對我國統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量評估的定量研究初探

1、管中窺豹對我國統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量評估的定量研究初探西南財經(jīng)大學王婷婷、張媛、鄧瑞目錄：TOC o 1-5 h z HYPERLINK l bookmark8 一、研究背景及思路2 HYPERLINK l bookmark10 1.1研究背景與意義2 HYPERLINK l bookmark12 1.2研究思路與方法3二、統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量理論概述3 HYPERLINK l bookmark14 2.1統(tǒng)計數(shù)據(jù)的內(nèi)容質(zhì)量3 HYPERLINK l bookmark16 2.2統(tǒng)計數(shù)據(jù)的表述質(zhì)量4 HYPERLINK l bookmark18 2.3統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量性質(zhì)之間的相互關(guān)系5 HYPERLINK l b

2、ookmark20 三、我國統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量實證分析5 HYPERLINK l bookmark22 3.1基于GDP與能源消耗指標的協(xié)調(diào)性分析5 HYPERLINK l bookmark24 樣本變量的定義5 HYPERLINK l bookmark26 GDP與能源消耗指標的協(xié)調(diào)性分析6 HYPERLINK l bookmark42 3.2GDP與能源消耗指標中異常值的檢測12 HYPERLINK l bookmark36 異常值檢驗的理論基礎12 HYPERLINK l bookmark34 3.2.2對GDP與能源消耗指標中異常值檢測21 HYPERLINK l bookmark82 3.

3、3基于各省市GDP與全國GDP的數(shù)據(jù)質(zhì)量分析21 HYPERLINK l bookmark84 2009年各省市GDP與全國GDP的異常值檢測213.3.1.1對2009年各省市GDP和全國GDP的描述性分析21箱線圖法檢測異常數(shù)據(jù)基于截面數(shù)據(jù)21主成分分析法檢測異常值基于時間序列數(shù)據(jù)23 HYPERLINK l bookmark96 四、提高我國統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量的政策建議27 HYPERLINK l bookmark98 改革統(tǒng)計管理體制27 HYPERLINK l bookmark100 完善干部考核機制28 HYPERLINK l bookmark102 4.3統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量實行責任追究制28

4、 、研究背景及思路1.1研究背景與意義統(tǒng)計數(shù)據(jù)作為公共產(chǎn)品，其質(zhì)量是統(tǒng)計工作的生命。隨著統(tǒng)計信息對我國社會主義市場經(jīng)濟管理作用的增強，社會各界對統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量給予更多的關(guān)注，提出了更高的要求。關(guān)于我國統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量問題，在以前、現(xiàn)在乃至將來都是社會各界議論統(tǒng)計工作的中心話題。尤其是我國加入WTO后，經(jīng)濟逐步與世界接軌的今天,社會各界對統(tǒng)計信息的需求量越來越大。對統(tǒng)計信息的要求越來越高。統(tǒng)計信息質(zhì)量的高低直接影響和決定著統(tǒng)計信息的有用性及統(tǒng)計信息價值的大小。若統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量不高，不僅會影響正確的決策，更會影響國家的聲譽，因此，努力提高統(tǒng)計數(shù)據(jù)的質(zhì)量，實現(xiàn)統(tǒng)計信息的準確、有效、全面、快捷地傳遞，對國家、

5、部門進行科學的決策有重大意義。溫家寶總理指出，統(tǒng)計工作是國家實行科學決策和管理的一項重要基礎工作，統(tǒng)計信息是認識國情、研究問題、制定政策的重要依據(jù)。各級統(tǒng)計部門和廣大統(tǒng)計工作者，要按照“快、精、準”的要求，努力提高統(tǒng)計數(shù)據(jù)的質(zhì)量，為各級領導機關(guān)提供及時準確的決策依據(jù)，為社會各方面研究分析問題提供翔實的數(shù)據(jù)信息。改革開放以來，我國創(chuàng)造了國內(nèi)生產(chǎn)總值（即GDP）年均增長超過8%的世界奇跡，2007年更是達到了11.4%，甚至是受到全球金融危機沖擊的2008年也仍為9%。GDP指標作為一定時期內(nèi)（一個季度或一年），一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟中所生產(chǎn)出的全部最終產(chǎn)品和提供勞務的市場價值的總值，因此是國外國家

6、衡量我國經(jīng)濟增長的主要參考指標，再加上我國與世界接軌進程的逐步加快，我國GDP數(shù)據(jù)的質(zhì)量問題受到了世界各國的廣泛關(guān)注。然而，我國對統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量的研究還比較薄弱，對統(tǒng)計數(shù)據(jù)總體質(zhì)量的檢查，主要還是采用人工審核的辦法從定性的角度進行評估，缺乏能檢查和審核統(tǒng)計數(shù)據(jù)準確性和整體優(yōu)度的定量方法和依據(jù)；對統(tǒng)計數(shù)據(jù)中異常點的識別，也還是依據(jù)數(shù)據(jù)間的邏輯平衡關(guān)系進行檢查，缺乏能對非邏輯平衡性異常點進行識別的定量方法。迄今為止，除了統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量的定性研究成果比較多見外，個別學者還從數(shù)學分布角度研究數(shù)據(jù)異常點的識別。但是，關(guān)于統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量的定量研究成果還是比較少見。為了更好地滿足社會經(jīng)濟發(fā)展過程中社會各界對統(tǒng)計數(shù)

7、據(jù)的需求，政府統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量的定量二級檢驗為了使我國統(tǒng)計進一步與國際接軌，增強統(tǒng)計數(shù)據(jù)的真實性和國際可比性，有必要對我國統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量的定量檢驗進行系統(tǒng)深入的研究。為了使我國GDP數(shù)據(jù)質(zhì)量得到提高，我國政府部門及眾多專家學者在我國GDP數(shù)據(jù)質(zhì)量理論、數(shù)據(jù)質(zhì)量管理及評價等方面都做出了大量的研究。在數(shù)據(jù)質(zhì)量理論方面的研究及建議已經(jīng)比較健全了，但與國際理論標準相比還具有一定的時滯性，且對數(shù)據(jù)質(zhì)量的管理及評價方面大部分都僅停留在定性分析的角度，大都也只是考慮到數(shù)據(jù)的準確性方面，對其他影響質(zhì)量的因素沒有加以考慮。因此本文通過定性方面對統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量特征的描述從從各個角度對我國統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量進行分析，把眾多的相關(guān)

