【韓國文化產(chǎn)業(yè)競爭力的影響因素實(shí)證探析8200字（論文）】

韓國文化產(chǎn)業(yè)競爭力的影響因素實(shí)證分析目錄TOC\o"1-2"\h\u29624韓國文化產(chǎn)業(yè)競爭力的影響因素實(shí)證分析 1187221.1影響因素分析與指標(biāo)的選取 1142801.1.1生產(chǎn)要素因素 113701.1.2需求狀況因素 2239411.1.3支持性產(chǎn)業(yè)因素 2107671.1.4企業(yè)戰(zhàn)略結(jié)構(gòu)與競爭因素 3159391.1.5政府因素 3269721.2影響因素指標(biāo)體系的建立與變量選取 3290271.3實(shí)證分析 5153741.3.1主成分分析法 6306511.3.2采用因子分析法的可行性檢驗(yàn) 7260721.3.3主成分提取與命名 970501.3.4因子載荷矩陣與主成分得分 1141031.3.5逐步回歸與結(jié)果 131.1影響因素分析與指標(biāo)的選取1.1.1生產(chǎn)要素因素文化產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)要素是指文化企業(yè)在開發(fā)或者生產(chǎn)各種文化產(chǎn)品的過程中所需要投入的生產(chǎn)要素資源，文化產(chǎn)品大部分具有無形性，且文化產(chǎn)業(yè)是知識(shí)密集型產(chǎn)業(yè)，因此，文化產(chǎn)業(yè)對有形資源的需求較低，對人力資源的需求反而更高。因此對于文化產(chǎn)業(yè)影響因素的分析更側(cè)重于對人力資源的分析與研究。韓國發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)起步較早，對于人力資源對文化產(chǎn)業(yè)的積極作用的認(rèn)識(shí)比較深刻，為其增添文化產(chǎn)業(yè)競爭力奠定了一定的基礎(chǔ)。韓國文化產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員數(shù)量持續(xù)的增加，韓國還大量引進(jìn)海外的人才，為海外人才提供相當(dāng)豐厚的報(bào)酬，吸引大量人才。文化產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人數(shù)占韓國總?cè)丝诘谋壤咏?0%。同時(shí)，資金對于文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也是必不可少的，文化產(chǎn)業(yè)對資金是具有高耗性的，充足的資金是保證韓國維持并提高文化產(chǎn)業(yè)競爭力的不可缺失的因素，若沒有充足的資金，文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展勢必會(huì)受到重重阻礙，也不利于文化產(chǎn)業(yè)實(shí)現(xiàn)規(guī)模效應(yīng)。韓國的文化產(chǎn)業(yè)對于國內(nèi)的資金利用是比較充分的，為了進(jìn)一步探究資金對文化產(chǎn)業(yè)競爭力的影響，在考慮國內(nèi)資金的同時(shí)，也要充分考慮文化產(chǎn)業(yè)對海外資金的利用情況，外商投資作為最直觀的海外資金，對韓國文化產(chǎn)業(yè)競爭力的培育方面也存在著積極的推動(dòng)作用，因此，本文也將外商投資納入到影響韓國文化產(chǎn)業(yè)競爭力的影響因素之中。本文選取人口數(shù)、文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)、高等教育入學(xué)總?cè)藬?shù)和外商直接投資額作為衡量文化產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)要素的指標(biāo)。