消費行為的因子檢驗與消費價值的聚類統計

廖軍

（中南財經政法大學 體育部，武漢 430074）

消費行為的因子檢驗與消費價值的聚類統計

廖軍

（中南財經政法大學 體育部，武漢 430074）

文章運用主成分分析法實證檢驗我國大中城市居民消費價值觀對休閑消費行為的影響，并對消費者消費行為做出聚類分析。研究發(fā)現：消費者價值觀可分為自信進取型、時尚享樂型、傳統保守型等3大聚類，不同聚類消費者的休閑消費行為呈現出不同特征。

休閑消費經濟學；主成分分析法；消費聚類

0 引言

我國已成世界第二大經濟體，居民消費結構不斷優(yōu)化轉型，休閑消費已成我國居民消費重要組成部分。作為一種新興產業(yè)，休閑文化經濟亦如破土春筍，外加政策陽光，蓬勃發(fā)展。2010年6月國務院辦公廳通過《中國休閑文化產業(yè)發(fā)展綱要》，對我國休閑文化產業(yè)進行合理定位并制定相應發(fā)展戰(zhàn)略。2012年4月國務院發(fā)展與改革委員會頒布《中國休閑文化產業(yè)未來十年發(fā)展戰(zhàn)略》，對我國休閑文化產業(yè)在未來一段時間的發(fā)展目標和步驟做出明確規(guī)定。2013年7月國家文化產業(yè)發(fā)展部進一步提出“休閑文化產業(yè)三步走”的發(fā)展規(guī)劃。這系列政策極大促進了我國休閑文化產業(yè)的發(fā)展，據統計，2013年我國休閑文化產業(yè)創(chuàng)造了1654億元人民幣的經濟價值，然而這些收益的70%來自于東部沿海。這種區(qū)域發(fā)展不平衡的狀況，反過來又影響到休閑產業(yè)的健康發(fā)展，體現了居民消費價值觀的差異（Hiueytre，2010）。這種消費者價值觀的差異為研究休閑文化消費行為提供了基礎。本文通過調查問卷法獲取第一手數據，對全國70個大中城市進行隨機抽樣調查，使用因子分析法對消費價值觀影響我國休閑文化消費行為取向的理論機理進行研究，并對消費者的消費類型進行聚類分析，以期得出有價值的研究結論，為我國休閑文化產業(yè)的良性健康發(fā)展提供科學的理論依據和正確的決策參考。

1 研究設計

1.1 研究方法：主成分分析法

本研究采用主成分分析法，該方法是目前研究休閑經濟學較為常用的研究方法，該方法把不同種類的影響因素放在一起并對因素的影響強度進行統一甄別，在保證信息損失量較少的情況下，剔除高度相關的影響因子，既可以達到降維的目的又保留了重要信息，該方法的基本原理如下：

首先，數據標準化。對影響因素數據進行標準化處理，由于消費價值觀不同內容的衡量標準不一樣，變量之間無法直接比較，需要對變量數據進行無量綱化處理，標準化以后的變量才可以進行比較。假設需要分析n個樣本，p維隨機向量X的表達方式為：

其中Xi為如下表達方式：

對所分析的變量構造樣本矩陣，并進行標準化處理，標準化處理的公式為：

其次，相關度分析。變量數據標準化處理后進行相關度分析，并求出相關系數矩陣。消費價值觀的影響因子中有很多變量可能存在高度相關性，這種相關度比較大的變量將會在回歸分析時出現共線性現象，利用公式求相關系數矩陣R，剔除一些相關度太大的變量，其中Z表示上述公式中的標準化矩陣，Rij的表達形式為：

第三，確定主要影響因子。計算相關系數矩陣的特征值、特征向量以及貢獻度，從而最終確定哪些是主要影響因子。特征值的計算公式為 ||R-λIp=0，從此公式可以求

對貢獻度達到85%及以上的變量確定為主因子，通過解方程Rb=λjb求出特征向量。再利用以下主成分公式求出消費價值觀的主要影響因素：m。上述公式中的U1就是第一主成分，U2即為第二主成分，以此類推Up是第p主成分。把方差貢獻率作為權重對上述m個主成分加權求和可得最后評價值，根據評價值進行綜合評價。

1.2 數據來源與變量說明

為了實證研究消費價值觀對休閑文化消費行為取向的影響，本文使用調查問卷法獲取第一手數據，對北京、上海、深圳、杭州、天津、廣州等全國70個大中城市進行隨機抽樣調查。調查表的內容涵蓋了消費者價值觀的大部分內容，初始價值觀量表設計20項內容，根據專家意見去掉6項不重要內容，最后的價值觀量表共有14項內容（見表1）。為了避免被調查者的主觀因素對調查問卷結果準確性的影響，把14項內容隨機排列，用英文字母編號。使用里克特5分評價法進行評價，1分表示完全不符合，5分表示完全符合。共發(fā)放調查問卷500個，最后收回469個，經過對問卷進行篩選其中有效問卷453個。休閑文化產業(yè)產值數據來源于《中國休閑文化發(fā)展報告》（2011—2015）。