8、因素綜合起來考察我國GDP數(shù)據(jù)的質(zhì)量具有重大的現(xiàn)實意義，有利于我國政府進一步對現(xiàn)行理論體系進行調(diào)整，對我國統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量評價標準的制定具有借鑒意義。其次，本文運用多組數(shù)據(jù)多種方法定量分析的結(jié)果對政府部門做出最后決策具有一定的參考價值，最后對于現(xiàn)階段出現(xiàn)的問題給出了針對性的政策建議。1.2研究思路與方法本文的研究思路是：首先對現(xiàn)有的我國統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量現(xiàn)狀進行梳理和分析，對我國統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量管理方面的成就和存在的問題進行深入剖析，試圖找出其出現(xiàn)問題的原因并找到改進的入手之處；接下來是對我國統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量的實證研究，在基于我國各年度GDP與能源消耗的數(shù)據(jù)指標的協(xié)調(diào)性進行驗證，并檢測其中出現(xiàn)的異常值。為了豐富

9、研究內(nèi)容、加強研究結(jié)論的說服性，本文又采用近30年的各省市GDP進行聚類分析與異常值檢測，目的是為了發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)是否有異常情況，以判定數(shù)據(jù)質(zhì)量的高低；本文不僅從宏觀的GDP來研究數(shù)據(jù)質(zhì)量，也從微觀方面對統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量進行了分析，主要是采用與成都市房地產(chǎn)發(fā)展緊密相關(guān)的一組指標，劃分出成都市房地產(chǎn)發(fā)展狀況預警的范圍，再與實際相聯(lián)系，來判斷微觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)的質(zhì)量高低程度。本文運用理論分析與實證分析相結(jié)合、定性分析與定量分析相結(jié)合的方法對我國宏觀和微觀的數(shù)據(jù)質(zhì)量進行評估，運用SPSS軟件進行分析。所涉及的研究方法主要有：描述性統(tǒng)計方法、協(xié)調(diào)性檢驗、異常值檢驗、時間序列方法、聚類分析、主成分分析等。傳統(tǒng)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)

10、質(zhì)量僅僅指其準確性，通常用統(tǒng)計估計中的誤差來衡量。但“質(zhì)量”的概念被拓寬以后，“統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量”的概念也有必要拓寬。從ISO關(guān)于質(zhì)量的定義出發(fā)，把用戶的需求作為衡量統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量高低的首要因素，那么可以把統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量定義為“影響統(tǒng)計數(shù)據(jù)滿足用戶需求的特征”。但由于用戶多種多樣，且其對統(tǒng)計數(shù)據(jù)的使用目標也不一樣，從而對統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量的要求也不一樣，因此，上述定義還不是一個具有可操作性的概念。但從這個定義出發(fā)，充分考慮不同用戶的需求，可以提出一個系統(tǒng)而全面的統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量概念（不僅政府統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量的定量二級檢驗僅指準確性）。統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量是一個具有豐富內(nèi)涵的綜合性概念。具體來說，它包括統(tǒng)計數(shù)據(jù)的內(nèi)容質(zhì)量、表

11、述質(zhì)量及約束標準這三大方面。統(tǒng)計數(shù)據(jù)的內(nèi)容質(zhì)量統(tǒng)計數(shù)據(jù)的內(nèi)容質(zhì)量是統(tǒng)計數(shù)據(jù)最基本的特征，它包括準確性、相關(guān)性與及時性。一旦缺少了其中任何一個，統(tǒng)計數(shù)據(jù)就失去了轉(zhuǎn)化為信息的性質(zhì)和基本作用。因此，這三個特征也可稱為統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量的主要特征。（1）準確性準確性指觀測值或估計值與未知的真值之間的距離（接近程度），通常用統(tǒng)計誤差來衡量。它是統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量的基礎和核心內(nèi)容，也是傳統(tǒng)的“統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量”概念所考慮的主要問題。一般來講，誤差分為系統(tǒng)誤差和隨機誤差兩部分，有時也用引起不準確性的主要潛在原因（如抽樣誤差、無回答誤差等）來分類描述。完全準確的測量經(jīng)常受到成本的限制，有時甚至是不可能的。所以關(guān)鍵的是誤差是否

12、已降低到用戶可以接受的地步。（2）相關(guān)性相關(guān)性是指統(tǒng)計工作所生產(chǎn)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)是否是用戶感興趣的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。統(tǒng)計數(shù)據(jù)的相關(guān)性反映了它滿足用戶需求的程度，它與所提供的可利用數(shù)據(jù)是否關(guān)注了對用戶來說最重要的主題有關(guān)。由于對相關(guān)性的評價是主觀的，會隨用戶需求目標的改變而改變，所以統(tǒng)計機構(gòu)所要做的是平衡不同用戶的互相矛盾的需求目標，在給定的資源條件限制下，盡可能的滿足大部分用戶的大部分需求。（3）及時性與用戶需求相關(guān)的準確的統(tǒng)計數(shù)據(jù)如果沒有在用戶做出決策之前傳遞給用戶，那么該數(shù)據(jù)對用戶來說，是沒有用的。所以，及時性也是統(tǒng)計數(shù)據(jù)能否滿足用戶需求的重要特征。如果該現(xiàn)象本身變化比較迅速，則對該類統(tǒng)計數(shù)據(jù)的及時性要

13、求高;如果該現(xiàn)象本身變化比較緩慢，則對及時性要求不高。統(tǒng)計數(shù)據(jù)的表述質(zhì)量對統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量來說，僅考慮其內(nèi)容方面的質(zhì)量是不夠的。統(tǒng)計數(shù)據(jù)需要表述，特別是將某個統(tǒng)計數(shù)據(jù)同其他相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)相互聯(lián)系地加以表述時，要考慮表述的質(zhì)量問題。比如單個數(shù)據(jù)的內(nèi)容是正確的，但表述不清晰、不充分影響整套數(shù)據(jù)的質(zhì)量，甚至引起誤解。所以，統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量必須考慮其表述質(zhì)量。統(tǒng)計數(shù)據(jù)的表述質(zhì)量包括可比性、可銜接性和可理解性。（1）可比性可比性是指同一項目的統(tǒng)計數(shù)據(jù)在時間上和空間上的可比程度。這要求統(tǒng)計的概念和方法在時間上保持相對穩(wěn)定，在不同地區(qū)使用統(tǒng)一的統(tǒng)計制度方法和分類標準，保持統(tǒng)計數(shù)據(jù)的口徑范圍、計算方法在時間上一致銜接，