1.1.2需求狀況因素韓國的地域狹小，人口約為50萬人，自然條件嚴(yán)重限制了韓國文化產(chǎn)業(yè)國內(nèi)市場規(guī)模的擴(kuò)大，國內(nèi)市場的需求已經(jīng)逐漸達(dá)到飽和狀態(tài)，韓國必須轉(zhuǎn)戰(zhàn)海外市場，否則將嚴(yán)重阻礙韓國文化產(chǎn)業(yè)競爭力的培育，甚至還會(huì)造成文化產(chǎn)業(yè)競爭力的縮減，為了使韓國文化產(chǎn)業(yè)繼續(xù)帶動(dòng)其國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長，韓國必須積極拓展海外市場。因此，韓國在考慮消費(fèi)者需求的時(shí)候必須充分考慮海外的需求狀況。韓國的“韓流”文化不僅在韓國國內(nèi)引發(fā)熱潮，其影響力逐步擴(kuò)建到世界各地，受到國內(nèi)外人們的追捧，為韓國文化產(chǎn)業(yè)在國際上打開了知名度。韓國國內(nèi)以家庭為單位統(tǒng)計(jì)的家庭用于娛樂、文化的支出在家庭的總體支出中占據(jù)了重要的一部分。韓國家庭用于娛樂、文化支出從2460萬韓元增長到6427萬韓元，說明韓國國內(nèi)對文化方面的消費(fèi)正在逐步的增加。隨著韓國政府不斷提供優(yōu)惠政策，韓國文化產(chǎn)品的出口更為順利，因此，奠定了韓國文化產(chǎn)品長期貿(mào)易順差的局面。隨著韓國文化產(chǎn)業(yè)的持續(xù)輸出、外國市場的逐步打開，致使韓國文化產(chǎn)品在國外的需求逐步地?cái)U(kuò)大，國外人民的需求與偏好直接影響了韓國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)。所以在研究韓國文化產(chǎn)業(yè)競爭力的時(shí)候要充分考慮國內(nèi)外的需求狀況。因此，本文選取韓國人均GDP、韓國家庭用于娛樂、文化支出作為衡量韓國國內(nèi)需求的指標(biāo)。選取世界人均GDP、按購買力平價(jià)衡量的居民最終消費(fèi)支出作為衡量國外需求的指標(biāo)。1.1.3支持性產(chǎn)業(yè)因素韓國近幾年正在逐步地探索建立數(shù)字文化產(chǎn)業(yè)的方式方法，特別注重將文化產(chǎn)業(yè)與高科技產(chǎn)業(yè)、信息產(chǎn)業(yè)的融合，文化產(chǎn)業(yè)、高科技產(chǎn)業(yè)、信息產(chǎn)業(yè)之間相互促進(jìn)，有利于文化產(chǎn)業(yè)的升級(jí)轉(zhuǎn)型，使其擁有更高的附加值，能夠在很大程度上提升文化產(chǎn)業(yè)的競爭力。信息產(chǎn)業(yè)的迅猛發(fā)展，使得一些文化產(chǎn)品的傳播方式發(fā)生了翻天覆地的變化，如圖書可以網(wǎng)上傳播，銷往世界各地。也使得其他國家文化產(chǎn)品的獲取變得非常容易，拓寬了文化產(chǎn)品的銷售渠道和供給范圍。高科技產(chǎn)業(yè)使得文化產(chǎn)業(yè)的形態(tài)變得更加小巧便捷，使文化產(chǎn)品的附加值越來越高，增強(qiáng)文化產(chǎn)業(yè)的競爭力。同樣，旅游業(yè)與文化產(chǎn)業(yè)之間也是密不可分的，“韓流”的風(fēng)靡一時(shí)吸引了不少的外國游客，這樣對于韓國文化的海外輸出具有積極的影響，韓國政府充分利用發(fā)展韓國旅游業(yè)這一契機(jī)來帶動(dòng)韓國文化產(chǎn)品的銷量的快速增長。這些產(chǎn)業(yè)與韓國文化產(chǎn)業(yè)密不可分，相互促進(jìn)。因此，本文選取了海外旅游收入、訪韓外國游客來衡量旅游業(yè)對文化產(chǎn)業(yè)的影響，選取互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)、互聯(lián)網(wǎng)個(gè)人用戶數(shù)（占總?cè)丝诘谋壤﹣砗饬啃畔a(chǎn)業(yè)對文化產(chǎn)業(yè)的影響，選取研發(fā)投資來衡量高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對文化產(chǎn)業(yè)的影響。最后考慮到產(chǎn)業(yè)空間支持，選取了城市化率作為其衡量指標(biāo)。1.1.4企業(yè)戰(zhàn)略結(jié)構(gòu)與競爭因素文化產(chǎn)業(yè)競爭力的提升與文化企業(yè)的戰(zhàn)略制定和企業(yè)之間的相互競爭是脫離不了關(guān)系的。