8到債券組合9，它們的剩余到期時間逐漸增加，此時，它們的var值也是逐漸增加的。也就是說，債券組合的var值是與它們的剩余到期時間成正比的。例如，債券組合6的剩余到期時間介于債券組合2和3之間，而它的var值也是介于債券組合2和3的var之間。這是符合債券風險的“逼近面值和價格波動性降低現(xiàn)象”的。而應(yīng)用方差－協(xié)方差方法計算的債券的var值則沒有這一特點，并且還出現(xiàn)了很多與理論和現(xiàn)實相悖的現(xiàn)象。例如，債券000896是一只快要到期的債券，剩余到期時間只有半年多，而債券000696還有3年多的剩余到期時間，不論從理論上，還是從現(xiàn)實中來說，這兩只債券構(gòu)成的組合的風險應(yīng)當高于單個債券000696的風險，但是方差－協(xié)方差方法計算的var值卻正好相反。類似這樣的情況還有很多。因而，綜合因子分析法對債券var的測量值更準確一些，也更符合理論和現(xiàn)實。
摘要:改革開放以來,中國的經(jīng)濟開放水平不斷提高。本文根據(jù)我國的實際情況,較全面地編制出一個衡量我國對外經(jīng)濟開放度的指標體系,利用因子分析方法計算我國總體的經(jīng)濟開放度,為我國經(jīng)濟開放政策的制定和完善提供一些有價值的參考。
關(guān)鍵詞:經(jīng)濟開放度 指標體系 相關(guān)分析 因子分析
1.引言
盡管開放與保護一直是國內(nèi)外理論界爭論的重要話題,當今世界完全封閉的經(jīng)濟體已經(jīng)不復存在。經(jīng)濟全球化的發(fā)展,既要求參與者實行市場經(jīng)濟體制,又要求其開放市場。各國都面臨著如何在開放的市場環(huán)境下發(fā)展經(jīng)濟、積極參與國際競爭與合作、提高國家和產(chǎn)業(yè)的綜合競爭力的問題。我國作為發(fā)展中國家已于2001年底正式加入世界貿(mào)易組織(wto)[1],因而也同樣面臨著在一個更寬松和自由的外部環(huán)境下發(fā)展經(jīng)濟、開放市場的問題。
2. 經(jīng)濟開放度的內(nèi)涵及其指標的選取
2.1 經(jīng)濟開放度的內(nèi)涵
經(jīng)濟開放度是衡量一國經(jīng)濟對外開放程度的綜合性指標,指一個國家或者地區(qū)社會化生產(chǎn)過程與國際社會再生產(chǎn)過程的聯(lián)系程度。一方面它表明一國國內(nèi)經(jīng)濟或國內(nèi)市場對國際市場的吸收能力,即對外部市場的接納能力;另一方面表明它對國際市場的參與及影響程度,也就是參與世界經(jīng)濟關(guān)系的程度。
2.2 經(jīng)濟開放度指標的選取
傳統(tǒng)的經(jīng)濟開放度是用這個國家或地區(qū)的外貿(mào)依存度來衡量的,通常用一國進出口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值來表示,但僅用外貿(mào)依存度作為經(jīng)濟開放度的衡量指標是不全面的,可能會帶來負面影響。
由于迄今為止還沒有形成一套公認的指標體系,因此在設(shè)計指標時應(yīng)以科學的發(fā)展觀為導向,以該國的經(jīng)濟發(fā)展階段、貿(mào)易發(fā)展水平和對外開放的特點為理論依據(jù)和原則。筆者在大量參考國內(nèi)外文獻并結(jié)合我國的實際情況選取商品貿(mào)易開放度、服務(wù)貿(mào)易開放度、實際關(guān)稅率、金融開放度、投資開放度以及生產(chǎn)開放度六個具有代表性的指標來衡量我國的經(jīng)濟開放度[2]。
3. 我國經(jīng)濟開放度指標的測算和分析
本節(jié)將對所選六個指標進行計算研究,數(shù)據(jù)來源于1985-2008年《中國統(tǒng)計年鑒》和國家外匯管理局網(wǎng)站1985-2007年的“中國國際收支平衡表”。
3.1我國經(jīng)濟開放度指標的計算
根據(jù)以上確定的我國經(jīng)濟開放度的測算指標分別對每個指標選定合適的計算方法進行計算。
(1) 商品貿(mào)易開放度:即外貿(mào)依存度,通常用貨物進出口總額除以該國的國內(nèi)生產(chǎn)總值來表示。
(2) 服務(wù)貿(mào)易開度:這是反映一國服務(wù)業(yè)開放程度,通常用服務(wù)進出口總額/gdp來表示。
(3) 實際關(guān)稅率:一國關(guān)稅率的高低反映了該國對國內(nèi)商品的保護程度,同時也反映了該國經(jīng)濟的開放程度。
(4) 金融開放度:通常用一個國家的資本流動總額/gdp[5]表示。本文采用國際收支平衡表中的“資本和金融項目”(借方和貸方之和)再加上“經(jīng)常項目”中的“投資收益”(借方和貸方之和)來表示流動資本總量。
(5)投資開放度:可以用外商直接投資總額/gdp和對外直接投資總額/gdp二者之和來表示。
(6)生產(chǎn)開放度:反映一國生產(chǎn)的國際化,一般用“三資企業(yè)”生產(chǎn)總值/工業(yè)總產(chǎn)值表示。
3.2 我國經(jīng)濟開放度指標分析及比較
根據(jù)上文進行計算并將各個指標的計算結(jié)果繪制如圖3.1
可以得出:我國的商品貿(mào)易開放度、金融開放度和生產(chǎn)開放度整體上都呈上升趨勢,而且貿(mào)易開放度與生產(chǎn)開放度增長速度較快,金融開放度相對增長地比較緩慢;投資開放度與服務(wù)開放度的的總體水平也在不斷提高,但是變化都比較平穩(wěn)。尤其是1998年以后我國的投資整體水平有所下降,說明我國的直接投資水平并不是很高,需要進一步增強投資開放程度;而我國的實際關(guān)稅率卻處于不斷下降的狀態(tài),由1985年的16.31%下降到2007年的1.95%,下降了14個百分點,這表明我國的經(jīng)濟開放程度在不斷擴大。