14、在地區(qū)之間可比。（2）可銜接性可銜接性是指同一統(tǒng)計機構(gòu)內(nèi)部不同統(tǒng)計調(diào)查項目之間、不同機構(gòu)之間以及與國際組織之間統(tǒng)計數(shù)據(jù)的銜接程度。這要求全國范圍內(nèi)所有專業(yè)統(tǒng)計項目在統(tǒng)一的統(tǒng)計框架體系、類標準下，按統(tǒng)一的方法編制統(tǒng)計數(shù)據(jù)，在統(tǒng)計調(diào)查和數(shù)據(jù)加工整理中使用統(tǒng)一的方法和程序，同時采用國際統(tǒng)計標準，如聯(lián)合國1993年SNA的框架體系等。（3）可理解性可理解性是指統(tǒng)計數(shù)據(jù)便于用戶正確理解并使用的程度。統(tǒng)計數(shù)據(jù)是提供給用戶使用的，如果某些用戶不能理解，看不懂統(tǒng)計數(shù)據(jù)和統(tǒng)計分析報告，當然也就談不上使用數(shù)據(jù)。為了恰如其分地使用從統(tǒng)計機構(gòu)那里得到的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，用戶必須了解他們所獲得數(shù)據(jù)的性質(zhì)。這就要求統(tǒng)計機構(gòu)在提供

15、統(tǒng)計數(shù)據(jù)的同時附帶提供對數(shù)據(jù)的補充說明，如提供隱含在有關(guān)概念下面的說明、已使用的分類法、數(shù)據(jù)收集和加工過程中所使用的方法以及統(tǒng)計機構(gòu)自身對數(shù)據(jù)質(zhì)量的評價。統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量性質(zhì)之間的相互關(guān)系上述統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量性質(zhì)的八個方面是相互聯(lián)系的，而非彼此完全獨立。例如，準確性和及時性會影響信息的相關(guān)性，可理解性會直接影響信息的可比性和可銜接性，準確性與及時性有沖突，與當前相關(guān)和與歷史數(shù)據(jù)保持一致可比有時也是一對矛盾，關(guān)于數(shù)據(jù)準確性的信息會成為可解釋性的一種要求。注意到數(shù)據(jù)質(zhì)量各方面的這些相互聯(lián)系，會給統(tǒng)計機構(gòu)的數(shù)據(jù)質(zhì)量管理提供一個有用的基礎。譬如，不同的用戶對同一統(tǒng)計產(chǎn)品可能也有不同的質(zhì)量要求，有的側(cè)重于準確性

16、，有的則更關(guān)注其及時性，因此，從滿足用戶需求的角度來看，沒有統(tǒng)一的質(zhì)量評價標準。所以，政府統(tǒng)計機構(gòu)首先要做的，就是關(guān)注主要用戶的主要需求目標。另外，值得注意的是，對用戶來說，如果沒有統(tǒng)計機構(gòu)所提供的附加信息（或源數(shù)據(jù)），統(tǒng)計數(shù)據(jù)的許多重要性質(zhì)并非是顯而易見的。光看數(shù)據(jù)本身，并不能推斷該數(shù)據(jù)的準確性（同其它來源的數(shù)據(jù)進行比較也許對此有幫助）。但統(tǒng)計機構(gòu)能得到源數(shù)據(jù)及調(diào)查整理過程中所使用方法的第一手資料，因此，它有義務提供對數(shù)據(jù)準確性的測度。如果沒有得知隱含的概念、分類及加工過程中使用的方法，可比性和可銜接性也無法直接看出。只有及時性和可取得性能夠由用戶直接看出。此外，相關(guān)性、可比性、可銜接性與可

17、取得性是對一整套統(tǒng)計產(chǎn)品來說的，并不是針對單個產(chǎn)品而言。統(tǒng)計數(shù)據(jù)的相關(guān)性依賴于其它有效的信息，因此，只有對整個計劃進行評價，才能得到所謂數(shù)據(jù)質(zhì)量相關(guān)性的評價。同樣的道理，可比性與可銜接性也是如此。對整個統(tǒng)計機構(gòu)來說，大部分統(tǒng)計產(chǎn)品都是通過一個共同的傳播體系傳遞，因此，可取得性也是一套產(chǎn)品的共同特征。另一方面，準確性、及時性和可解釋性可以看成單個產(chǎn)品的特征。至此，一個系統(tǒng)而全面的統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量概念可以定義為：統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量是指統(tǒng)計數(shù)據(jù)滿足用戶需求的特征，包括三個方面：其一，內(nèi)容方面的準確性、及時性、相關(guān)性；其二，表述方面的可比性、可銜接性、可理解性；其三，約束標準方面的可取得性和有效性，如表2.1所

18、示：統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量內(nèi)容質(zhì)量表述質(zhì)量約束標準準確性及時性相關(guān)性可比性可銜接性可理解性可取得性有效性表2.1統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量維度毫無疑問，表中所示統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量性質(zhì)的八個方面之中，統(tǒng)計數(shù)據(jù)的準確性可謂是最重要的一個方面，為了提高統(tǒng)計數(shù)據(jù)的準確性，國家統(tǒng)計局采取了一系列改革統(tǒng)計制度和方法的措施和對策，總體上保證了數(shù)據(jù)的準確性、全面性、系統(tǒng)性及一致性。本文所探討的對政府統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量的定量二級檢驗是利用數(shù)學方法，先對政府統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量進行準確性檢驗，準確性是統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量的基礎和核心內(nèi)容，也是傳統(tǒng)的“統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量”概念所考慮的主要問題；然后再對其進行整體優(yōu)度檢驗，將本文對統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量的定義中涉及的八個方面綜合考慮，