企業(yè)的經(jīng)營方式、經(jīng)營理念、戰(zhàn)略制定、營銷手段、同業(yè)競爭在一定程度上體現(xiàn)了一個(gè)國家整體的文化產(chǎn)業(yè)競爭力。但是上述的經(jīng)營方式、經(jīng)營理念等是難以量化的，也是難以進(jìn)行橫向比較的。隨著韓國建立數(shù)字文化產(chǎn)業(yè)進(jìn)程的加快，對文化產(chǎn)業(yè)的內(nèi)涵、技術(shù)都有了更高的要求。對于文化企業(yè)來說，發(fā)展數(shù)字文化產(chǎn)業(yè)是要進(jìn)行大量的開發(fā)與研究，文化企業(yè)擁有科研人員的數(shù)量能夠在一定的程度上體現(xiàn)出該文化企業(yè)的整體實(shí)力，比如說，擁有科研人員較多的企業(yè)一般都是資金較為雄厚、技術(shù)較為先進(jìn)的企業(yè)。故采取國內(nèi)整體的研發(fā)技術(shù)人員來表達(dá)企業(yè)戰(zhàn)略結(jié)構(gòu)與競爭因素，能夠體現(xiàn)韓國國內(nèi)企業(yè)整體的科技水平，也可以衡量一個(gè)國家整體企業(yè)的實(shí)力。在21世紀(jì)的今天，科技競爭力越來越大，在產(chǎn)業(yè)發(fā)展的時(shí)候要考慮公司對技術(shù)人員的投入，這樣才能更好地衡量競爭力。本文選取研發(fā)技術(shù)人員來衡量企業(yè)戰(zhàn)略與競爭這一因素。1.1.5政府因素韓國文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展離不開政府的大力支持，韓國政府早在20世紀(jì)末期就已經(jīng)注意到文化產(chǎn)業(yè)的重要作用，因此采用一系列政策與手段來發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)。政府利用其權(quán)威性推動(dòng)了韓國文化產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展并為韓國文化產(chǎn)業(yè)積蓄了不少的競爭力，使韓國成為世界上文化產(chǎn)業(yè)實(shí)力較強(qiáng)的國家之一。世界上現(xiàn)有的文化強(qiáng)國，其能夠達(dá)到今天的高度是不能離開政府支持的。政府利用其宏觀調(diào)控的能力，保證文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠擁有充足的資源，同時(shí)，政府頒發(fā)的優(yōu)惠政策能夠吸引大量的企業(yè)紛紛投入到文化產(chǎn)業(yè)的建設(shè)中來，為文化產(chǎn)業(yè)的后續(xù)發(fā)展帶來了資金與人才，這些都是發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)最為寶貴的資源。人均文化財(cái)政費(fèi)用展示了政府對文化領(lǐng)域發(fā)展和生活質(zhì)量改善的投資程度。由于在韓國沒有為文化休閑提供民間捐贈(zèng)，政府投入財(cái)政資源是補(bǔ)充文化休閑市場運(yùn)行的主要手段，為國民的文化休閑生活提供基礎(chǔ)設(shè)施，并投入各種項(xiàng)目，提高弱勢群體的文化享受權(quán)，為提高國民生活質(zhì)量作出巨大貢獻(xiàn)。從量化的角度考慮，本文選取人均文化財(cái)政費(fèi)用、政府對娛樂、文化和宗教的支出作為政府因素的衡量指標(biāo)。1.2影響因素指標(biāo)體系的建立與變量選取基于“鉆石模型”對影響文化產(chǎn)業(yè)的影響因素做了初步的分析與指標(biāo)的選取，為后文評(píng)價(jià)體系的建立奠定了一定的基礎(chǔ)。本文以2003-2017年的數(shù)據(jù)作為樣本容量，以X1-X17表示對韓國文化產(chǎn)業(yè)競爭力的影響因素進(jìn)行分析，變量選取與數(shù)據(jù)來源見表1-1。本文選的的數(shù)據(jù)大都來源于韓國的統(tǒng)計(jì)網(wǎng)站，韓國網(wǎng)站上最新年份的數(shù)據(jù)還未進(jìn)行公布，而且本文中選取得指標(biāo)比較多，而且這17個(gè)指標(biāo)在2003-2017年得數(shù)據(jù)都比較齊全，因此選擇的是2003-2017年得數(shù)據(jù)，以幫助我們能夠更好得進(jìn)行實(shí)證分析。在因變量與目標(biāo)層方面，選取韓國文化產(chǎn)業(yè)的銷售額（Y）表示韓國文化產(chǎn)業(yè)的競爭力。