4. 我國經(jīng)濟開放度研究
4.1 模型的選擇
本文應(yīng)用因子分析綜合評價法得到我國經(jīng)濟開放度的綜合得分來對我國經(jīng)濟開放度進行分析和研究[3]。因子分析是通過研究多個指標相關(guān)矩陣的內(nèi)部依賴關(guān)系,找出控制所有變量的少數(shù)幾個公因子,將每個指標變量表示成公因子的線性組合,以再現(xiàn)原始變量與公因子之間的相關(guān)關(guān)系的一種分析方法。
因子分析的前提條件是:原有變量(指標)之間應(yīng)存在較強的相關(guān)關(guān)系。本文采用pearson相關(guān)關(guān)系方法來考察指標變量的相關(guān)關(guān)系,分別用表示,通過spss 13.0計算六個指標之間的相關(guān)系數(shù)矩陣為:
根據(jù)表4.1說明指標之間有很大重疊,符合因子分析的前提條件,故可進行因子分析。
4.2 模型的建立
應(yīng)用spss 13.0對經(jīng)濟開放度的六個指標進行因子分析,得出因子解釋原有變量總方差的情況,如表4.2所示:
由此可以看出,變量相關(guān)關(guān)系矩陣的前兩個特征根的累計方差貢獻率已達到了90.415%,說明前個公因子綜合了原始數(shù)據(jù)6個指標所能表達的足夠信息。在旋轉(zhuǎn)后兩個公因子的方差累計貢獻率沒有發(fā)生變化,和旋轉(zhuǎn)前完全相同,因此前兩個因子已足夠可以描述經(jīng)濟開放度。
同時,通過進行正交旋轉(zhuǎn),得到旋轉(zhuǎn)前后的載荷矩陣,如表4.3和4.4所示:
由表4.3和4.4可知,第一個公因子主要由商品貿(mào)易開放度、服務(wù)貿(mào)易開放度、金融開放度和生產(chǎn)開放度決定,主要表現(xiàn)的是除了實際關(guān)稅率和投資開放度的綜合影響;而第二個公因子卻在實際關(guān)稅率和投資開放度上都有很高的載荷,即它是反映實際關(guān)稅率和投資開放度水平的因子。
為了對我國經(jīng)濟開放度進行分析和綜合評價,通過因子得因子的分函數(shù)為:
4.3 我國經(jīng)濟開放度的測算
根據(jù)上述因子分析綜合評價模型求得我國各年經(jīng)濟開放度的綜合得分表繪制成相應(yīng)的曲線圖如圖4.1所示:
從上圖可以看出,中國經(jīng)濟開放度從1985年到2007年呈遞增的趨勢,尤其是1997年以后經(jīng)濟開放度增長較為迅速。隨著改革開放政策的推行,我國的經(jīng)濟開放度逐漸遞增,從1985年的3.45%上升到2007年的23.55%,比1985年增長了5.83倍。根據(jù)因子分析的結(jié)果,中國經(jīng)濟開放度前期較低,是由于我國的關(guān)稅保護政策阻礙了我國經(jīng)濟開放的進程,而其他激勵經(jīng)濟開放的指標卻沒能顯示出很大作用。但是,從1997年以后我國經(jīng)濟開放度增長速度有所加快,一方面反映了我國加入世貿(mào)組織,進一步增加了與世界經(jīng)濟的聯(lián)系,另一方面亦表明我們對世界經(jīng)濟的依賴程度有所增強。
5. 結(jié)論與建議
隨著中國加入wto和經(jīng)濟開放步伐的進一步加快,中國經(jīng)濟將全面融入到世界經(jīng)濟體系之中。研究中國經(jīng)濟的經(jīng)濟開放度狀況,對于加快我國經(jīng)濟的發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義[4]。
改革開放以來我國經(jīng)濟開放度有了明顯提高,為了進一步加強我國的經(jīng)濟開放度,應(yīng)該從反映經(jīng)濟開放度的各指標上著手,即要降低實際關(guān)稅率來鼓勵進口,加強商品、服務(wù)和生產(chǎn)的對外開放程度,繼續(xù)提高外資利用率和對外投資率以提高我國的投資開放度,加強資金在世界范圍內(nèi)的流動從而增強我國的金融開放度。
經(jīng)濟開放度既是衡量經(jīng)濟竟爭力的重要指標,也是體現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展水平的重要表征,經(jīng)濟開放程度的提高有利于我國對外貿(mào)易的發(fā)展,從而促進我國對內(nèi)改革,提高自身在國際市場的競爭力,從而促進我國經(jīng)濟的發(fā)展。
論文 關(guān)鍵詞：商業(yè)銀行 效率 風險 因子分析法
論文摘要：商業(yè)銀行的效率與風險問題是近年來學術(shù)界和銀行界關(guān)注的焦點。證明了將商業(yè)銀行的風險與效率放在統(tǒng)一框架下進行研究的重要性。另外，通過采用因子分析法實現(xiàn)了將更多反映商業(yè)銀行效率狀況的投入和產(chǎn)出指標納入到dea模型中，以更全面準確地對商業(yè)銀行的效率水平進行評估。實證研究發(fā)現(xiàn)，在我國商業(yè)銀行中，一些銀行通過承擔比較高的風險來提高自身的效率水平。因此，將風險因素納入到效率研究的分析框架中對于效率評估的準確性具有重要的現(xiàn)實意義。
l引言
對于“效率”內(nèi)涵的界定， 經(jīng)濟 學術(shù)界對此仍然爭論不休。薩繆爾森認為，效率意味著盡可能有效地運用經(jīng)濟資源以滿足人們的需要或不存在浪費，即當“經(jīng)濟在不減少一種物品生產(chǎn)的情況下，就不能增加另一種物品的生產(chǎn)時，它的運行便是有效率的”。這時經(jīng)濟處于生產(chǎn)可能性邊界之上。最常見意義上的“效率”是指現(xiàn)有生產(chǎn)資源與它們?yōu)槿祟愃峁┑男в弥g的對比關(guān)系。當效率概念用于某個 企業(yè) 時，“有效率”的涵義是指該企業(yè)在投入一定生產(chǎn)資源的條件下是否使產(chǎn)出最大，反過來講，就是在生產(chǎn)一定產(chǎn)出量時企業(yè)是否實現(xiàn)了“成本最小”，這也是我們常講的“微觀效率”。