19、從而達到衡量單個或一整套政府統(tǒng)計數(shù)據(jù)產(chǎn)品質(zhì)量高低的目的。三、我國統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量實證分析31基于GDP與能源消耗指標的協(xié)調(diào)性分析3.1.1樣本變量的定義對中國統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量做研究，我們選用1980到2009年反映宏觀經(jīng)濟運行情況的兩個變量：國內(nèi)生產(chǎn)總值、能源消耗總量，共30年的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)來源具有權(quán)威性和真實性。國內(nèi)生產(chǎn)總值：指一個國家（或地區(qū)）所有常住單位在一定時期內(nèi)生產(chǎn)活動的最終成果。國內(nèi)生產(chǎn)總值有三種表現(xiàn)形態(tài)，即價值形態(tài)、收入形態(tài)和產(chǎn)品形態(tài)。從價值形態(tài)看，它是所有常住單位在一定時期內(nèi)生產(chǎn)的全部貨物和服務價值超過同期中間投入的全部非固定資產(chǎn)貨物和服務價值的差額，即所有常住單

20、位的增加值之和；從收入形態(tài)看，它是所有常住單位在一定時期內(nèi)創(chuàng)造并分配給常住單位和非常住單位的初次收入分配之和；從產(chǎn)品形態(tài)看，它是所有常住單位在一定時期內(nèi)最終使用的貨物和服務價值與貨物和服務凈出口價值之和。能源消耗總量：指一定時期內(nèi)全國物質(zhì)生產(chǎn)部門、非物質(zhì)生產(chǎn)部門和生活消費的各種能源的總和，是觀察能源消費水平、構(gòu)成和增長速度的總量指標。能源消費總量包括原煤和原油及其制品、天然氣、電力，不包括低熱值燃料、生物質(zhì)能和太陽能等的利用。能源消費總量分為終端能源消費量、能源加工轉(zhuǎn)換損失量和損失量三部分。3.1.2GDP與能源消耗指標的協(xié)調(diào)性分析1、GDP與能源消費的基本狀況圖3.1GDP與能源消費折線圖由

21、圖3.1可以看出，GDP與能源消費的發(fā)展并不是完全一致的，但總的趨勢是同步的。一般情況下，能源消費變化率與GDP增長率呈現(xiàn)正相關(guān)，即能源消費變化率提高（或降低）,GDP增長率也隨之提高（或降低）。同時,GDP增長率基本高于能源消費的變化率，但2003-2005年除外，這種異常情況可能是由于國家的宏觀政策導致的。2、Kendall協(xié)和系數(shù)檢驗為了反應變量間的一致程度，可以選擇Kendall協(xié)和系數(shù)不僅能檢驗k個相關(guān)樣本是否來自統(tǒng)一總體，還能檢驗b個變量間的相關(guān)性。它表示的是K個指標間相互關(guān)聯(lián)的程度（一致性程度），取值在0-1之間。Kendall協(xié)和系數(shù)可以用W=T/b2k(k2-1)12當W愈接

22、近1,變量間的正相關(guān)性愈好，即表現(xiàn)的一致性愈強；反之，當W愈接近0,變量間正相關(guān)性愈差，一致性愈弱。令原假設為H0：這些評估是不相關(guān)的或者是隨機的；備擇假設為H1：評估師正相關(guān)的或是一致的。操作如下：AnalyzeNonparametrieTests-KrelatedSamplesTestType:FriedmanTest;KendallsWMeanRank能源洎費總重國內(nèi)生產(chǎn)總值1.931.07RanksNKendallsChi-SquaredfAsymp.Sig.30.75122.533.00；TestSt前stiesa.KendallsCoefficientofConcordance表3

23、.1表3.2從上表可以看出PV0.001,協(xié)和系數(shù)為0.751，這個數(shù)字從整體上說明指標間的相關(guān)程度或一致性程度較好。3、協(xié)調(diào)度模型分析協(xié)調(diào)度是度量系統(tǒng)之間或系統(tǒng)內(nèi)部要素之間協(xié)調(diào)狀況好壞的定量指標。能源消費總量與經(jīng)濟發(fā)展的協(xié)調(diào)度是衡量不同經(jīng)濟發(fā)展水平階段,能源消費率與經(jīng)濟發(fā)展水平之間的耦合程度。借鑒經(jīng)濟與能源協(xié)調(diào)度的研究,設定能源消費與經(jīng)濟發(fā)展水平的協(xié)調(diào)度模型為:c=（x+y）/fx2+y2xy其中,X為經(jīng)濟發(fā)展的提高速度（其值為GDP增長率），y為能源消費總量的變化速率（其值=（當年能源消費總量-上年能源消費總量）/上年能源消費總量X100%）。Cxy表示經(jīng)濟發(fā)展與能源消費的協(xié)調(diào)度,-1.4

24、14WCxyW1.414。根據(jù)x、y值（如表3.3）的變化，協(xié)調(diào)度的類型和特征可定義如表3.4所示。年份1980gdp增長率11.88943能源消費變化速年份1995gdp增長率26.133676能源消費變化速率2.879429235率6.87567726119817.610403-1.373703857199617.0788533.06153564719828.82724534.407287163199710.9536580.530356826198312.0093556.40114714719986.87480270.202341272198420.8866867.365233192199

25、96.24957123.219908359198525.0827898.149046598200010.6353863.529939033198613.965575.435434652200110.5232753.34980176198717.3567937.15151515220029.73735216.000425515198824.7475467.347169637200312.87270415.27996437198912.9596054.233469897200417.71100916.1399843319909.86040161.824953061200515.67381910.5

26、6002174199116.6793445.146753391200616.9663179.609867922199223.6071095.190638158200722.8814518.439901653199331.2383586.2498855200818.1464443.900067021199436.4067455.81414395720098.42599115.214995471表3.3能源消耗與GDP的增長率Cxyx,y類型type特征Feature1.2WCxyW1.414xy較協(xié)調(diào)能源消費與經(jīng)濟發(fā)展接近均衡，較理想1WCxyV1.2x0,y0,且xy基本協(xié)調(diào)發(fā)展速度高于能源消