表1-1韓國文化產(chǎn)業(yè)競爭力影響因素指標(biāo)體系目標(biāo)層要素層影響因素具體指標(biāo)層數(shù)據(jù)來源韓國文化產(chǎn)業(yè)競爭力生產(chǎn)要素因素X1人口數(shù)韓國統(tǒng)計(jì)網(wǎng)X2文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)韓國統(tǒng)計(jì)網(wǎng)X3高等教育入學(xué)總?cè)藬?shù)國研網(wǎng)X4海外直接投資韓國統(tǒng)計(jì)網(wǎng)需求狀況因素X5世界人均GDP韓國統(tǒng)計(jì)網(wǎng)X6國內(nèi)人均GDP韓國統(tǒng)計(jì)網(wǎng)X7按購買力平價(jià)衡量的居民最終消費(fèi)支出世界銀行X8家庭用于文化娛樂支出韓國統(tǒng)計(jì)網(wǎng)支持產(chǎn)業(yè)因素X9國際旅游外匯收入韓國統(tǒng)計(jì)網(wǎng)X10訪韓外國游客韓國統(tǒng)計(jì)網(wǎng)X11研發(fā)投資韓國統(tǒng)計(jì)網(wǎng)X12互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)韓國統(tǒng)計(jì)網(wǎng)X13互聯(lián)網(wǎng)個(gè)人用戶數(shù)（占總?cè)丝诘谋壤╉n國統(tǒng)計(jì)網(wǎng)X14城市化率韓國統(tǒng)計(jì)網(wǎng)企業(yè)戰(zhàn)略與競爭因素X15企業(yè)擁有的研發(fā)人員韓國統(tǒng)計(jì)網(wǎng)政府因素X16政府娛樂、文化和宗教支出APEC統(tǒng)計(jì)X17人均文化財(cái)政韓國統(tǒng)計(jì)網(wǎng)1.3實(shí)證分析通常情況下，我們分析的問題涉及很多指標(biāo)，并且每個(gè)指標(biāo)幾乎都不是獨(dú)立的，它們既反映了我們所研究的某些信息，又反映了與這些信息相關(guān)的其他信息。在使用這些統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)研究某一問題時(shí)，指標(biāo)太多，不僅會(huì)增加計(jì)算量，還會(huì)因?yàn)閱栴}的復(fù)雜性而掩蓋問題本身。主成分分析法主要運(yùn)用的是一種降維的思想，即利用少量的主成分指標(biāo)獲得到大量的或相對大量的，且有代表性意義的信息。并將這一思想貫徹到整個(gè)研究分析當(dāng)中，最后運(yùn)用回歸分析方法解釋變量與主成分的相互影響關(guān)系。利用主成分分析法降維的同時(shí)，還應(yīng)該考慮到主成分中包含信息的復(fù)雜性，本文指標(biāo)較多，如將整體進(jìn)行主成分分析，得出來的主成分將難以對其解釋和命名，不利于結(jié)果的分析。因此，本文借鑒尹文靜、王禮力（2011）在《農(nóng)民生產(chǎn)投資的影響因素分析——基于監(jiān)督分組的主成分回歸分析》尹文靜,王禮力.農(nóng)民生產(chǎn)投資的影響因素分析—基于監(jiān)督分組的主成分回歸分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì).2011(02）將分析出來的指標(biāo)進(jìn)行了分類分組，再將分組后的指標(biāo)進(jìn)行主成分分析，提取出來主成分，將各組的主成分與因變量進(jìn)行逐步回歸，這樣可以從結(jié)果中直接看出應(yīng)性因素對于因變量得作用。尹文靜,王禮力.