對于商業(yè)銀行而言，作為經(jīng)營貨幣資金的特殊 金融 企業(yè)，為了實現(xiàn)利潤最大化這一目標，商業(yè)銀行必須投入資源，生產(chǎn)產(chǎn)品，并以一定價格出售產(chǎn)品。在這一過程中，商業(yè)銀行通過實行有效的管理，盡可能地節(jié)省投入或擴大產(chǎn)出，以實現(xiàn)利潤最大化。但是，投入的最小化或產(chǎn)出的最大化并不一定能夠?qū)崿F(xiàn)，銀行效率衡量的就是銀行追求投入最小化或產(chǎn)出最大化目標的實現(xiàn)程度。就具體含義而言，銀行效率是指銀行在業(yè)務(wù)活動中投入與產(chǎn)出或成本與收益之間的對比關(guān)系。
另外，在當前的銀行業(yè)中，行業(yè)和市場競爭壓力越來越大，這就為企業(yè)提高效率提供了強大的驅(qū)動力。但是，與此同時也加大了銀行可能采取高風險行為的傾向，促使一些銀行可能轉(zhuǎn)向高風險的業(yè)務(wù)、做出風險較大的組織安排，并吸納高風險的客戶。在市場經(jīng)濟條件下，銀行以其特殊的經(jīng)營對象與經(jīng)濟實體產(chǎn)生廣泛的聯(lián)系并對經(jīng)濟實體具有強大而深遠的影響，銀行體系的安全和穩(wěn)定與社會和公眾的利益之間密切相關(guān)。因此，在研究銀行效率問題時，勢必要將一些主要的風險因素考慮在內(nèi)，才有可能更客觀地反映銀行的現(xiàn)實效率狀況。
基于此，本文將把反映銀行風險問題的指標納入到效率研究之中，把風險控制作為銀行的一個產(chǎn)出目標，即在保持投入不變時，銀行的目標應(yīng)是在實現(xiàn)其它產(chǎn)出最大化的同時實現(xiàn)風險最小，或者在相同風險的情況下實現(xiàn)其它產(chǎn)出最大。同時，對商業(yè)銀行效率進行研究的 文獻 中較多使用了dea方法，dea能較好地解決多投入多產(chǎn)出的問題。
而其評價結(jié)果依賴于投入產(chǎn)出指標的選擇，在投入產(chǎn)出指標硬約束的限制下，全面準確選擇投入產(chǎn)出指標體系是取得銀行效率客觀評價的關(guān)鍵，而相關(guān)文獻中研究者往往是從其研究所考慮的角度出發(fā)來選擇投入與產(chǎn)出變量，這就會造成投入產(chǎn)出變量不能全面的反映銀行效率狀況，得出的效率評價結(jié)果僅僅是銀行在某一方面的效率水平。為了解決這一問題，本文在研究中采用了因子分析方法，從眾多的投入和產(chǎn)出變量中抽取出最重要的投入因子和產(chǎn)出因子，通過提練的投入因子和產(chǎn)出因子來衡量我國銀行的效率水平。本文以下部分是這樣安排的：第二部分是對dea分析方法與因子分析法進行簡要介紹；第三部分是實證部分，利用我國家商業(yè)銀行2006年的公開數(shù)據(jù)對其效率進行全面的評估；最后一部分是對全文的 總結(jié) 。
2投入產(chǎn)出變量的選取
在經(jīng)濟學界，著名經(jīng)濟學家r．w．shephard在研究生產(chǎn)成本時，曾引進被稱為“距離函數(shù)”的公式。隨后。farrell開創(chuàng)性的從微觀視角對企業(yè)效率問題進行研究，其對于效率的衡量是基于前沿函數(shù)或邊界函數(shù)來表示的。他指出在經(jīng)濟生產(chǎn)中。所有生產(chǎn)可能最佳解的點的連線組成一條效率前沿，該效率前沿將所有的生產(chǎn)可能的觀測值都包絡(luò)于生產(chǎn)前沿曲線之內(nèi)，所以被稱為包絡(luò)線。farrell指出廠商在產(chǎn)出量固定的情況下，有潛在的投入成本最小所組成的生產(chǎn)前沿，此前沿為具有完全效率的生產(chǎn)前沿，而任何一個生產(chǎn)點與生產(chǎn)前沿之間的差距，就是此生產(chǎn)點的無效率程度。按照farre11的思想，以非預(yù)設(shè)生產(chǎn)函數(shù)形態(tài)取代通常的預(yù)設(shè)生產(chǎn)函數(shù)形態(tài)的方法來評估效率問題，這也是非參數(shù)方法的最大優(yōu)點之一。
在此之后，charnes，cooper和rhodes將farrell的思想進一步的推廣，建立一般化的數(shù)學規(guī)劃模型，即ccr模型，在規(guī)模報酬固定的假設(shè)前提下，評估多項投入和多項產(chǎn)出的生產(chǎn)決定單元的相對技術(shù)效率水平。后來，banker，chanes和cooper放開規(guī)模報酬固定的假設(shè)，建立了bcc模型，進一步的將ccr模型中評估得到的技術(shù)效率分解為純技術(shù)效率和規(guī)模效率。fare建立了malmquist生產(chǎn)力變化指數(shù)，用來考察兩個相鄰時期生產(chǎn)率的變化。
dea方法測度商業(yè)銀行效率的關(guān)鍵在十選擇合適的投入產(chǎn)出項目。對商業(yè)銀行投入及產(chǎn)出進行定義的常用方法有：(1)生產(chǎn)法。銀行被認為是存款賬戶和貸款服務(wù)的生產(chǎn)者，能產(chǎn)生利潤的即為產(chǎn)出項目，若該項目需要凈支出(費用)時即為投入項目。因此，銀行產(chǎn)出項目為開設(shè)的各類存款賬戶的數(shù)量、通過存款賬戶所提供服務(wù)的數(shù)量(如開支票的次數(shù))和提供的貸款業(yè)務(wù)的項數(shù)；銀行投入項目為資本、勞動力及營運成本；(2)中介法。銀行從資金有剩余的居民和企業(yè)手中獲得資金，然后把它提供給需要資金和企業(yè)的居民，銀行是這一過程的中介者，銀行的產(chǎn)出項目是存款和貸款的金額，運作成本和利息成本構(gòu)成了銀行投入項目。
