基于因子分析的中國地區(qū)商品價(jià)格波動(dòng)研究

石洪景

（福建江夏學(xué)院 經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，福建 福州 350108）

商品之所以有價(jià)格源于其有使用價(jià)值，商品價(jià)格一般由人力價(jià)格和材料價(jià)格構(gòu)成[1].商品價(jià)格水平的波動(dòng)對企業(yè)生產(chǎn)、社會(huì)消費(fèi)、宏觀經(jīng)濟(jì)政策的制定與實(shí)施和微觀經(jīng)濟(jì)政策的調(diào)整都會(huì)產(chǎn)生重要的影響.作為生產(chǎn)企業(yè)和經(jīng)銷企業(yè)必須關(guān)注商品價(jià)格的波動(dòng)，以便及時(shí)制定有針對性的生產(chǎn)、營銷措施[2].商品價(jià)格的高低不但關(guān)系到買賣雙方的切身利益，也直接影響到消費(fèi)者對某些商品的購買意愿以及購買數(shù)量的多少，商品價(jià)格是消費(fèi)者購買心理中最敏感的因素，商品價(jià)格通過影響消費(fèi)者的購買心理進(jìn)而作用于消費(fèi)者的購買行為[3].在市場競爭中，商品價(jià)格越來越多地被廣大商家作為一種有力的市場競爭武器來使用，通過商品價(jià)格的調(diào)控來獲取市場競爭的優(yōu)勢[4].消費(fèi)者在購買商品時(shí)，會(huì)通過與市場上同類商品比較、自己的心理定位、相對性比較、商品的外觀特征、消費(fèi)者自身的感受經(jīng)驗(yàn)、企業(yè)定價(jià)的動(dòng)機(jī)和企業(yè)聲譽(yù)等方面關(guān)注商品價(jià)格的公正性，并對商品價(jià)格做出主觀的公正價(jià)值判斷，其價(jià)值判斷直接影響到消費(fèi)者的購買決策[5].

由此可知，商品價(jià)格不但關(guān)系到生產(chǎn)企業(yè)、經(jīng)銷企業(yè)等供應(yīng)方的利益，也關(guān)系到購買者的心理感知、經(jīng)濟(jì)利益獲取、消費(fèi)價(jià)值的最大化等問題.然而隨著國際化進(jìn)程的加快、市場化程度的不斷提高等，商品價(jià)格會(huì)受到國家政策、市場因素等的影響而使其自身的波動(dòng)成為一種常態(tài)[6].因而有必要找出影響商品價(jià)格波動(dòng)的主要因素和商品價(jià)格波動(dòng)水平的高低，從而為有針對性地采取相應(yīng)措施來保障商品價(jià)格的穩(wěn)定性提供依據(jù).

1 商品價(jià)格波動(dòng)分析及其評價(jià)指標(biāo)設(shè)計(jì)

1.1 商品價(jià)格波動(dòng)分析

商品價(jià)格的波動(dòng)往往是多種因素綜合作用的結(jié)果，如市場環(huán)境因素、企業(yè)自身因素、成本因素、國家政策方面的因素以及市場的供求平衡規(guī)律等都會(huì)在不同程度上影響到商品價(jià)格的波動(dòng)[6].周凱歌等[7]通過選取冶金、化工、食品和紡織四個(gè)行業(yè)的2003年1月至2008年4月的相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究分析，發(fā)現(xiàn)能源價(jià)格與商品價(jià)格之間存在長期均衡關(guān)系，商品價(jià)格明顯受到能源價(jià)格的變化影響，且能源價(jià)格對不同行業(yè)的商品價(jià)格的沖擊程度有所不同.解學(xué)祖[2]認(rèn)為商品價(jià)格水平的高低不僅取決于商品價(jià)值量的大小，也受到市場上商品供求關(guān)系的影響.托馬斯·郝爾伯林等[8]通過研究發(fā)現(xiàn)新興國家的飛速發(fā)展、生物燃料的興起、供應(yīng)增加遲緩、商品之間的價(jià)格傳導(dǎo)以及低利率和美元貶值等都是推動(dòng)商品價(jià)格上漲的重要力量.朱國華[9]認(rèn)為要考察商品價(jià)格暴漲的原因可從根本原因、物質(zhì)原因、金融原因、技術(shù)原因以及基礎(chǔ)性支撐原因等幾個(gè)方面著手分析.譚順[10]認(rèn)為商品的價(jià)格是由商品價(jià)值決定的基礎(chǔ)價(jià)格與商品使用價(jià)值決定的調(diào)整的價(jià)格共同構(gòu)成，即商品價(jià)格是一個(gè)復(fù)合性價(jià)格.許亞萍[11]通過對北京市零售業(yè)商品價(jià)格的考察，發(fā)現(xiàn)商品價(jià)格受到許多因素的影響，而其中消費(fèi)者群體的構(gòu)成、銷售模式的變化、供應(yīng)鏈等因素對零售業(yè)商品價(jià)格的波動(dòng)起著至關(guān)重要的作用.劉萌芽等[12]認(rèn)為市場供求關(guān)系對商品價(jià)格的影響只是一個(gè)幌子，真正決定商品和勞務(wù)交易價(jià)格的是其背后的實(shí)力，如壟斷、產(chǎn)權(quán)專有權(quán)、信息不對稱等因素.