表1 價值觀量表內容設計

休閑文化消費行為受到諸多因素的共同影響，除了設計14條價值觀量表，為了保證回歸結果的可靠性，對調查者的年齡、性別、教育情況、從事職業(yè)等進行控制（見表2），不同變量的調查比例保持適中。

表2 控制變量統計描述

2 因子檢驗與聚類分析

2.1 影響休閑文化消費行為的因子檢驗

首先對各變量數據進行標準化處理，由于表述消費價值觀的各變量可能存在一定相關性，如果直接進行回歸分析將導致結果不準確，需要通過因子分析法將相關因子進行提取。使用計量經濟學軟件SPSS對上述樣本變量進行主成分提取，并計算相關系數矩陣的特征值、特征向量，所得到的KMO值為0.904，進行Bartlett球形檢驗軟件得出結果為0.000，表明所設計的價值量表適合進行因子分析。首先對分析因子進行正交旋轉處理，把特征值大于1的變量選取出來，結果發(fā)現4個主要因子解釋力較強，累積貢獻度達到70.50%（見表3）。從表3可以看出影響休閑文化消費行為的4大主要因子，4大因子可以概括為以下類型：自信進取因子、時尚前衛(wèi)因子、廣告信賴因子及謹慎購買因子。

表3 旋轉后的因子矩陣

2.2 消費價值的聚類整合

2.2.1 聚類統計模型及其說明

聚類統計分析的原理是根據變量的相似度進行分類，相似度較大的可以分為同一聚類，否則不是同一聚類，一般使用歐幾里德距離表示變量之間的相似度。假設Yi表示第i個消費者的價值觀，Xik表示第i個消費者的第k個價值觀影響因素，k=1，2，…，p，則第i個消費者和第j個消費者之間的歐幾里德距離D可用以下公式表示：

歐幾里德距離公式中變量Y和X取對數是為了避免因變量值過大而造成的對距離計算誤差差生的影響。假設Gp表示一類消費者，Gq表示另外一類消費者，兩類消費者之間的歐幾里德平均距離DG可以用以下公式表述：

其中l(wèi)表示Gp一類消費者的人數，k表示Gq一類消費者的人數。根據類平均法分類準則，可以設定分類閾值T，如果歐幾里德平均距離小于分類閾值T表示第i類消費者可以和第j類消費者分為一類，如果歐幾里德平均距離DG大于分類閾值T表示第i類消費者和第j類消費者不是一類，根據以上準則可以進行消費者價值觀的聚類分析。

假設第i個消費者t期的價值觀取向為Yit，第i個消費者t期的價值觀取向的影響因素可以用向量Xit表示，其中Xit=(L nX1，LnX2，…) ，X1，X2，…是影響消費者價值取向的因素，可以設定以下模型進行分析：

其中c為常數表示截距，α表示向量X的系數，ν表示隨機擾動項，μ表示模型中的非效率項，其公式可以表述為：

其中exp表示指數計算公式，η表示影響消費者價值觀的時變因子，當η>0時μit會隨著時間的推移而變大，當η<0時表示μit隨時間的推移而變小，當η=0時表示μit不隨時間的推移而變化。t表示消費者的第t期，T表示消費者的最后使其，μi表示隨機變量。

2.2.2 消費者價值觀的聚類分析

把得到的4個主因子作為新變量進行聚類分析，根據消費者價值觀分成3大聚類（見表4）：自信進取型、時尚享樂型和傳統保守型。通過表4結果可以看出，自信進取型價值觀的消費者在做消費決策時不易受他人影響，但不以追求享樂為主；時尚享樂型價值觀的消費者傾向于消費的時尚前衛(wèi)，但是自信力不足，在購買決策時具有多變性，容易受他人影響，追求生活享受是這類消費者的主要特征；傳統保守型價值觀的消費者傾向于謹慎購買，不追求時尚前衛(wèi)，在消費決策上比較謹慎，在消費思想上比較保守。三種價值觀的消費者比例為38.7:32.6:28.5，說明自信進取型的消費者所占比例相對較大。

表4 消費者價值觀聚類分析

聚類分析已經對不同消費價值觀對休閑文化消費行為的影響較好地解釋，不同消費價值觀的消費者具有較為明顯的消費偏好，接下來從城市、年齡、性別、職業(yè)和教育程度等方面對休閑文化消費行為的影響進行進一步分析（見表5）。使用卡方檢驗法對不同類型的消費者進行差異性檢驗，卡方值越大表示影響越大，在5%顯著性水平下，城市和教育程度對休閑文化消費行為的影響較為明顯，卡方值分別達到109.42和12.89，而年齡、性別和職業(yè)的卡方值相對較小，表明年齡、性別和職業(yè)不是影響休閑文化消費行為的主要因素。