27、費速度，較理想0.8WCxyVlxO,yVO協(xié)調(diào)能源消費增長保持在短期可接受范圍內(nèi)0.5WCxyV0.8xO,yVO基本協(xié)調(diào)能源消費增長基本保持在可接受范圍0WCxyV0.5xO,yVO勉強協(xié)調(diào)能源消費增長勉強保持在可接受范圍1.414WCxyV0 xO,yVO或xV0,yV0不協(xié)調(diào)能源消費增長整體呈下降趨勢表3.4協(xié)調(diào)度區(qū)間圖3.2協(xié)調(diào)度分析圖3.2表明，1980-2009年間，全國經(jīng)濟發(fā)展速度（GDP增長速度）和能源消費變化速率的協(xié)調(diào)度總體表現(xiàn)出一定波動性且協(xié)調(diào)度值都較高,協(xié)調(diào)度數(shù)值都在1.01.414之間,除81年協(xié)調(diào)值為0.81外基本處于協(xié)調(diào)狀態(tài)。其中1990-1999年，兩個指標處于

28、基本協(xié)調(diào)；1982-1989年和2000-2009年間處于較協(xié)調(diào)狀態(tài)；1981年出現(xiàn)的大幅度下降情況，可能是由于當?shù)娜腥珪写舐暫粲跄茉吹墓?jié)約和開發(fā)而導致的能源消費總量銳減，從而使協(xié)調(diào)度降低。4、耦合協(xié)調(diào)度分析（1）關(guān)聯(lián)度分析由于指標的原始數(shù)據(jù)量綱不同，為了能夠進行時空比較，在進行關(guān)聯(lián)分析之前，一般采用極差標準化的方法對數(shù)據(jù)進行無量綱化處理結(jié)果數(shù)據(jù)如表3.5：能源消費（X）Gdp（Y）能源消費（X）Gdp(Y)19801119952.17629213.3741319810.9862631.07610419962.2429215.6582819821.02973125

29、481517.3734319831.0956451.31173519982.25937818.5678219841.1763421.58571319992.33212819.7282319851.2722021.98345420002.4144521.8264119861.3413522.26045520012.4953324.1232619871.4372792.65279820022.6450626.4722319881.5428783.309320033.04922429.8799219891.6081963.73817220043.54136935.1719519901.6375454

30、.10677120053.91533840.6847419911.7218254.79175320064.29159747.5874419921.8111995.92294820074.65380358.4761419931.9243977.77317920084.83530569.0874819942.03628410.6031420095.08746674.90878表3.5數(shù)據(jù)標準化處理由表3.5得出(k)=Y(k)-X(k)；min和4max。即為對應差數(shù)列表：Y(k)-X(k)Y(k)-X(k)minmax19800199511.19784069.821319810.08984119

31、9613.4153619820.141364199715.1186219830.21609199816.3084519840.409372199917.3961119850.711252200019.4119619860.919103200121.6279319871.215519200223.8271719881.766421200326.8306919892.129976200431.6305819902.469226200536.769419913.069928200643.2958519924.111749200753.8223419935.848783200864.252171994

32、8.566857200969.82132表3.6對應差數(shù)列表然后根據(jù)表3.6算出關(guān)聯(lián)系數(shù)：(k)=(min+Zmax)/(k)+Zmax)設分辨系數(shù)為：Z=0-5(k)(k)1980119950.75714119810.99743319960.72239919820.99596719970.69780519830.99384819980.68159419840.9884119990.66742119850.98003320000.64265419860.97434820010.61746619870.96635420020.59434719880.95183920030.56543419890

33、.94249620040.52464719900.93394220050.48703419910.91917120060.44639119920.89463120070.39343519930.85650520080.35205419940.80295920090.333333表3.7關(guān)聯(lián)系數(shù)表最后將關(guān)聯(lián)系數(shù)按樣本數(shù)k求其平均值可以得到一個關(guān)聯(lián)度矩陣Y，反映了經(jīng)濟發(fā)展速度（GDP增長速度）和能源消費變化速率的耦合作用的錯綜關(guān)系。若取最大值/=1,則說明經(jīng)濟發(fā)展速度（GDP增長速度）和能源消費變化速率兩個指標之間關(guān)聯(lián)性大并且它們之間的變化規(guī)律完全相同。而該案例中的關(guān)聯(lián)度為：Y=1匕(k)=0.7

34、56036kk-1現(xiàn)規(guī)定，當0Y0-35時關(guān)聯(lián)度為弱，兩個指標間耦合作用弱；當0.35丫0.65時，關(guān)聯(lián)度為中，兩個指標耦合作用中等；當0.65丫0.85時，關(guān)聯(lián)度較強，兩個指標耦合作用較強；當0.85丫0則隨機變量E服從均值E（x）=u+2，方差D（x）-e2u+b2（西2-1）的對數(shù)正態(tài)分布。2、質(zhì)量檢驗與異常點識別設31,w2,，wn是組成總體Q的全部個體或是來自總體的簡單隨機樣本，X1,x2，xn是對應的社會經(jīng)濟總量指標的調(diào)查結(jié)果。在此，對統(tǒng)計數(shù)據(jù)質(zhì)量的檢查和審核是指對xl,x2,，xn的可靠性和準確性進行定量的檢查和審核。顯然，這些數(shù)據(jù)無論是來自總體的全部，或是來自能代表總體的簡單隨

35、機樣本，如果服從對數(shù)正態(tài)分布，那么它們的可靠性和準確性就比較好，總體質(zhì)量也就比較高；反之，總體質(zhì)量也就差。從個別數(shù)據(jù)來看，如遠離對數(shù)正態(tài)分布對應的位置，這樣的點就不正常，可視為異常點。上述情況表明，可以通過對數(shù)正態(tài)分布的檢驗和異常點識別的方法對社會經(jīng)濟總量指標的統(tǒng)計數(shù)據(jù)的總體質(zhì)量和異常點進行檢驗和識別。對數(shù)正態(tài)分布檢驗的具體步驟是：第一步，作對數(shù)變換xi=lnxi；第二步，采用K-S檢驗法、卡方檢驗法或其他方法對xlz,x2z,xnz是否符合正態(tài)分布進行檢驗;第三步，選擇顯著性水平a0=0.05時（當n很大時，可取a0=0.01）,如通過了檢驗,則接受正態(tài)性假設，認為xl,x2,，xn的可靠性