1.2 評價(jià)指標(biāo)設(shè)計(jì)

從以上學(xué)者的相關(guān)研究可知，影響商品價(jià)格波動(dòng)的因素復(fù)雜多樣.為此，在借鑒相關(guān)學(xué)者已有研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合商品價(jià)格的內(nèi)涵，筆者從構(gòu)成商品的各個(gè)具體產(chǎn)品類別出發(fā)來選取相應(yīng)的指標(biāo)內(nèi)容，即從商品大類中選取食品類、家庭用品類、醫(yī)療保健品類、生產(chǎn)建筑品類以及精神產(chǎn)品類作為評價(jià)商品價(jià)格高低的依據(jù).在確定指標(biāo)選取的內(nèi)容及范圍后，為了便于統(tǒng)計(jì)分析與研究，需要找出具體的分析指標(biāo)，根據(jù)研究內(nèi)容的要求，選取了食品、紡織品、家用電器及音像器材、文化辦公用品、日用品、體育娛樂用品、交通通信用品、中西藥品及醫(yī)療保健用品、書報(bào)雜志及電子出版物和建筑材料及五金電料等10個(gè)具體的分析指標(biāo).

2 商品價(jià)格波動(dòng)評價(jià)指標(biāo)的數(shù)據(jù)來源

在確定好10個(gè)具體分析指標(biāo)的基礎(chǔ)上，為了準(zhǔn)確科學(xué)地反映出商品價(jià)格波動(dòng)的內(nèi)涵，評價(jià)指標(biāo)的數(shù)據(jù)必須符合科學(xué)性、完備性、可靠性、可獲得性且可比性的原則[13].因此，筆者選取了2010年全國各地區(qū)的商品零售價(jià)格分類指數(shù)（見表1），以此作為評價(jià)商品價(jià)格波動(dòng)的數(shù)據(jù)指標(biāo)，并對這10個(gè)數(shù)據(jù)指標(biāo)做如下變量假設(shè)：食品為χ1，紡織品為χ2，家用電器及音像器材為χ3，文化辦公用品為χ4，日用品為χ5，體育娛樂用品為χ6，交通通信用品為χ7，中西藥品及醫(yī)療保健用品為χ8，書報(bào)雜志及電子出版物為χ9，建筑材料及五金電料為χ10.

3 商品價(jià)格波動(dòng)的因子分析

3.1 因子分析方法內(nèi)涵

因子分析最早是由心理學(xué)家Chales Spearman于1904年提出的，其基本思想是將實(shí)際觀測到的多個(gè)數(shù)據(jù)指標(biāo)用少數(shù)幾個(gè)潛在的指標(biāo)（因子）的線性組合來表示，也即通過具體指標(biāo)測評抽象因子的一種分析方法；在因子分析過程中，需根據(jù)相關(guān)性的大小把變量分組，使得同組內(nèi)的變量的相關(guān)性較高，而不同組的變量相關(guān)性較低；因子分析的具體步驟如下：（1）根據(jù)研究的具體問題來選取原始變量；（2）對原始變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理并求出其相關(guān)陣，分析變量之間的相關(guān)性及其是否適合于因子分析；（3）構(gòu)造因子變量；（4）通過旋轉(zhuǎn)使因子變量具有更好的解釋性；（5）計(jì)算因子變量的得分；（6）根據(jù)因子得分情況做進(jìn)一步的分析[15].