農(nóng)民生產(chǎn)投資的影響因素分析—基于監(jiān)督分組的主成分回歸分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì).2011(02）1.3.1主成分分析法設(shè)有N個(gè)樣本，P個(gè)指標(biāo)，為隨機(jī)向量，要尋找的公因子為，則模型：（1.1）（1.1）被稱為因子模型。A=aij為因子載荷矩陣，aij代表因子載荷，其實(shí)質(zhì)就是公因子Fi和變量Xi的相關(guān)系數(shù)。為特殊因子，代表公因子以外的影響因素所導(dǎo)致的。根據(jù)上述原理算出相關(guān)系數(shù)矩陣R，通過此來的初步判斷能否進(jìn)行因子分析。隨后求出因子載荷矩陣A，計(jì)算特征根λi，并提取特征值大于1的因子。通過上述構(gòu)造的模型能夠?qū)⒎彪s的指標(biāo)進(jìn)行降維，能夠清晰地看出韓國文化產(chǎn)業(yè)競爭力的影響因素的主要成分。隨后將這些主成分計(jì)算出因子得分，并將因子得分與被解釋變量進(jìn)行逐步回歸，這樣可以得出對韓國文化產(chǎn)業(yè)競爭力產(chǎn)生最直接影響的因素，分析過后，認(rèn)為采用監(jiān)督分組的主成分分析更加科學(xué)，因此將17個(gè)指標(biāo)分成了四組，各影響因素的監(jiān)督分組見表1-2：

表1-2影響因素的監(jiān)督分組因素分組原自變量因素生產(chǎn)要素變量X1人口數(shù)X2文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)X3高等教育入學(xué)總?cè)藬?shù)X4海外直接投資需求狀況變量X5世界人均GDPX6國內(nèi)人均GDPX7按購買力平價(jià)衡量的居民民最終消費(fèi)支出X8家庭用于文化娛樂支出相關(guān)及支持產(chǎn)業(yè)變量X9國外旅游外匯收入X10訪韓外國游客X11研發(fā)投資X12互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)X13互聯(lián)網(wǎng)用戶個(gè)人數(shù)（占總?cè)丝诒壤14城市化率政府與企業(yè)變量X15企業(yè)擁有的研發(fā)人員X16政府娛樂、文化和宗教支出X17人均文化財(cái)政1.3.2采用因子分析法的可行性檢驗(yàn)表4-3是相關(guān)系數(shù)矩陣，陰影部分代表的是4組分別的相關(guān)系數(shù)。從相關(guān)系數(shù)矩陣中可以看出變量間的相關(guān)性較強(qiáng)。但是，仍需要進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)，常用的檢驗(yàn)方法是巴特利特球度檢驗(yàn)（Bartletttestofsphericity）和KMO（Kaiser-Meyer-0lkin）檢驗(yàn)。

表1-3各組變量相關(guān)系數(shù)矩陣X1X2X3X4X5X6X7X8X9X10X11X12X13X14X15X16X17X11.000.948-.566.926.942.931.984.996.944.941.984.958.951.591.994.944.958X2.9481.000-.569.828.857.826.904.928.908.900.936.850.830.473.932.909.905X3-.566-.5691.000-.492-.319-.598-.522-.595-.530-.694-.685-.647-.562.274-.562-.750-.768X4.926.828-.4921.000.925.902.958.933.804.817.919.933.936.639.938.817.879X5.942.857-.319.9251.000.900.948.938.892.828.899.889.901.761.945.804.827X6.931.826-.598.902.9001.000.931.947.843.890.941.954.936.540.939.896.914X7.984.904-.522.958.948.9311.000.985.896.902.965.958.965.653.986.909.936X8.996.928-.595.933.938