36、和準確性滿足要求;第四步，如沒有通過檢驗，則拒絕正態(tài)性假設，可以肯定xl，x2，xn中一定存在有較大的誤差，這時應進行分析，檢查原因，經(jīng)處理后如仍未通過檢驗，可以認為數(shù)據(jù)的可靠性和準確性不符合要求。xl，x2,，xn中異常點的識別等價于對lnxl，lnx2，lnxn中異常點的識別，可以采用正態(tài)分布異常點檢驗的方法，如萊因達準則、肖維勒準則、道格拉斯準則、狄克松準則等，在此不再敘述。檢查出的異常點可能是因某種原因而引起的失實數(shù)據(jù)，應予以糾正；也可能是真正的觀察值，則予以保留。無論是哪一種情況，都應認真審核和檢查。剔除失實數(shù)據(jù)后，應重新判斷其余數(shù)據(jù)中是否含有異常點。異常數(shù)據(jù)識別步驟如下：第一步，采

37、用正態(tài)分布異常點的識別方法對lnxl，lnx2，lnxn中的異常點，也即對xl，x2,，xn中的異常點進行識別。雖然有多種方法可供選擇，考慮到政府統(tǒng)計數(shù)據(jù)的具體特點，對滿足下式的xi都視為奇異點：Inx-uv.。式中u與&2是正態(tài)分布ia(Inx,u,b2)的均值u與方差b2的估計值xln，i1工（lnx一U）2n-1i。通常認為超出置信區(qū)間exp(U-ub),exp(U+u&)的xi可視aa為異常點。第二步，把步驟一識別出的奇異點的數(shù)據(jù)與上年的數(shù)據(jù)進行比較，若數(shù)據(jù)沒有劇烈變化，則認為該數(shù)據(jù)是正常的；否則，則視為是不正常的。對因某種原因而引起的失實數(shù)據(jù)，應予以糾正，若是真正的觀察值，則予以保留

38、。剔除失實數(shù)據(jù)后，應重新計算i與。，并重新判斷其余數(shù)據(jù)中是否含有異常點。這里所采用的判斷異常點的準則，只是針對一些極端情況因而偏于保守。3.2.2對GDP與能源消耗指標中異常值檢測選擇l980年一2009年的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP和能源消費總量為基礎，對這兩組數(shù)據(jù)取對數(shù)之后是否服從正態(tài)分布。對原始數(shù)據(jù)取對數(shù)后的數(shù)據(jù)如下：年度能源消費總量(萬噸標準煤)國內(nèi)生產(chǎn)總值(億元)l980ll.00667278.42l9l94lll98ll0.99284048.49526655l982ll.03596978.579858083l983ll.0980l598.693270292l984ll.l69082l8.8

39、82953736l985ll.24742239.l06759383l986ll.30035099.237485584l987ll.36942459.397534207l988ll.44032259.6l865608l989ll.48l78569.7405l6l68l990ll.49987069.834556465l99lll.55005759.9888l5806199211.600661610.20075368199311.661285110.47259869199411.717799110.78306969199511.784295211.01524177199611.814451311.1

40、7291925199711.819740811.27686168199811.821762211.34334958199911.853453811.40397016200011.888144411.50503996200111.921093611.6050959200211.979366511.69801552200312.1215611.81910601200412.27118611.98216837200512.371574412.12777251200612.463331612.28448832200712.544357512.49053821200812.582616912.65729

41、294200912.633452512.73819058表3.8在SPSS中，正態(tài)分布的考察方法有：通過計算偏度系數(shù)和峰度系數(shù)加以考察；通過繪制直方圖、P-P圖等圖形工具來考察；也可以進行各種假設檢驗。而在對正態(tài)分布的檢驗最常用的就是KS單樣本檢驗。KS單樣本檢驗是一種分布擬合優(yōu)度的檢驗，其方法是將一個變量的累積分布函數(shù)與特定分布進行比較。用Ai表示理論（假設）分布每個類別的累積相對數(shù)，Oi表示樣本頻數(shù)的相應值，KS檢驗是以Ai和Oi的絕對差異為基礎的，其檢驗統(tǒng)計量為：K二max|A-O|。顯然，如果原假設成立，則每次抽樣研究中所得到的K值應當不會偏離ii0太遠，如果K值越大，說明基于原假設得

42、到當前樣本的可能性就越小，就越有可能判斷H0服從正態(tài)分布為錯誤。當基于原假設成立的前提得到當前樣本這樣大的K值，以及更大K值的概率小于設定檢驗水準時，我們就可以根據(jù)小概率反證法原理，認為一次抽樣中不應當出現(xiàn)這樣的結(jié)果，從而拒絕HO,接受H1,認為樣本實際上不服從所假設的理論分布。以上給出的是K-S檢驗的基本思路，為了計算出各種情況下K值所對應的概率大小，統(tǒng)計軟件還往往會將K值進一步轉(zhuǎn)化為Z值：Z二麗K。這里要檢驗的假設如下：H0：樣本來自于一個正態(tài)總體，理論分布與實際分布數(shù)據(jù)間的差異完全是抽樣誤差造成H1：樣本并非來自于一個正態(tài)總體，理論分布與實際分布數(shù)據(jù)間的差異除了由抽樣誤差造成外，確實也反

43、映了這種偏差1、對能源消耗總量標準化數(shù)據(jù)的正態(tài)性檢驗ouanba丄能源消費總娥Mean=10.61913549Std.Dev.=1.36923854N=30圖3.4能源消費總量直方圖由上面的直方圖可以大致的看出，能源消費總量總體上還是服從正態(tài)分布的。DetrendedNormalP-PPlotof能源消費總量raLLLIDNeo4Cosra-SD0.05-0.00-0.05-0.10-0.20.40.60.81.0ObservedCumProb0.0圖3.6去勢P-P圖P-P圖3.5的兩個坐標抽分別表示理論累積概率和實際累計概率，從中可以看出，數(shù)據(jù)點和理論直線基本重合，圖3.6是去勢P-P圖，

44、該圖反映的是按正態(tài)分布計算的理論值和實際值之差的分布情況，即分布的殘差圖?？梢钥闯?，雖然殘差不是完全地在y=0這條直線上，但它的變化范圍是-0.10.1之間，如果考慮測量誤差和統(tǒng)計誤差等不可消除的誤差影響因素外，還是可以接受的，也就是說樣本數(shù)據(jù)來源的總體還是大致服從正態(tài)分布的。DescriptiveStatisticsNMeanStd.DeviationMinimumMaximum能源洎費總壘3010.619141.3692385408.42191912.738191表3.9根據(jù)上面提供的描述統(tǒng)計量的結(jié)果表來看，對于所分析的樣本數(shù)據(jù)來講，總共有30條記錄，給出了我們所考慮問題的相關(guān)統(tǒng)計結(jié)果：均