(3)資產(chǎn)法。銀行產(chǎn)出項目嚴格定義為銀行資產(chǎn)負債表中資產(chǎn)方的項目，主要是貸款和證券投資的金額，銀行投入項目定義為資產(chǎn)負債表中負債方項目。在具體的研究中，國內(nèi)外學者對于投入產(chǎn)出指標的選擇差別非常顯著，研究思路和研究結(jié)果存在兩個方面的問題：一是使用的投入指標和產(chǎn)出指標不一致。dea模型是通過線性規(guī)劃的方法比較產(chǎn)出和投入的值，而投入產(chǎn)出指標的差異必然造成每個評價單位效率值的差異，為了能準確地對銀行效率進行評價，我們需要全面準確地選取指標對銀行特征進行描述。二是沒有考慮銀行的風險問題。商業(yè)銀行是經(jīng)營風險的特殊企業(yè)，風險控制能力是銀行競爭能力的體現(xiàn)。根據(jù)金融學理論中的風險補償原則，風險與回報之間是對稱的，即高回報必然伴隨著高風險，高回報是對高風險的補償。因此，如果不把風險作為產(chǎn)出，或作為影響產(chǎn)出的因素進行考慮，僅僅考察銀行的投入與其它產(chǎn)出之間的關(guān)系來度量銀行的效率。這必然會造成效率的評價結(jié)果與我們的目標背道而馳。
商業(yè)銀行的效率目標必須服務(wù)于商業(yè)銀行的經(jīng)營目標。作為一個企業(yè)，追求利潤無疑是其目標中最具有本質(zhì)意義的一個，但商業(yè)銀行同時作為一個經(jīng)營風險的特殊企業(yè)，以及商業(yè)銀行在整個國家經(jīng)濟體系中的特殊位置，在追求利潤最大化的同時，保持必要的流動性和安全性也應(yīng)該納入到其經(jīng)營的目標體系之中。
因此，為了更全面的度量商業(yè)銀行的效率，本文將把反映商業(yè)銀行在經(jīng)營中各個不同方面特征的指標納入到dea模型中。具體地，本文選取了職工總?cè)藬?shù)、機構(gòu)總數(shù)、固定資產(chǎn)凈值、總資產(chǎn)、所有者權(quán)益、存款、利息支出和營業(yè)費用八個不同方面指標作為投入變量，選取投資、貸款、利息收入、非利息收入、稅前利潤、資本充足性和流動性指標作為產(chǎn)出變量。這里僅對資本充足性和流動性兩個度量商業(yè)銀行風險水平的指標作一個說明，其它指標由于在其他作者的文獻中都有出現(xiàn)，這里不再累贅。
(1)資本充足性。資本充足性反映了銀行的規(guī)模、優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)水平、利潤積累水平、資產(chǎn)配置合理星級資本的質(zhì)量?？疾焐虡I(yè)銀行資本充足性常用的指標有資本充足率、核心資本率、風險資產(chǎn)準備金率、資本杠桿率、核心資本長期債務(wù)率及權(quán)益與未分配利潤比率等。我們在綜合考慮各項指標的情況下選擇了權(quán)益與未分配利潤比率作為衡量資本充足性的指標，這個指標反映了權(quán)益與未分配利潤在總資產(chǎn)中所占的比重，從一個側(cè)面反映了商業(yè)銀行的風險狀況。
(2)流動性。流動性反映商業(yè)銀行在面對現(xiàn)在和將來資金需求時，對短期不穩(wěn)定資金的依賴性和應(yīng)對資金變現(xiàn)需求時資產(chǎn)可能發(fā)生的損失。流動性相關(guān)指標主要有對流動負債依存度、短期流動資產(chǎn)比率、存貸款比例、中長期貸款比率、備付金比率和拆入資金比率等。我國國情具有特殊性，雖然沒有像西方國家那樣存在存款保險制度，但我們國家的信用是商業(yè)銀行無形的存款保險，客戶儲蓄存款更多的是出于預(yù)防性動機，發(fā)生流動性危機造成銀行恐慌的概率很小，因此，我們無論從資產(chǎn)管理還是負債管理或者是資產(chǎn)負債和理哪一個角度出發(fā)都可以。我們吸收資產(chǎn)負債管理理論的思想選擇存貸款比率來衡量商業(yè)銀行的資產(chǎn)的流動性。最后，由于受到dea模型中投入產(chǎn)出指標硬約束的限制，我們將采用因子分析法來分別對產(chǎn)出和投入指標進行提練，尋找出最本質(zhì)的投入和產(chǎn)出變量。
3實證結(jié)果及其分析
利用我國12家商業(yè)銀行2006年的數(shù)據(jù)， 計算 過程借助于spss11．5軟件操作完成。由附表1可知，根據(jù)特征值大于1的原則，投入變量我們選人了2個公共因子，產(chǎn)出變量選人了3個公共因子。從累計貢獻率來看，投入變量的2個公共因子反映了原有信息的99．69，產(chǎn)出變量的3個公共因子反映了原有信息的96．99。
接著，本文將根據(jù)各因子的方差貢獻率占各因子總方差貢獻率的比重為權(quán)重進行加權(quán)匯總，可以分別求得各銀行投入和產(chǎn)出變量的綜合得分(附表2)。計算公式分別為：
從表1中可知，四大國有商業(yè)銀行的效率得分明顯偏低，從技術(shù)效率來看，僅建設(shè)銀行和
最后，為了判斷我國商業(yè)銀行中是否存在為了追求高效率而采取了高風險的行為，本文還 計算 了未考慮風險因素時各樣本商業(yè)銀行的技術(shù)效率得分(見表2)。另外，表5中還包含了考慮風險因素后各樣本商業(yè)銀行的技術(shù)效率得分，考慮風險因索前后技術(shù)效率得分之差以及反映各商業(yè)銀行風險狀況的度量指標(資本充足性和流動性)。從技術(shù)效率值的變化情況來看，考慮風險因素前后變化最大的是深發(fā)展，其效率差值為0．579，與此同時，我們可以觀察到，深發(fā)展的兩l、瓜喻度龜指標也表明其風險程度是最高的。