.947.9851.000.941.948.989.972.956.568.996.950.968X9.944.908-.530.804.892.843.896.9411.000.956.923.877.852.490.933.913.901X10.941.900-.694.817.828.890.902.948.9561.000.949.924.890.383.931.975.959X11.984.936-.685.919.899.941.965.989.923.9491.000.972.945.474.982.964.985X12.958.850-.647.933.889.954.958.972.877.924.9721.000.984.535.963.936.966X13.951.830-.562.936.901.936.965.956.852.890.945.9841.000.630.949.903.933X14.591.473.274.639.761.540.653.568.490.383.474.535.6301.000.591.363.378X15.994.932-.562.938.945.939.986.996.933.931.982.963.949.5911.000.928.952X16.944.909-.750.817.804.896.909.950.913.975.964.936.903.363.9281.000.984X17.958.905-.768.879.827.914.936.968.901.959.985.966.933.378.952.9841.000通過表1-4可以看出，四組變量的KMO值分別為0.689、0.836、0.751和0.701，皆大于0.65。一般認(rèn)為KMO值大于0.6說明進(jìn)行因子分析效果較好。而在Bartlett的檢驗(yàn)中，四組的p值皆為0.000小于相應(yīng)的顯著性水平0.01。因此，韓國文化產(chǎn)業(yè)競爭力影響因素指標(biāo)體系及相關(guān)數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析。表1-4KMO和Bartlett的檢驗(yàn)組別第一組第二組第三組第四組KMO取樣適切性量數(shù).689.836.751.701巴特利特球形度檢驗(yàn)近似卡方56.99395.530144.82271.534自由度66153顯著性.000.000.000.000

1.3.3主成分提取與命名在確定了能夠使用因子分析法的方法之后，對四組變量提取主成分。提取完主成分之后，能夠得到各組的碎石圖，可以直觀地看出每組能夠提取幾個(gè)主成分。根據(jù)圖4-1顯示，四組因子中都只有一個(gè)因子的連線較陡峭，所以每組皆只需要提取一個(gè)主成分。第4組第3組第2組第1組第4組第3組第2組第1組圖4-1第1組至第4組的碎石圖由表1-5可知，四組每組都只能提取出一個(gè)主成分，其特征值分別為3.203、3.825、5.024、2.910.同時(shí)提取出的第1組至第4組的主成分的貢獻(xiàn)率與累計(jì)貢獻(xiàn)率分別為80.076%、95.618%、83.726%和96.993%，每組主成分的累計(jì)貢獻(xiàn)率皆大于80%，說明在主成分提取過程中損失的信息量較少，主成分能夠涵蓋大部分信息，能夠較為全面的解釋原有信息。表1-5解釋的總方差組別成分初始特征值提取載荷平方和總計(jì)方差百分比累積%總計(jì)方差百分比累積%第一組13.20380.07680.0763.20380.07680.0762.60515.11795.1933.1671.18299.3754.025.625100.000第二組13.82595.61895.6183.82595.61895.6182.1022.55598.1743.0601.49299.6664.013.334100.000第三組15.02483.72683.7265.02483.72683.7262.73812.30496.0303.1833.05599.0854.033.55499.6395.015.24399.8826.007.118100.000第四組1232.910.078.01296.9932.596.41196.99399.589100.0002.91096.99396.993將原有的4組變量17個(gè)指標(biāo)用4個(gè)主成分來表示，因?yàn)槊拷M都只能得出一個(gè)主成分，因此不用運(yùn)用到因子的旋轉(zhuǎn)，故可以直接對第1組至第4組的主成分進(jìn)行命名，將第一組的主成分命名為“F1生產(chǎn)要素主成分”；第二組的主成分命名為“F2需求狀況主成分”；第三組的主成分命名為“F3相關(guān)及支持性產(chǎn)業(yè)主成分”；第四組主成分命名為“F4政府與企業(yè)主成分”。