45、值為10.61914，標準差為1.369238540，還有最小值、最大值等。One-SampleKolmogorov-SmirnovTest能劇-4-krn費尼旦N30NormalParametersa-bMean10.61914Std.DeviationMostExtremeAbsolute.124DifferencesPositive.083Negative-.124Kolmogorov-SmimovZ.673Asymp.Sig.(2-tailed).743TestdistributionisNormalCalculatedfromdata.表3.10表3.10就給出了相應的檢驗結(jié)果：這里

46、給出了所進行檢驗的原假設：能源消費總量素具（取對數(shù)后的）服從的正態(tài)分布的均值為10.61941,標準差為994.586。也就說，此時考慮的是得到的樣本數(shù)據(jù)是否可以拒絕能源消費總量服從上述正態(tài)分布的這一假設，緊接的幾項是K-S檢驗的統(tǒng)計量表達式，實際分布于驗證分布之間的正向最大頻數(shù)差為0.083，負向最大頻數(shù)差為-0.124,因此用語計算統(tǒng)計量的絕對值最大頻數(shù)差為0.124。隨后的統(tǒng)計量Z值為y30 x0.124二0.679176，相應的顯著性水平為0.748。據(jù)此我們可以得出這樣的結(jié)論：如果原假設是成立的話，則從這樣一個正態(tài)分布的總體中按照現(xiàn)有能源消費總量樣本量進行抽樣，平均每100次中會有7

47、4.8次得到實際數(shù)據(jù)和理論分布之間的差值K等于甚至大于現(xiàn)有能源消費總量樣本量的K值0.124,在實際的經(jīng)濟現(xiàn)象數(shù)據(jù)分析中，這是一個非常平常的情況，因此不能拒絕樣本數(shù)據(jù)時來自一個正態(tài)總體的假設。由此，也可以說明能源消費總量是大致符合正態(tài)分布的。2、對GDP標準化數(shù)據(jù)的正態(tài)性檢驗圖3.716 從直方圖的結(jié)果可以初步地判定GDP數(shù)據(jù)大致是服從正態(tài)分布的。NormalP-PPlotof國內(nèi)生產(chǎn)總值qodEnopzoedx山-0.02ObservedCumProb-ELUONEE4匚.24e口0.04-0.02-圖3.9去勢P-P圖同理，也可以初步的判斷GDP是服從正太分布的。DescriptiveSt

48、atisticsNMeanStd.DeviationMinimumMaximum玉內(nèi)主產(chǎn)總值3011.73473.48526780710.99234012.633453表3.11One-SampleKolmogorov-SmirnovTest國內(nèi)生產(chǎn)總值N30NormalParameters3Mean11.73473Std.DeviationMostExtremeAbsolute.084DifferencesPositive.084Negative-.072Kolmogorov-SmirnovZ.459Asymp.Sig.(2-tailed).984TestdistributionisNorm

49、alCalculatedfromdata.表3.12同理，我們也可以得到Z=0.459，相應的顯著性水平是0.984,根據(jù)這個標準，可以得到以下結(jié)論：如果原假設成立的話，則從這樣一個正態(tài)分布的總體中按照現(xiàn)有樣本量進行抽樣，平均每100次中會有98.4次會得到實際數(shù)據(jù)和理論分布之間的差值K等于甚至大于現(xiàn)有樣本的K值0.84,雖然就現(xiàn)在得出的分析結(jié)果，我們可以初步的判斷，ODP數(shù)據(jù)可能不服從正態(tài)分布，但我們找的數(shù)據(jù)是1980年-2009年的，而我國在1993年采用了SNA核算體系（國民經(jīng)濟賬戶體系），而之前采用的是MPS（物質(zhì)產(chǎn)品核算體系），兩種核算體系無論是在核算范圍、對象、核算指標方面都存在較

50、大的差異，明顯的SNA核算體系核算的總量指標肯定就會比MPS大很多，特別是近些年來我國第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展更加劇了兩種核算體系的差異；再次，我國統(tǒng)計工作起步晚、難度大、統(tǒng)計制度和統(tǒng)計體系不健全等原因；最后，加之我們選取的數(shù)據(jù)也就只有30年的數(shù)據(jù)，相對于統(tǒng)計推斷和檢驗大樣本的假設條件來說，是非常小的，所以不能輕易地判斷GDP的數(shù)據(jù)不符合正態(tài)分布。3、對GDP與能源消耗指標的異常值分析NMinimumMaximumMeanStd.DeviationENERGY3059447306647140271.2071951.778GDP30454634050785792.0095060.382ValidN(l

51、istwise)30表3.13描述性分析從表3.1可以看到，能源消耗總量的最大值和最小值分別為306647、59447,GDP的最大值和最小值分別為340507、4546，從以前的關(guān)于能源消耗總量和GDP的關(guān)系來看，它們存在相關(guān)關(guān)系，能源消耗總量和GDP保持同比的增長速度，它們的標準差相差不大。圖3.10GDP和能源消耗總量的對比線性圖GDP超過了能源消耗總量，且斜率很大，說明在2008年GDP的增長速度明顯快于能源消耗總量。在建國初期，由于技術(shù)不發(fā)達，出現(xiàn)了能源浪費的現(xiàn)象，能源消耗總量明顯高于GDP，但是2008年后，可能由于技術(shù)的進步，浪費能源的現(xiàn)象得到了遏制。圖3.11能源消耗總量的箱線

52、圖圖3.12GDP的箱線圖從圖3.11和圖3.12可知，能源消耗總量和GDP都出現(xiàn)了異常值，能源消耗總量的異常值是在2007年，2008年，2009年，而GDP的異常值出現(xiàn)在2008年和2009年。說明在這三年里，能源消耗總量和GDP出現(xiàn)了迅猛的增長過程，經(jīng)濟的走勢也和能源消耗總量存在此消彼長的階段。3.3基于各省市GDP與全國GDP的數(shù)據(jù)質(zhì)量分析3.312009年各省市GDP與全國GDP的異常值檢測3311對2009年各省市GDP和全國GDP的描述性分析說明：為便于畫圖，我們將各省市進行編號，依次從上到下，從1到32,在看圖的時候可以參考此說明。圖3.16各省市GDP的散點圖圖3.17各省市