在樣本商業(yè)銀行中，深發(fā)展的資本充足性是最低的(2．5)，其流動性也是最差的(1．092)。為了更準確地判斷我國商業(yè)銀行中存在的效率與風險之間的關(guān)系，我們計算了考慮風險因素前后效率差與風險度量指標資本充足性和流動性的相關(guān)系數(shù)，它們分別為一o．42和一o．72。這表明。在我國商業(yè)銀行中，存在著為了追求高效率而采取高風險的行為這樣一種現(xiàn)象，即一些商業(yè)銀行的高效率是通過犧牲其風險水平(降低資本充足性和流動性)為代價而獲得的。在圖1中，我們可以清晰地觀察效率與風險之間的關(guān)系。很明顯，一些銀行通過降低其流動性而獲得效率水平的提升。
4結(jié)論
本文通過采用因子分析法，從眾多的投入和產(chǎn)出變量中抽取出最重要的投入因子和產(chǎn)出因子，通過提練的投入因子和產(chǎn)出因子來衡量我國商業(yè)銀行的效率水平。同時，將風險問題納入到商業(yè)銀行的效率分析框架，將效率分為未經(jīng)風險調(diào)整的效率和經(jīng)過風險調(diào)整的效率，通過實證研究發(fā)現(xiàn)，一些商業(yè)銀行通過承擔過高的風險，而獲得未經(jīng)風險調(diào)整的效率水平的提高。為此，可以看出，將風險因素納入效率的分析框架中對于效率評估的準確性和客觀性都具有重要的現(xiàn)實意義。
另外，本文的不足之處在于對商業(yè)銀行風險的衡量時采取了比較單一的指標，未來的研究方向應(yīng)是引入綜合的模型指標對于商業(yè)銀行的風險進行更 科學 的計量，并將其納入效率的評估模型中。當然，本文的目的在于探討在對效率進行評價時納入風險因素的重要性。而實證只是對此觀點所進行的初步驗證，深層次的問題還有待于進一步的研究。
摘要：對水稻（oryza sativa l.）金優(yōu)38產(chǎn)量及其構(gòu)成因子進行了分析，結(jié)果表明，變異系數(shù)由大到小依次為每穗實粒數(shù)、有效穗數(shù)、結(jié)實率、產(chǎn)量、穗長、千粒重；千粒重、每穗實粒數(shù)和有效穗數(shù)與產(chǎn)量的相關(guān)性均達顯著水平；3個主導因子千粒重、每穗實粒數(shù)、有效穗數(shù)對產(chǎn)量的直接通徑系數(shù)分別是0.603 5、0.446 7、0.415 6。綜合各分析結(jié)果，在金優(yōu)38栽培過程中應(yīng)主攻每穗實粒數(shù)和有效穗數(shù)，以達到增產(chǎn)的目的。
關(guān)鍵詞：水稻（oryza sativa l.）；金優(yōu)38；產(chǎn)量構(gòu)成因子；分析
水稻（oryza sativa l.）金優(yōu)38是湖北省黃岡市農(nóng)業(yè)科學院選育的高產(chǎn)水稻新品種，2002～2003年參加湖北省晚稻區(qū)試，2004年通過了湖北省農(nóng)作物品種審定委員會的審定，2006～2007年參加國家區(qū)試，2008年參加國家生產(chǎn)試驗，2009年通過了全國農(nóng)作物品種審定委員會的審定，審定編號為國審稻2009025。本研究通過對金優(yōu)38產(chǎn)量構(gòu)成因子進行分析，明確了其高產(chǎn)栽培的最佳途徑，優(yōu)化了生產(chǎn)管理模式，為進一步提高其產(chǎn)量提供理論依據(jù)。
1 材料與方法
利用金優(yōu)38在2002～2003年省區(qū)試和2006～2007年國家區(qū)試匯總中的32個點次的產(chǎn)量結(jié)果進行變異系數(shù)分析，研究金優(yōu)38的穩(wěn)產(chǎn)性；并對匯總的32點次產(chǎn)量構(gòu)成因子進行偏相關(guān)、回歸和通徑分析，研究金優(yōu)38產(chǎn)量構(gòu)成因子及其對產(chǎn)量的作用[1]。
2 結(jié)果與分析
2.1 金優(yōu)38產(chǎn)量及其構(gòu)成因子的變異系數(shù)
栽培因素對水稻產(chǎn)量及其構(gòu)成因子的影響是由外界環(huán)境因素與作物自身基因共同決定的，其表現(xiàn)型的變化差異直接反映出栽培因素的影響，變異系數(shù)小的遺傳力高，不易受環(huán)境條件的影響，利用栽培條件改良該性狀的潛力小；反之，變異系數(shù)大的遺傳力低，容易受外在環(huán)境條件的影響，可以通過改變外在的栽培條件而獲得理想性狀，提高產(chǎn)量的潛力也較大。對金優(yōu)38產(chǎn)量及其構(gòu)成因子的變異系數(shù)進行分析，結(jié)果見表1。從表1可以看出，5個產(chǎn)量構(gòu)成因子中變異系數(shù)由大到小依次為每穗實粒數(shù)（23.10%）、有效穗數(shù)（21.40%）、結(jié)實率（12.05%）、穗長（6.78%）、千粒重（4.15%）；產(chǎn)量變異居中，變異系數(shù)為11.51%。表明每穗實粒數(shù)、有效穗數(shù)受環(huán)境影響變化較大，通過改善栽培措施、改進水肥等條件可以提高金優(yōu)38的實粒數(shù)和有效穗數(shù)；而穗長和千粒重的變異系數(shù)較小，表明控制兩性狀的基因的遺傳力較高，性狀相對穩(wěn)定，促變的空間較小。因此在生產(chǎn)實踐中應(yīng)主攻實粒數(shù)和有效穗數(shù)以達到增產(chǎn)、增效的目的。
2.2 金優(yōu)38產(chǎn)量及其構(gòu)成因子的偏相關(guān)關(guān)系
在產(chǎn)量與各產(chǎn)量構(gòu)成因子的偏相關(guān)關(guān)系中，千粒重與產(chǎn)量極顯著相關(guān)，每穗實粒數(shù)和有效穗數(shù)與產(chǎn)量顯著相關(guān)，而穗長和結(jié)實率與產(chǎn)量相關(guān)性不顯著（表2）。
