1、實驗十一因子分析報告、數據來源各地區年平均收入.sav柯x1k2w.Ax5A 1it?I0907 003255 3D9917 0012364 ?J13053 002866005093 QD56&7 001132?,CO1177 DO9950.005109 003goes tn3043 0D5073 00602903B323 00ET8&CC7125 004山西5791 003177 333 0052&7OQ&3B7.D0& 290 0060-1-1 OO5円牯古5462 003551 005290 004407 Ql551200剛IX紳co6遼寧6226

2、 003503.003799 006618.0U9150.X7417JC0atyy.uu76017003B13QD74mnn7471F7402 CD6fil1 Rle5323 002747 3D1472 00S0S50D5513005933 0C33E6 009上莓11733 007329.00374.0012698 JJ14175JX12720.00n w77茁X5183 0D7390 nn引uoo9151 DO7T62 00F4T4 00H8847 007UJd.3D7346.00彌SCO1(3417.003600.00eVBOQ1260 対 003692 CJD4B30 00GM&

3、;aa5042 005£11 CO蛋06 00137621 005592 QU1112003596.008336 OQ6732.007507 00UI®5303 003E3E 00BOSE 007337 D3K45D07535.004«5 0015山茶6017 004106 0D&420.006257 035702 DO562&.Q02351 00P陽56J3 003797 QO591200493900&4的006307 004996 ffl17翊匕5741.D03731.0D5193 005319000Q37.OOG7G9.0049&am

4、p;3.00IS5683 003736 0D6218005027 Tl7529 005224 DO3713 0019廣東1W32 006B14 0D110X0012475.0312410.001 IUD CO7713 0030ra5654 004437 005296 00653SOJ6765 00£677 OC6169 00215465 004200 QD701Q 0011052.009077 00373 006462 0QP 225828 004D1EQ03BS2 00G1SB.0001M.D0OD7C125 0D23四川5996 003962 004S42 00G33300570

5、7 005963004509 00二、根本結果1考察原有變量是否適合進行因子分析首先考察原有變量之間是否存在線性關系，是否采用因子分析提取因子。借助變量的相關系數矩陣、反映像相關矩陣、巴特利球度檢驗和KM檢驗方法進行分析，結果如表1、表2所示：表1原有變量相關系數矩陣correlation matrix廉衣怕附I!乍上葷，誦舟嚴T :tn傅誦暈桁1X00B255051T3r«27MJ8281 GODJ16.$49占站rifi1 DOD宜的弓注血?nT«D6B91 DOOrs5Q49571"婦i '單712陽4專陽7&5i阿:m&9B79B8

6、4 El67B拠砂1 ADC?47q 000表1顯示原有變量的相關系數矩陣，可以看出大局部的相關系數都比擬 高，各變量呈較強的線性關系，能夠從中提取公共因子，適合進行因子分析表 2 KMO and Bartlett's TestKMO and Bartlett's TestKaiser-Meyer-Olkin Measure of Sanpllnci Adequacy.862Bartlett's Test ofApprox. ChnSquare1G2 913Sphericitydf21Srg.000由表2可知，巴特利特球度檢驗統計量觀測值為，p值接近0顯著性差異，可以認

7、為相關系數矩陣與單位陣有顯著差異，同時KM值為，根據Kaiser給出的KM度量標準可知原有變量適合進行因子分析。2提取因子進行嘗試性分析：根據原有變量的相關系數矩陣，采用主成分分析法提取 因子并選取大于1的特征值。具體結果見表3:可知，initial 一列是因子分析 初始解下的共同度，說明如果對原有7個變量采用主成分分析法提取所有特征 值，那么原有變量的所有方差都可以被解釋，變量的共同度均為1。事實上，因子個數小于原有變量的個數才是因子分析的目的，所以不可以提取全部特征 值。第二列說明港澳臺經濟單位、集體經濟單位以及外商投資經濟單位等變量 的絕大局部信息大于83%可被因子解釋。但聯營經濟、其他

8、經濟喪失較為 嚴重。因此，本次因子提取的總體效果不理變量共同度一initialE fraction國有經濟單位1.000760強體輕濟單位1.000S51聯港經井單位1 000599股份制經濟單位1.0007B5外商投衣經芥單位1 000930范里臺經濟單位1 0009131.000592重新制定提取特征值的標準，指定提取2個因子，分析表4:可以看出, 此時所有變量的共同度均較高，各個變量的信息喪失較少。因此，本次因子提 取的總體效果比擬理想。表4因子分析的變量共同度二InitialE<trattiori1 000767集體經濟單位1 000.0541 000S13眼常整濟單位1 ooo

9、外商母赍經洛甲位1.000855嵬與合經濟單位1 000.922濟單位1 000.871表5中，第一列是因子編號，以后三列組成一組，每組中數據項為特征 值、方差奉獻率、累計方差奉獻率。第一組數據項2-4列描述因子分析初 始解的情況。在初始解中由于提取了 7個因子，因此原有變量的總方差均被解 釋，累計方差奉獻率為100%第二組5-7列描述了因子解的情況。由于指定提取 2個因子，2個因子 共解釋原有變量宗法差的84%總體上喪失原有信息量較少，因子分析效果理 想。第三組8-10列描述了最終因子解的情況。因子旋轉后，總的累計方差 奉獻率沒有發生改變，也就是沒有影響原有變量的共同度，但卻重新分配了各 個

10、因子的解釋原有變量的方差，改變了各因子方差奉獻，使得因子更易被解 釋。表5因子解釋原有變量總方差的情況C DITlDDn 0f llE*Ti di Hun e -£ ouarvd LASMmnRul ： un E .rr/. jf gflu.ir d Lu ：ln(jTrtoinfvannc'3-CumiiiarP %TrialQixn%TGTfil% nfvamnceGumuittw%1S331761S1f5 331151761519.1*8心2St4SM128.10804 259810S04 2592.TW39M.2594105 &5900.117斗J7S0M5弼3.33791.M1n ssi7