53、GDP的箱線圖從3.16圖可知，各省市的GDP分布的較為分散，各地區(qū)的GDP存在明顯的差異，并且差異還非常的大。從4.16可知，存在著異常值，廣東省，山東省和浙江省的GDP明顯異于其他的各地區(qū)。并且各省市的GDP加總的和不等于2009年全國的國內(nèi)生產(chǎn)總值，存在些偏差。但是在一定的范圍內(nèi)還是可以接受的。不過這個范圍在現(xiàn)在還是難以確定，所以要從理論的方面分析它的統(tǒng)計數(shù)據(jù)的質(zhì)量，描述性統(tǒng)計只是直觀的體現(xiàn)了這一過程。3.3.1.2箱線圖法檢測異常數(shù)據(jù)基于截面數(shù)據(jù)箱線圖是利用數(shù)據(jù)中的五個統(tǒng)計量：最小值、第一四分位數(shù)、中位數(shù)、第三四分位數(shù)與最大值來描述數(shù)據(jù)的一種方法。箱線圖作為描述統(tǒng)計的工具之一，其有很多

54、功能，本文主要使用它的識別數(shù)據(jù)集中異常值的這個功能。利用表3.17中關(guān)于x的數(shù)據(jù)，直接利用SPSS中的畫圖功能實現(xiàn)箱形圖，SPSS給出了兩種箱形圖，一種是基本箱形圖，另一種是交互式箱形圖?；鞠湫螆D的PSS菜單實現(xiàn)為：點擊主菜單中的“Graphs”選項，在彈出的一級菜單中選擇“Boxplot”選項。交互式箱形圖的SPSS菜單實現(xiàn)為：點擊主菜單中的“Graphs”選項，在彈出的一級菜單中點擊“Interactive”選項，在彈出的二級菜單中選擇“Boxplot”選項。最后得到圖3.23：箱形圖中的“”表示可疑的異常值，此處異常值的確定采用的是“五數(shù)概括法”，即變量值超過第75百分位點和25百分位

55、點上變量值之差的1.5倍（箱體上方）或變量值小于第75百分位點和25百分位點上變量值之差的1.5倍（箱體下方）的點對應的值。結(jié)果顯示廣東，江蘇（按照順序2,3分別對應廣東和江蘇兩?。﹥蓚€省份的GDP數(shù)據(jù)為離群值，而全國GDP（各省GDP數(shù)據(jù)之和，圖中的“1”）為極端值是意料之內(nèi)的。3.3.1.3主成分分析法檢測異常值基于時間序列數(shù)據(jù)在數(shù)據(jù)分析問題的研究中，往往會涉及眾多有關(guān)的變量，但是，屬性太多不但會增加計算的復雜性，而且也給合理分析問題和解決問題帶來了困難一般來說，雖然每個變量都提供了一定的信息，但其重要性有所不同，而在很多情況下，變量間有一定的相關(guān)性，從而使得這些變量所提供的信息在一定程度

56、上有所重疊，因此人們希望對這些變量加以改造，用為數(shù)較少的互不相關(guān)的新變量的分析達到解決問題的目的，主成分分析便是在這種降維思想下產(chǎn)生的處理高維數(shù)據(jù)的方法。我們最終目的是構(gòu)建一個模型來描述成都房地產(chǎn)供求發(fā)展情況，從而探測成都房地產(chǎn)市場發(fā)展過程中在時間序列數(shù)據(jù)上可能產(chǎn)生的異常值。1、指標選取及數(shù)據(jù)處理借鑒住建部推薦的房地產(chǎn)發(fā)展指標體系，結(jié)合成都市指標數(shù)據(jù)的可獲得性，選取成都市房地產(chǎn)供求均衡關(guān)系指標如表1所示。目標層房地產(chǎn)供求均衡指標層商品房銷售額/房地產(chǎn)開發(fā)投資額X1商品房銷售面積/竣工面積X2消費價格指數(shù)CPI（比上年=100）X3房價收入比X4房地產(chǎn)價格增長率/GDP增長率X5表3.22預警指

57、標體系原始數(shù)據(jù)見附表，本文采用了Z標準化的方法，標準化數(shù)據(jù)如下:ZxlZx2Zx3Zx4Zx5-0.64664-1.372162.87691.88624-2.39387-0.57355-0.47121-0.47121-0.339653.51974-0.28117-0.23731-0.22269-0.03996-0.105740.011210.04775-0.30310.11354-1.00616-0.9631-0.36026-0.66168-0.61862-0.48944-0.51097-0.295680.47941.125290.759282.201780.500931.211411.179

58、690.30104-0.82629-1.06253-0.72061-0.31029-0.81593-0.420120.26373-0.40147-0.270920.479250.3114-0.58383-0.29019-0.29019-1.015670.07255-0.65293-1.01567-1.3784-1.37840.072550.798020.798021.160761.160760.07255-1.25393-0.02042-0.496811.54487-0.64143-0.233090.14972-0.020421.45980.73670.328370.634620.53254-

59、0.32667表3.23Z標準化2、主成分分析利用SPSS統(tǒng)計分析軟件對選取的指標進行主成分分析得出描述性統(tǒng)計結(jié)果一表3.24,主成分的特征值、貢獻率、累積貢獻率、因子載荷矩陣表3.26。根據(jù)主成分對應的累積貢獻率大于85%的原則選取前3個主成分。DescriptiveStatisticsMeanStd.DeviationAnalysisNx111.25471.3680915x21.087.3.4644716x3103.61734.8255715x4.2580.0275716x5.40401.1755015表3.24描述性統(tǒng)計TotalVarianceExplainedComponentIni

60、tialEigenvaluesExtractionSumsofSquaredLoadingsTotal%ofVarianceCumulatiye%Total%ofVarianceCumulative%12.04-240.83440.3342.04-240.83440.83421.56331.35272.1S61.56331.35272.1863.94-618.92291.10794613.92291.1074.3296.53397.690.3296.53397.6905.1152.310100.000ExtractionMethod:PrincipalComponentAnalysis表3.2