各產(chǎn)量構(gòu)成因子之間的偏相關(guān)關(guān)系中，有效穗數(shù)、每穗實粒數(shù)、千粒重3因子兩兩之間呈顯著負相關(guān)關(guān)系，穗長與結(jié)實率之間呈極顯著負相關(guān)關(guān)系，表明這些產(chǎn)量構(gòu)成因子之間存在著相互制約關(guān)系，即隨著有效穗數(shù)的增加，每穗實粒數(shù)減少、千粒重降低；隨著穗長增加，結(jié)實率下降。穗長與每穗實粒數(shù)之間呈正相關(guān)關(guān)系，表明穗子越長，每穗實粒數(shù)越多。
2.3 金優(yōu)38產(chǎn)量及其構(gòu)成因子的數(shù)量關(guān)系
對金優(yōu)38產(chǎn)量及其構(gòu)成因子的數(shù)量關(guān)系進行分析，以有效穗數(shù)（x1）、穗長（x2）、每穗實粒數(shù)（x3）、結(jié)實率（x4）、千粒重（x5）為自變量，產(chǎn)量（y）為因變量，進行多元回歸分析，多元回歸方程為：
y=-5 072.522 34+7.153 63x1-276.760 50x2+38.459 37x3-17.129 39x4+499.759 73x5（f=5.430 0**>f0.01=0.001 5）；
最優(yōu)回歸方程：
y=-7 966.827 90+ 5.790 60x1+ 15.771 37x3+ 412.553 40x5（f=7.420 0**>f0.01=0.000 8）
結(jié)果顯示，多元回歸方程及最優(yōu)回歸方程的復相關(guān)系數(shù)均達極顯著水平，表明金優(yōu)38產(chǎn)量與其產(chǎn)量構(gòu)成因子之間存在密切的線性關(guān)系。在3個產(chǎn)量主要構(gòu)成因子中，任1個因子在其他2個因子保持固定時對產(chǎn)量的效應(yīng)為：有效穗每增減10 000穗/hm2，產(chǎn)量增減57 906.0 kg/hm2；每穗實粒數(shù)每增減1粒，產(chǎn)量增減15.771 37 kg/hm2；千粒重每增減1 g，產(chǎn)量增減412.553 40 kg/hm2。
2.4 金優(yōu)38產(chǎn)量構(gòu)成因子對產(chǎn)量的作用
為明確金優(yōu)38的3個產(chǎn)量主導因子對產(chǎn)量的直接影響力，對其進行通徑分析，結(jié)果（表3）表明，3個主因子中，千粒重對產(chǎn)量的影響最大，其通徑系數(shù)為p5y=0.603 5，達極顯著水平，但由于受到有效穗和每穗實粒數(shù)的影響，其最后凈效應(yīng)為0.568 0。每穗實粒數(shù)（p3y=0.446 7）對產(chǎn)量的影響次之，有效穗數(shù)（p1y=0.415 6）對產(chǎn)量的影響最小，但均達顯著水平。有效穗數(shù)對產(chǎn)量的凈效應(yīng)受到每穗實粒數(shù)的負效應(yīng)影響較大；每穗實粒數(shù)受到有效穗數(shù)和千粒重的雙重負效應(yīng)影響。因此，在金優(yōu)38栽培過程中，應(yīng)考慮到各產(chǎn)量構(gòu)成因子之間的相互制約作用。
3 小結(jié)與討論
不同的栽培制度對水稻產(chǎn)量及其構(gòu)成因子有較大影響。符家安等[2]通過對廣兩優(yōu)476的研究認為，通過施用氮肥影響有效穗數(shù)和結(jié)實率，可提高其產(chǎn)量。楊生龍等[3]對57個水稻品種研究表明，水稻在極度節(jié)水灌溉栽培條件下有效穗數(shù)減少，每穗實粒數(shù)下降，而結(jié)實率和千粒重提高，對穗長影響不大。本研究分析結(jié)果表明，在金優(yōu)38的5個產(chǎn)量構(gòu)成因子中，有效穗數(shù)、每穗實粒數(shù)、結(jié)實率這3個因子受栽培制度影響變化較大，而千粒重和穗長受環(huán)境影響較小，這與楊生龍等[3]研究的結(jié)果有所差異。
不同水稻品種，其產(chǎn)量構(gòu)成因子與產(chǎn)量之間的相關(guān)性存在差異。袁小樂等[4]對超級早稻與晚稻的研究表明，早稻產(chǎn)量與每穗粒數(shù)和結(jié)實率的關(guān)系密切，而晚稻產(chǎn)量與有效穗數(shù)和每穗粒數(shù)關(guān)系密切。新稻19號每穗總粒數(shù)、有效穗數(shù)與產(chǎn)量達顯著正相關(guān)，有效穗數(shù)與每穗總粒數(shù)之間存在顯著的負相關(guān)[5]。本研究結(jié)果表明，在金優(yōu)38各產(chǎn)量構(gòu)成因子與產(chǎn)量的偏相關(guān)關(guān)系中，與產(chǎn)量的相關(guān)性從大到小依次是：千粒重、每穗實粒數(shù)、有效穗數(shù)，而穗長和結(jié)實率與產(chǎn)量之間的相關(guān)性未達到顯著水平。
通過對金優(yōu)38產(chǎn)量構(gòu)成因子及產(chǎn)量進行變異系數(shù)分析、偏相關(guān)分析、回歸分析和通徑分析，確定了影響其產(chǎn)量的主要因子為千粒重、每穗實粒數(shù)和有效穗數(shù)，且環(huán)境條件對每穗實粒數(shù)和有效穗數(shù)影響較大，所以在栽培過程中應(yīng)主攻實粒數(shù)和有效穗數(shù)，從而達到增加產(chǎn)量的目的。
摘要：通過因子分析對我國商業(yè)銀行的經(jīng)營業(yè)績規(guī)模因子、安全性因子、經(jīng)營效益因子、贏利性因子進行排名和評價，可以看出我國傳統(tǒng)的四大國有商業(yè)銀行的排名靠前，而新成立的商業(yè)銀行雖然排名靠后，但是其贏利能力比較強，發(fā)展勢頭很好。