3.2 因子分析可行性檢驗(yàn)

因子分析的前提要求是原有變量之間應(yīng)具有較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，一般在因子分析時(shí)需首先對因子分析的條件即原有變量是否相關(guān)進(jìn)行研究，目前通過可采用的檢驗(yàn)方法有：計(jì)算相關(guān)系數(shù)矩陣、計(jì)算反映像相關(guān)矩陣、巴特利特球度檢驗(yàn)（Bartlett Test of Sphericity）和KMO檢驗(yàn)（Kaiser-Meyer-Olkin）[16].筆者通過運(yùn)用SPSS16.0軟件對原始變量進(jìn)行KMO和巴特利特球度檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2.

表1 2010年各地區(qū)商品零售價(jià)格分類指數(shù)（上年=100）Tab.1 The regional classification index of retail price in 2010（last year=100）

從表2可知，KMO統(tǒng)計(jì)量的值為0.587，巴特利特球度檢驗(yàn)的卡方統(tǒng)計(jì)量的值為92.948，顯著性水平為Sig.＝0.000，小于給定的顯著性水平0.05，說明表1中的各項(xiàng)指標(biāo)數(shù)據(jù)具有較大的相關(guān)性，適合作因子分析.

表2 KMO檢驗(yàn)和球度檢驗(yàn)結(jié)果Tab.2 The result of KMO and Bartlett's test

3.3 提取因子

對原始指標(biāo)數(shù)據(jù)通過采用主成分分析法提取特征值大于1的因子，得到以下特征值與方差貢獻(xiàn)表（見表3）.表3中第一列是因子編號，以后三列組成一組，每組中數(shù)據(jù)項(xiàng)的含義依次是特征值、方差貢獻(xiàn)率和累計(jì)方差貢獻(xiàn)率.從表3可知，前4個(gè)特征值大于1，同時(shí)，這4個(gè)公共因子的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為70.872%，即解釋了原有變量總方差的70.87%，總體上原有變量的信息丟失較少，因子分析效果較理想.因此，可以運(yùn)用前4個(gè)主因子進(jìn)行商品價(jià)格波動(dòng)的因子分析.

表3 特征值與方差貢獻(xiàn)表Tab.3 The eigenvalues and variance contribution

3.4 因子命名與解釋

通過采用方差極大法對因子載荷矩陣進(jìn)行正交旋轉(zhuǎn)，使得因子具有命名解釋性，得到結(jié)果見表4.表4中公共因子與原有變量之間的相關(guān)程度由因子載荷值表示，正值表示正相關(guān)、負(fù)值表示負(fù)相關(guān)，因子載荷值越高，說明該因子與該變量的相關(guān)程度越高，包含該變量的信息也越多.從表4可知，因子1在家用電器及音像器材χ3、文化辦公用品χ4、體育娛樂用品χ6、交通通信用品χ7四個(gè)指標(biāo)上有較大的載荷，反映出器材、辦公娛樂、及交通通信用品的商品價(jià)格情況，且可解釋原有變量總方差的27.70%，可以命名為家庭用品因子；因子2在紡織品χ2、建筑材料及五金電料χ10兩個(gè)指標(biāo)上有較大的載荷，反映出紡織品和建筑類商品價(jià)格情況，且可解釋原有變量總方差的15.71%，可以命名為紡織品和建筑因子；因子3在日用品χ5、中西藥品及醫(yī)療保健用品χ8兩個(gè)指標(biāo)上有較大的載荷，反映出日用類和醫(yī)療衛(wèi)生類商品價(jià)格情況，且可解釋原有變量總方差的14.28%，可以命名為日用和醫(yī)療保健因子；因子4在食品χ1、書報(bào)雜志及電子出版物χ9兩個(gè)指標(biāo)上有較大的載荷，反映出飲食類和期刊類商品價(jià)格情況，且可解釋原有變量總方差的13.18%，可以命名為食品和讀物因子.