1.3.4因子載荷矩陣與主成分得分經(jīng)由之前的主成分分析已經(jīng)得出了因子載荷矩陣，如表4-6中“成分”列所示，之后使用因子載荷矩陣中的數(shù)據(jù)，通過公式分別計(jì)算各組主成分的系數(shù)矩陣，即表4-6中的“特征向量（權(quán)重/系數(shù)）”列。其中，ti為第i組主成分的系數(shù)矩陣，ai則為第i組的成分矩陣，mi為第i組主成分的特征值，即表1-4中提取平方和載入列的合計(jì)部分的數(shù)值。表1-6因子載荷矩陣（成分矩陣）與因子系數(shù)變量成分特征向量（權(quán)重/系數(shù)）第一組X1人口數(shù)0.9770.545904X2文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)0.9490.530259X4海外直接投資0.9240.51629X3高等教育入學(xué)總?cè)藬?shù)-0.702-0.39225第二組X8家庭用于文化娛樂支出0.9890.505686X7按購買力平價(jià)衡量的居民最終消費(fèi)支出0.9880.505174X5世界人均GDP0.9680.494948X6國內(nèi)人均GDP0.9660.493925第三組X12互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)0.9790.436775X11研發(fā)投資0.9770.435883X13互聯(lián)網(wǎng)用戶個(gè)人數(shù)（占總?cè)丝诒壤?.9740.434544X10訪韓外國游客0.9520.424729X9國外旅游外匯收入0.9440.42116X14城市化率0.6030.269025第四組X17人均文化財(cái)政0.9940.58269X16政府娛樂、文化和宗教支出0.9860.578X15企業(yè)擁有的研發(fā)人員0.9750.57156提取方法：主成分已提取了1個(gè)成分由上表中的特征向量可得各組主成分的表達(dá)式如下：（1.3）（1.4)（4.5）（4.6）由表達(dá)式可知每個(gè)指標(biāo)對于各自提取出來的主成份的影響大小以及影響的方向，并由各組主成分表達(dá)式計(jì)算得出因子得分，由表4-7可知四個(gè)分組的主成分得分基本都隨著時(shí)間的推移而增加，中間存在波動(dòng)但總體波動(dòng)范圍不大。表1-7因子得分表主成分F1F2F3F42003年-1.19256-1.78278-1.82485-1.318922004年-1.15823-1.54931-1.31834-1.262442005年-1.17985-1.14976-1.10765-1.057202006年-1.10763-.79328-.83400-.852672007年-.70976-.35413-.64619-.817102008年-.66690-.25411-.31830-.635152009年-.45950-.42688-.16661-.370352010年.05100.06582.07322-.081462011年.37552.48778.28428.162552012年.48709.64399.46132.393122013年.66854.74540.67024.667492014年.74706.949281.03253.869792015年.96924.95143.987711.244622016年1.377111.097271.423971.537082017年1.798881.369281.282671.520651.3.5逐步回歸與結(jié)果接下來運(yùn)用SPSS軟件對上述的因子得分和解釋變量進(jìn)行逐步回歸。