關(guān)鍵詞：商業(yè)銀行；績效；因子分析
一、引言
績效分析的目的在于確定和測量期望績效與當前績效之間的差距?？冃Х治鍪钦麄€績效改進系統(tǒng)的重要一環(huán)。商業(yè)銀行通過績效分析可以實現(xiàn)有效的內(nèi)部管理，提高經(jīng)營效率和核心競爭力，有助于我國商業(yè)銀行在面對外資銀行時提高生存競爭能力。
隨著中國加入WTO后過渡時期的結(jié)束，商業(yè)銀行的競爭力問題越來越成為學術(shù)界的研究熱點。對于商業(yè)銀行競爭力的評價方法和評價指標體系及如何提高等等問題，學者們從不同角度，得出了不同結(jié)論。本文試圖通過對中國商業(yè)銀行的研究，分析商業(yè)銀行現(xiàn)實競爭力的關(guān)鍵影響因素，并對中國現(xiàn)有商業(yè)銀行的競爭力進行評價和排名。
二、文獻綜述
近年來，國內(nèi)外對商業(yè)銀行績效的分析研究不斷深入，從不同角度給出一系列商業(yè)銀行績效的評價指標和政策建議。 蔣滿霖、周國霞(2007)采用因子分析對2001年至2005年間中國五家上市銀行的現(xiàn)實競爭力進行評價，嘗試設(shè)計上市銀行現(xiàn)實競爭力評價指標體系，并就提高上市銀行的現(xiàn)實競爭力給出政策性建議。
孫繼國、伍海華(2004)針對入世后中外銀行的競爭體現(xiàn)為績效的競爭，對2002年我國12家商業(yè)銀行之間的差距，認為上市可以提高商業(yè)銀行的績效。
De Mirgue Kunt和Huizinga(2000)對80個國家5000多個觀測值計量檢驗發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展與金融結(jié)構(gòu)的變遷對銀行績效有顯著的影響，隨著金融發(fā)展程度的提高。銀行業(yè)競爭加強、效率改善，銀行績效卻呈下降趨勢。
三、因子分析指標
商業(yè)銀行的績效分析是通過對商業(yè)銀行的財務(wù)和非財務(wù)指標的定量和定性分析來考核商業(yè)銀行的經(jīng)營狀況，判斷銀行的生存能力和發(fā)展?jié)摿?，鑒別銀行的整體運作是否健康的一種分析方法。
對銀行績效進行因子分析，應(yīng)采用以經(jīng)濟增加值為核心的財務(wù)指標的分析，另外還包括了從員工、客戶、內(nèi)部流程角度出發(fā)設(shè)計的財務(wù)和非財務(wù)指標，從而形成對所以部門所以員工的覆蓋。
從科學性、系統(tǒng)性、可比性和可操作性等基本指標設(shè)計原則考慮，本文選取四個方面的分析指標：銀行規(guī)模、盈利增長性、安全性和流動性。
銀行規(guī)模是指商業(yè)銀行的市場規(guī)模，選取反映銀行規(guī)模的指標有主營業(yè)務(wù)收入(億元)、資本總額(億元)、存款總額(億元)、貸款總額(億元)、職工人數(shù)(人)。
贏利增長性指標是指對經(jīng)營過程中獲得利潤的衡量和經(jīng)營效益水平的衡量，反映盈利性的指標選取了利潤增長率(％)、資本增長率(％)、存款增長率(％)、貸款增長率(％)、資產(chǎn)利潤率(％)和人均利潤(百萬／人)。
安全性是指商業(yè)銀行在經(jīng)營中使資產(chǎn)避免遭受風險的能力，選取了資產(chǎn)負債率(％)、貸款損失準備率(％)、不良貸款率(％)、核心資本充足率(％)和資本充足率(％)。
流動性是銀行及時滿足各種資金需求或者回收資金的能力。適度的流動性是銀行經(jīng)營的關(guān)鍵，指標有存貸比率(％)、存貸比率是貸款額與存款額的比率。
四、因子分析數(shù)據(jù)結(jié)果
選取我國14家商業(yè)銀行2008年的數(shù)據(jù)，基本數(shù)據(jù)來自各銀行的年報，并經(jīng)過財務(wù)處理得到的。
使用SPSS運用因子分析的方法得到相關(guān)系數(shù)矩陣R的特征值及貢獻率，如表1所示。
從表中可以得到，變量的相關(guān)系數(shù)矩陣R有4大特征根，即7.02、4.72、2.08和1.55。根據(jù)累計貢獻率大于或者等于85％的原則，我們選取前4個主成分就能基本完全代表原始變量的所有信息。同時基于過程內(nèi)特征根大于1的原則，相應(yīng)提取4個主成分量F1、F2、F3、F4。第一個因子在主營業(yè)務(wù)收入、資本總額、存款總額、貸款總額和職工人數(shù)有較大的載荷，我們稱其為銀行規(guī)模因子；第二個因子在資產(chǎn)利潤率、資產(chǎn)負債率、不良貸款率、資本充足率和核心資本充足率有較大的載荷，稱其為銀行安全性因子；第三個因子在利潤增長率、存款增長率、貸款增長率、人均利潤和貸款損失準備金率上有較大的因子載荷，我們稱為銀行經(jīng)營效益因子；第四個因子在資本增長率和存貸比上有較大載荷，稱其為銀行贏利性因子。
根據(jù)各主成分與指標的關(guān)系式計算F1、F2、F3、F4的值，然后結(jié)合表1，按照貢獻率加權(quán)計算出各家銀行的因子得分：F=0.413*F1+0.2777*F2+0.1221*F3+0.0911*F4
將各家銀行的因子得分進行排序后得到表2。
從表2看出，根據(jù)銀行規(guī)模因子(F1)，四大國有銀行位居前4名，這4家銀行起步較早，受政府扶持較大，并且由于國家控股具有品牌規(guī)模優(yōu)勢；在銀行安全性因子(F2)方面，中信銀行得分最高，而農(nóng)行因為多年對農(nóng)業(yè)和國有企業(yè)進行扶持，背上很多包袱，其不良貸款率較高，資本充足率非常低，由于還沒上市，所以還沒有通過國家補貼解決不良貸款的問題；根據(jù)銀行經(jīng)營效益因子(F3)，恒豐銀行、中信銀行這些起步較晚的小型商業(yè)銀行，其經(jīng)營效益最好；在銀行贏利性因子(F4)方面，恒豐銀行、工行、建行和中行居前4位，恒豐銀行作為起步最晚的商業(yè)銀行，發(fā)展勢頭很好，盈利能力比較強。