表4 旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣Tab.4 Rotated component matrixa

從表4可以容易地寫出因子分析模型：

χ1=0.344F1-0.229F2+0.166F3+0.562F4+ε1；

χ2=-0.193F1-0.537F2+0.279F3+0.266F4+ε2；

χ3=0.837F1+0.123F2+0.148F3-0.031F4+ε3；

χ4=0.776F1+0.431F2-0.229F3+0.177F4+ε4；

χ5=0.378F1-0.400F2+0.623F3+0.050F4+ε5；

χ6=0.722F1+0.443F2+0.153F3+0.216F4+ε6；

χ7=0.803F1-0.236F2+0.065F3+0.059F4+ε7；

χ8=-0.006F1+0.234F2+0.885F3+0.035F4+ε8；

χ9=-0.007F1+0.060F2-0.041F3+0.919F4+ε9；

χ10=0.051F1+0.748F2+0.220F3+0.022F4+ε10；

其中F1、F2、F3、F4分別代表4個(gè)公共因子.

3.5 計(jì)算因子得分

通過采用回歸法估計(jì)因子得分系數(shù)，并得到因子得分系數(shù)矩陣，見表5.

表5 因子得分系數(shù)矩陣Tab.5 Component score coefficient matrix

根據(jù)表5可以寫出以下因子得分函數(shù)：

F1=0.081χ1-0.071χ2+0.326χ3+0.263χ4+0.149χ5+0.197χ6+0.357χ7-0.124χ8-0.139χ9-0.107χ10；

F2=-0.154χ1-0.303χ2-0.024χ3+0.183χ4-0.279χ5+0.229χ6-0.265χ7+0.227χ8+0.103χ9+0.523χ10；

F3=0.035χ1+0.167χ2+0.041χ3-0.224χ4+0.392χ5+0.061χ6-0.049χ7+0.668χ8-0.088χ9+0.209χ10；

F4=0.386χ1+0.190χ2-0.147χ3+0.080χ4-0.083χ5+0.095χ6-0.087χ7-0.015χ8+0.764χ9+0.048χ10；

把原始指標(biāo)數(shù)據(jù)代入以上因子得分函數(shù)，可求出各個(gè)因子的具體分?jǐn)?shù)；同時(shí)，各個(gè)地區(qū)的因子綜合得分可用公式F=0.27703F1+0.15710F2+0.14278F3+0.13181F4求出并進(jìn)行排序（見表6）.

表6 各地區(qū)商品零售價(jià)格因子得分及排序1）Tab.6 The factor score and ranking of the regional retail price

從表6可知，海南地區(qū)的商品價(jià)格波動(dòng)水平最高，其次為云南、甘肅、青海、浙江、湖南、陜西、安徽等地區(qū)，而北京地區(qū)的商品價(jià)格波動(dòng)水平最低.

4 研究結(jié)論

通過對2010年全國各地區(qū)的商品零售價(jià)格分類指數(shù)運(yùn)用因子分析方法分析，試圖找出影響商品價(jià)格波動(dòng)的主要因素并分析，得出如下結(jié)果.

1）商品價(jià)格波動(dòng)的主要影響因素可歸納為4個(gè)因子，這4個(gè)因子總共解釋了70.87%的全部原始指標(biāo)信息.其中第一個(gè)因子可稱為家庭用品因子，主要反映出器材、辦公娛樂、及交通通信用品的商品價(jià)格情況，且可解釋原有指標(biāo)數(shù)據(jù)總方差的27.70%；第二個(gè)因子可稱為紡織品和建筑因子，主要反映出紡織品和建筑類商品價(jià)格情況，且可解釋原有變量總方差的15.71%；第三個(gè)因子可稱為日用和醫(yī)療保健因子，主要反映出日用類和醫(yī)療衛(wèi)生類商品價(jià)格情況，且可解釋原有變量總方差的14.28%；第四個(gè)因子可稱為食品和讀物因子，主要反映出飲食類和期刊類商品價(jià)格情況，且可解釋原有變量總方差的13.18%.

2）通過計(jì)算各因子得分、總得分，并對因子綜合得分進(jìn)行排序，可知商品價(jià)格波動(dòng)水平較高的地區(qū)有海南、云南、甘肅、青海、浙江、湖南、陜西、安徽等，而北京地區(qū)的商品價(jià)格波動(dòng)水平最低.

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