居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)spss分析論文

1、我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)spss分析一、我國(guó)城鎮(zhèn)居民現(xiàn)狀近年來, ,我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)發(fā)生了重大變化 , , 經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度加快 , , 居民收入穩(wěn)定 增加, , 在國(guó)家連續(xù)出臺(tái)住房、教育、醫(yī)療等各項(xiàng)改革措施和實(shí)施“刺激消費(fèi)、擴(kuò) 大需、拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”經(jīng)濟(jì)政策的影響下 , ,全國(guó)居民的消費(fèi)支出也強(qiáng)勁增長(zhǎng) , , 消費(fèi) 結(jié)構(gòu)發(fā)生了顯著變化 , , 消費(fèi)結(jié)構(gòu)不合理現(xiàn)象得到了一定程度的改善。本文通過相 關(guān)數(shù)據(jù)分析總結(jié)出了我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)呈現(xiàn)富裕型、娛樂教育文化服務(wù)類消費(fèi)攀 升的趨勢(shì)特點(diǎn)。二、我國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的橫向分析第一, , 食品消費(fèi)支出比重隨收入增加呈現(xiàn)出明顯的下降趨勢(shì) , , 這與恩格爾定律 的表述一致

2、。但最低收入戶與最高收入恩格爾系數(shù)相差太過懸殊 , , 城鎮(zhèn)最低收入 戶剛剛解決了溫飽問題 , , 而最高收入戶的生活水平按照恩格爾系數(shù)的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)早 已達(dá)到了富裕型 , , 甚至接近最富裕型。第二, ,衣著消費(fèi)支出比重隨收入增加緩慢上升 , , 到高收入戶又有所下降 , , 但各收 入組支出比重相差不大。 衣著支出比重沒有更多的遞增且最高收入戶的支出比重 有所下降 , , 這些都符合恩格爾定律關(guān)于衣著消費(fèi)的引申。 隨著收入的增加 , , 衣著支 出比重呈現(xiàn)先上升后下降的走勢(shì)。事實(shí)上 , , 在當(dāng)前的價(jià)格水平和服裝業(yè)的發(fā)展水 平下 , , 城鎮(zhèn)居民的穿著是有一定限度的 , , 而且居民對(duì)衣著的需

3、求也不是無限膨脹 的, ,即使收入水平繼續(xù)提高 , , 也不需要將更大的比例用于購(gòu)買服飾用品了。第三, , 家庭設(shè)備用品及服務(wù)、交通通訊、娛樂教育文化服務(wù)和雜項(xiàng)商品與服務(wù) 的支出比重呈逐組上升趨勢(shì) , , 說明居民的生活水平隨收入的增加而不斷提高和改 善。第四, , 醫(yī)療保健支出比重隨收入水平提高呈現(xiàn)一種兩端高、中間低的走勢(shì)。這 是因?yàn)獒t(yī)療保健支出作為生活必須支出 , , 不論居民生活水平高低 , , 都要將一定比 例的收入用于維持自身健康 , ,而且由于醫(yī)療制度改革 , , 加重了個(gè)人負(fù)擔(dān)的同時(shí) , ,也 減小了舊制度可能造成的不同行業(yè)、不同體制下居民醫(yī)療保健支出的差別 , , 因而 不同收

4、入等級(jí)的居民在醫(yī)療保健支出比重上差別不大。第五 , , 居住支出比重基本上呈先上升后下降的趨勢(shì) , , 這與我國(guó)居民消費(fèi)能級(jí)不 斷提升 , , 住宅商品正在越來越成為城鎮(zhèn)居民關(guān)注的熱點(diǎn)是相吻合的 , , 同時(shí)與恩格 爾定律的引申也是一致的?？梢钥闯?, , 城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)狀況雖然受價(jià)格水平、消 費(fèi)習(xí)慣、消費(fèi)環(huán)境、消費(fèi)心理預(yù)期等諸多因素的影響 , , 但歸根結(jié)底仍取決于居民 的收入水平 , , 要提高城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出 , , 必須增加居民收入。因此, , 采取切實(shí)有效的措施增加城鎮(zhèn)居民的可支配收入 , , 不僅可以提高全國(guó)城 鎮(zhèn)居民的總體消費(fèi)水平 , , 促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)向著更加健康、 合理的方向