如果F統(tǒng)計(jì)量足夠小，每一步都會(huì)將所有不在回歸方程中的具有最小F統(tǒng)計(jì)量的值得變量加入方程，反之，則剔除，直至沒有變量可以加入或剔除為止。使用之前分析得出的主成分F1-F4對韓國文化產(chǎn)業(yè)銷售額Y進(jìn)行逐步回歸。對各因變量做逐步回歸的預(yù)估模型如下：（4.7）其中，Y是被解釋變量，β是與Y相關(guān)的各因子系數(shù)，逐步回歸根據(jù)F統(tǒng)計(jì)值小于0.05的原則輸入變量，并且根據(jù)F統(tǒng)計(jì)值大于0.1的原則移除變量。由表1-8可知，對于因變量Y引入的變量為F3，F(xiàn)1、F2、F4被移除。表1-8輸入/出去的變量模型輸入的變量除去的變量方法1REGRfactorscore1foranalysis3.步進(jìn)（條件：要輸入的F的概率<=.050，要除去的F的概率>=.100）。a.因變量：Y表1-9與表1-10中顯示了模型回歸方程的判定系數(shù)、調(diào)整后的判定系數(shù)、F檢驗(yàn)值、顯著性檢驗(yàn)P值。表1-9模型摘要模型RR2調(diào)整后R2標(biāo)準(zhǔn)估算的誤差更改統(tǒng)計(jì)R2變化量F變化量自由度1自由度2顯著性F變化量1.977a.954.9517520815.045.954251.149112.000a.預(yù)測變量：（常量）,REGRfactorscore1foranalysis3表1-9顯示，對于Y的逐步輸出了F3一個(gè)變量后Ｒ２=0.954，調(diào)整后R2為0．951，說明樣本回歸直線對樣本的擬合程度非常高，模型通過擬合優(yōu)度檢驗(yàn)。表1-10Anova表模型平方和自由度均方F顯著性1回歸14205639845239522.000114205639845239522.000251.149.000b殘差678751907326669.2001256562658943889.100總計(jì)14884391752566192.00013a.因變量：Yb.預(yù)測變量：（常量）,REGRfactorscore1foranalysis3通過觀察表1-10回歸變量的P值小于0.05，即變量對回歸方中起顯著性作用，保留其在回歸方程中。由于本次回歸的主要目的是分析四個(gè)主成分對于各因變量影響力度的大小，并不需要進(jìn)行預(yù)測，故選擇標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)結(jié)合之前分析得出的各主成分的表達(dá)式來分析主成分對于因變量的影響力度。表1-11系數(shù)與t檢驗(yàn)?zāi)Ｐ臀礃?biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)t顯著性相關(guān)性共線性統(tǒng)計(jì)B標(biāo)準(zhǔn)誤差Beta零階偏部分容差VIF1（常量）63014712.2282032808.54030.999.000REGRfactorscore1foranalysis336901602.6112328518.733.97715.848.000.977.977.9771.0001.000a.因變量：Y表1-11顯示了逐步回歸分析的非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)、t統(tǒng)計(jì)量、顯著性系數(shù)等，最終得到方程如下：（4.8）基于傳統(tǒng)與修正的鉆石模型分析了可能影響韓國文化產(chǎn)業(yè)競爭力的各項(xiàng)因素，并通過選取能夠代表各項(xiàng)因素的具體指標(biāo)構(gòu)建起5個(gè)方面17個(gè)指標(biāo)的競爭力影響因素體系，選取2003年－2017年的數(shù)據(jù)作為原始變量進(jìn)行實(shí)證分析。因選取的指標(biāo)數(shù)量過多，且通過檢驗(yàn)各個(gè)指標(biāo)具有一定的重合性和覆蓋性，故選取主成分分析法，對所選取的多指標(biāo)進(jìn)行降維處理，并將17個(gè)指標(biāo)分成了4大類，采取監(jiān)督分組的主成分回歸分析法來探究韓國文化產(chǎn)業(yè)競爭力的影響