表5 消費行為取向的控制因素分析

3 結論與政策建議

本文研究結論如下：（1）對休閑文化消費行為有重要影響的因子可分為4大類：自信進取因子、時尚前衛(wèi)因子、廣告信賴因子及謹慎購買因子。（2）消費者價值觀可以分為3大聚類，不同聚類在休閑文化消費時具有不同特征。自信進取型價值觀的消費者在做消費決策時不易受他人影響，但不以追求享樂為主；時尚享樂型價值觀的消費者傾向于消費的時尚前衛(wèi)，但是自信力不足，在購買決策時具有多變性，追求生活享受是這類消費者的主要特征；傳統保守型價值觀的消費者傾向于謹慎購買，不追求時尚前衛(wèi)，在消費決策上比較謹慎，在消費思想上比較保守。3種價值觀的消費者比例為38.7:32.6:28.5。（3）消費者所處城市和受教育程度對休閑文化消費行為的影響較為明顯，不同的城市具有不同的消費文化，在休閑文化消費時也具有不同的消費特征。據此可得以下政策建議：

第一，市場細分和消費者價值觀取向相結合。根據休閑文化的影響因子對市場進行有效細分，有針對性地開拓休閑文化市場。實證結論表示消費價值觀對休閑文化消費行為具有重要影響，不同價值觀的消費者對休閑文化的消費取向存在較大差別，如果對全體消費者實行統一的銷售政策，無法實現收益的最大化，要想有效開拓休閑文化市場，必須對休閑文化市場進行有效細分，根據不同價值觀的消費人群制定相應營銷策略。對時尚前衛(wèi)型的消費者應注重開發(fā)新產品，緊跟時代潮流，對廣告信賴性的消費者應注重廣告的引導作用，而對于自信型消費者和謹慎型消費者則應注重產品的質量和售后服務。休閑文化產品的開發(fā)要根據市場需求，以滿足不同層次消費者為主，通過不斷開發(fā)新產品以滿足時尚享樂型消費者需求，這部分消費者容易受媒體宣傳影響，而且消費潛力很大，用傳統型產品滿足傳統保守型消費者需求。

第二，政策引領潮流，提高休閑文化消費層次。政策引領休閑文化潮流，培養(yǎng)消費者文化涵養(yǎng)。休閑文化消費受到諸多因素的影響，國家政策的引導作用非常重要，根據國家產業(yè)發(fā)展需要制定休閑文化產業(yè)政策引領時代潮流。實證結論表明受教育程度是影響消費者文化消費行為的重要因素，教育程度較高的消費者對休閑文化潮流的理解和接受較快，也是休閑文化消費的主流群體，因此提高消費者文化素養(yǎng)對休閑文化產業(yè)的發(fā)展具有重要意義，文化水平較低的消費者缺乏消費的自信力，大多屬于傳統保守型消費類型，無論從休閑文化消費的質還是量上，都處于較低層次。文化素養(yǎng)較高的消費者對休閑文化產品的品種和質量有更高的需求，時尚享樂型消費者占據一大部分，這部分消費者的購買潛力很大，是需要重點開發(fā)的消費群體。

第三，因地制宜統籌安排，推動休閑文化產業(yè)區(qū)域均衡發(fā)展。調整休閑文化產業(yè)布局，促進休閑文化協調均衡發(fā)展，目前我國各地區(qū)的休閑文化產業(yè)發(fā)展很不均衡，應對全國各地休閑文化消費市場統籌安排，實現總效益的最大化。休閑文化消費的城市差異性比較明顯，東南沿海地區(qū)消費者以時尚前衛(wèi)消費為主，內陸地區(qū)城市消費者以自信進取型消費為主，西部地區(qū)消費者具有明顯的傳統保守型消費特征，不同的消費者特征對休閑文化產業(yè)所產生的促進作用存在較大差異，休閑文化企業(yè)面臨全國各地區(qū)的市場，要想實現總效益的最大化，必須統籌安排，在不同地區(qū)發(fā)展不同類型休閑文化產品。政府應該對休閑文化消費導向進行引導，加強地區(qū)之間休閑文化消費方面的交流與溝通，促進休閑文化產業(yè)地區(qū)之間的協調發(fā)展。

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(責任編輯/浩 天)

F063.2

A

1002-6487（2016）21-0103-04

國家自然科學基金資助項目（71573282）

廖 軍（1976—），女，廣東高州人，講師，研究方向：休閑消費文化。