5、發(fā)展 , , 而且在啟 動(dòng)需, , 促進(jìn)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面有著重大的現(xiàn)實(shí)意義。三、我國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的縱向分析進(jìn)入 2121 世紀(jì)以來 , , 隨著經(jīng)濟(jì)體制改革的深入 , , 國(guó)民經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展 , ,我國(guó)城鄉(xiāng) 居民的消費(fèi)水平顯著提高 , ,居民的各項(xiàng)支出顯著增加。 隨著消費(fèi)水平的提高 , , 我國(guó) 城鄉(xiāng)居民消費(fèi)從注重量的滿足到追求質(zhì)的提高 , , 從以衣食消費(fèi)為主的生存型到追 求生活質(zhì)量的享受型、發(fā)展型 , , 消費(fèi)質(zhì)量和消費(fèi)結(jié)構(gòu)都發(fā)生了明顯的變化。城鎮(zhèn) 居民在食品、 衣著、家庭設(shè)備用品三項(xiàng)支出在消費(fèi)支出中的比重呈現(xiàn)明顯的下降 趨勢(shì), , 其中食品類支出比重降幅最大 ; ;衣著類有所下降 ;

6、;家庭設(shè)備用品類下降幅度不是很大。與此同時(shí)，醫(yī)療保健、交通通訊、文化娛樂教育服務(wù)、居住及雜項(xiàng)商 品支出在消費(fèi)支出中的比例均有上升，富裕階段的消費(fèi)特征開始顯現(xiàn)。四、我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)及趨勢(shì)的統(tǒng)計(jì)分析下圖是出自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒一 20122012，本文選取其中的第十篇章- -人民生活, 用以探究我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)及其趨勢(shì)。表 1：城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)年份城鎮(zhèn)居民家庭 恩格爾系數(shù)（% %1978197857.557.51980198056.956.91985198553.353.31990199054.254.21991199153.853.81992199253.053.01993199350.

7、350.31994199450.050.01995199550.150.11996199648.848.81997199746.646.61998199844.744.71999199942.142.12000200039.439.42001200138.238.22002200237.737.72003200337.137.12004200437.737.72005200536.736.72006200635.835.82007200736.336.32008200837.937.92009200936.536.52010201035.735.72011201136.336.3表 2 城鎮(zhèn)居

8、民家庭基本情況20022002200320032004200420052005200620062007200720082008200920092010201020112011調(diào)查戶數(shù)（戶）平均每戶45317480285043054496.0056094.005609464675.0065506.006560765655家庭人口3.043.012.982.962.952.952.912.892.882.87（人）平均每戶就業(yè)人口1.581.581.561.511.53（人）平均每戶51.9752.4952.3551.0151.86就業(yè)面（ %）平均每一就業(yè)者負(fù)擔(dān)人數(shù)（包括就業(yè)者本人）（人）1.9

9、21.911.911.961.93平均每人全部年收8177.49061.2210128.5111320.7712719.19入（元）財(cái)產(chǎn)性收 入102.12134.98161.15192.91244.01轉(zhuǎn)移性收入2003.162112.22310.732650.702898.66#可支配收 入平均每人7702.88472.29421.6110493.0311759.45消費(fèi)性支6029.836510.947182.17942.888696.55出食品2271.842416.922700.62914.393111.92衣著590.88637.72686.79800.51901.78家庭設(shè)備用品

10、及服388.68410.34407.37808.66904.19務(wù)醫(yī)療保健430.08475.98528.15446.52498.48交通通訊626.04721.12843.62600.85620.54娛樂教育文化服務(wù)902.28934.381032.8996.721147.12居住624.36699.38733.531097.461203.03雜項(xiàng)商品 與服務(wù)平均每人消費(fèi)性支 出構(gòu)成 （人 均消費(fèi)支 出=100）195.84215.1240.24277.75309.49食品37.6837.1237.7336.3935.78衣著9.89.799.5610.0810.371.531.481.49

11、1.491.4851.8650.8651.5651.7451.571.931.971.941.931.9412719.1917067.7818858.0921033.4223979.20348.53387.02431.84520.33648.973384.63928.234515.455091.905708.5813785.8115780.7617174.6519109.4421809.789997.4711242.8512264.5513471151613628.034259.814478.544804.715506.3310421165.911284.201444.341674.70982

12、.281145.411228.91908.011023.17601.8691.83786.94871.77968.98699.09786.20856.411983.702149.691357.411417.121682.571627.641851.741329.161368.261472.761332.141405.01357.7418.31474.21499.15581.2636.2937.8936.5235.6736.3210.4210.3710.4710.7211.05家庭設(shè)備用品及服6.456.35.675.625.739.8310.1910.026.746.75務(wù)醫(yī)療保健7.137.