綜合排名前4位的是工商銀行、建設(shè)銀行、中國銀行和農(nóng)業(yè)銀行。后四位是光大銀行、深圳發(fā)展銀行、華夏銀行和浦發(fā)銀行。從商業(yè)銀行發(fā)展歷史看，四大國有商業(yè)銀行的地位目前來看不可動搖，其規(guī)模優(yōu)勢是其他商業(yè)銀行無法比擬的。
1高校大學生實習成效的影響因素分析
1.1試驗過程
1.1.1T檢驗與信度分析
進行因子分析前必須對問卷進行穩(wěn)定性和可靠性檢驗。經(jīng)過單個樣本檢驗，可得Sig=0.00，當Sig＜0.05，就可說明12個題項具有較好的區(qū)分度，即能夠區(qū)分出不同題項被測試的反應(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，如進行描述、抽取、旋轉(zhuǎn)等步驟(操作過程略)。在進行因子分析前，必須進行KMO與球形測試，用于判斷是否適合進行因素分析。KMO值為0.846(＞0.6)，適合進行因素分析。同時Bartlett''''sTestX2值為846.109，Sig＜0.05，達到顯著，亦說明適合進行因素分析。根據(jù)荷載值可知:第一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為提取標準，共提取3個因素，累積貢獻率為70.726%，已經(jīng)達到因子分析要求。因子分析過程自動根據(jù)特征值大小對新因子進行排列?？闯鲆蕴卣髦怠?為標準，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(實習意愿)、a5(獨自實習傾向)、a6(參與實習主動性)、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項可歸結(jié)為大學生個人的認知與行為在實習成效中的影響作用，可將F1稱為實習個體成熟度。F2主要反映出a1(實習必要性認識)、a3(實習安排服從度)、a12(他人影響)的信息。這3項涉及個體認知、過程有關(guān)，可將F2命名為實習適應(yīng)能力。F3主要反映出a2(對實習的期望)、a7(對實習內(nèi)容的滿意)的信息。這2項可以解讀為與實習目標層次和實際實習內(nèi)容等有關(guān)，故命名為實習匹配程度。經(jīng)過因子分析后，可以歸納出影響高校大學生實習成效的主要因素是:實習個體成熟度、實習適應(yīng)能力、實習匹配程度。
2提升高校大學生實習成效的管理建議
總體而言，本次問卷設(shè)計、數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析是成功的，所得結(jié)果亦較符合實際情況。本文所提煉的新因子基本表達了原有信息，較好地反映了目前高校大學生實習過程中的影響因素以及高校組織實習所面臨的困難?；谝蜃臃治鼋Y(jié)果，提出高校和大學生應(yīng)從以下幾方面來共同提高實習效果。
2.1提前培育大學生對實習認知與接納的態(tài)度
實習是以學生為主體、學校或企業(yè)為主導的一項相互配合的活動。大學生是否清楚地意識到實習對自身的作用、能否從心理接納實習并將意識轉(zhuǎn)化為實習行動，這是決定大學生實習成效的首要因素。因此，高校必須將實習所要達到的目的、實習過程與方法、實習與理論如何結(jié)合等問題，在實習前及時進行教導，讓大學生在思想上樹立起強烈的實習意識和對實習活動的接納意愿。同時，應(yīng)培養(yǎng)大學生的獨立自主意識和獨立工作能力，形成正確的實習價值觀和自主實習心態(tài)。此外，大學生亦應(yīng)在實習期間初步學會自行化解工作難題或困擾的能力，以獨立自主的勢態(tài)迎接實習挑戰(zhàn)。
2.2注重培養(yǎng)大學生實習協(xié)調(diào)與適應(yīng)能力
大學生開展實習必須基于實習單位的業(yè)務(wù)及統(tǒng)籌安排，僅僅認識到實習的重要性并不能取得預(yù)期的實習成效。因此，只有將實習必要性的認知融入到實習過程和行為活動中，并將實習內(nèi)容與實習單位的任務(wù)安排結(jié)合起來，同時，也應(yīng)注重培養(yǎng)并提高大學生處理人際關(guān)系的能力，注意與實習單位的員工進行有效協(xié)作，充分學習或利用他人的知識技能，這樣，才能更好地完成實習任務(wù)并取得預(yù)期的實習效果，最終提高大學生對實習單位的適應(yīng)能力和實習效果。
2.3因人而異提高實習雙向匹配程度
當代大學生個性迥異，興趣愛好不同，職業(yè)規(guī)劃不一，高校已無法施行“一刀切”的實習管理模式。盡管已經(jīng)在大學生思想中樹立了實習意識，但并不等于在大學生中統(tǒng)一了實習理念和看法。因此，要盡量了解大學生對專業(yè)知識的把握程度、對專業(yè)的興趣愛好程度以及對實習所持的心態(tài)與期望;要合理地調(diào)節(jié)大學生對實習的期望值，與學生共同確定實習目標，避免出現(xiàn)實習心理落差。同時，應(yīng)根據(jù)不同專業(yè)難度和興趣方向，調(diào)整實習內(nèi)容，做到實習者與實習內(nèi)容的雙向匹配，以提高實習的積極性和實習成效?？傊?，要想取得完美的實習效果，既要高校與學生一起達成實習共識，明確實習目標，又要時時跟蹤實習發(fā)展動態(tài)，分析實習期間出現(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生實習過程中產(chǎn)生的各種問題，并有效地改進實習管理。
作者：吳丹丹單位：福州大學