13、317.357.567.146.026.156.426.476.39交通通訊10.3811.0811.7512.5513.196.996.996.9814.7314.18娛樂教育文化服務(wù)14.9614.3514.3813.8213.8313.5812.613.7212.0812.21居住10.3510.7410.2110.1810.413.2912.0812.019.899.27雜項(xiàng)商品3.253.33.343.53.563.583.723.873.713.83與服務(wù)五、SPSSSPSS 統(tǒng)計(jì)分析圖一給出了基本的描述性統(tǒng)計(jì)圖，圖中顯示各個(gè)變量的全部觀測(cè)量的MeanMean（均值）、Std.De

14、viationStd.Deviation （標(biāo)準(zhǔn)差）和觀測(cè)值總數(shù) N N。N均值標(biāo)準(zhǔn)差家庭設(shè)備107.32991.89815用品及服務(wù)食品1036.7389.81291衣著1010.2626.45685居住1010.84171.22751圖 1 1圖 2 2 給出了相關(guān)系數(shù)矩陣表，其中顯示 3 3 個(gè)自變量?jī)蓛砷g的 PearsonPearson 相關(guān)系 數(shù)，以及關(guān)于相關(guān)關(guān)系等于零的假設(shè)的單尾顯著性檢驗(yàn)概率。相關(guān)性家庭設(shè)備用品及服務(wù)食品衣著居住家庭設(shè)備用品及服務(wù)Pearson 相關(guān)性1.124.350.844顯著性（單側(cè)）.367.161.001N10101010食品Pearson 相關(guān)性.12

15、41-.647.142顯著性（單側(cè)）.367.022.348N10101010衣著Pearson 相關(guān)性.350-.6471-.023顯著性（單側(cè)）.161.022.475N10101010居住Pearson 相關(guān)性.844.142-.0231顯著性（單側(cè)）.001.348.475N10101010從表中看到因變量家庭設(shè)備用品及服務(wù)與自變量食品、衣著之間相關(guān)關(guān)系數(shù)依次為 0.1240.124、0.3500.350，反映家庭設(shè)備用品及服務(wù)與食品、衣著之間存在顯著的 相關(guān)關(guān)系。說明食品與衣著對(duì)于家庭設(shè)備用品及服務(wù)條件的好轉(zhuǎn)有顯著的作用。 自變量居住于因變量家庭設(shè)備用品及服務(wù)之間的相關(guān)系數(shù)為0.84

16、40.844，它于其他幾個(gè)自變量之間的相關(guān)系數(shù)也都為負(fù)， 說明它們之間的線性關(guān)系不顯著。 此外，食 品與衣著之間的相關(guān)系數(shù)為-0.647-0.647，這也說明它們之間不顯著的相關(guān)關(guān)系。輸入/移去的變量模型輸入的變量移去的變量方法1居住，食品，衣著輸入a.已輸入所有請(qǐng)求的變量。b.因變量：家庭設(shè)備用品及服務(wù)圖 3 3給出了進(jìn)入模型和被剔除的變量的信息， 從表中我們可以看出，所有 3 3 個(gè)自 變量都進(jìn)入模型，說明我們的解釋變量都是顯著并且是有解釋力的。模型匯總模型RR 方調(diào)整 R方標(biāo)準(zhǔn)估計(jì)的誤差更改統(tǒng)計(jì)量DurbR 方更改F 更改df1df2Sig.F 更改1.976a.953.930.5036

17、8.95340.60536 .000a. 預(yù)測(cè)變量：（常量）,居住，衣著，食品b.因變量：家庭設(shè)備用品及服務(wù)圖 4 4 模型概述表圖 4 4 給出了模型整體擬合效果的概述，模型的擬合優(yōu)度系數(shù)為 0.9760.976，反映了 因變量于自變量之間具有高度顯著的線性關(guān)系。表里還顯示了 F F 平方以及經(jīng)調(diào)整 的 R R 值估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差，另外表中還給出了杜賓- -瓦特森檢驗(yàn)值 DW=1.382DW=1.382 說明模型 變量無序列相關(guān)。Anovab模型平方和df均方FSig.1回歸30.904310.30140.605.000a殘差1.5226.254總計(jì)32.4279Anovab模型平方和df均方F

18、Sig.1回歸30.904310.30140.605.000a殘差1.5226.254總計(jì)32.4279a. 預(yù)測(cè)變量：（常量）,居住，衣著，食品b.因變量：家庭設(shè)備用品及服務(wù)圖 5 5 方差分析表圖 5 5 給出了方差分析表，我們可以看到模型的設(shè)定檢驗(yàn)F F 統(tǒng)計(jì)量的值為 40.60540.605，顯著性水平的 P P 值為 0.0000.000。系數(shù)模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B 的 95.0%置信區(qū)間共線性統(tǒng)計(jì)量B標(biāo)準(zhǔn)誤差試用版下限上限容差VIF1（常量）-70.24313.690-5.131.002-103.740-36.745食品.998.275.4283.636.011.32

19、71.670.5661.768衣著2.680.484.6455.540.0011.4963.864.5771.733居住1.235.139.7988.898.000.8951.574.9721.029a.因變量：家庭設(shè)備用品及服務(wù)圖 6 6 回歸系數(shù)表回歸系數(shù)表和變量顯著性檢驗(yàn)的 T T 值，我們發(fā)現(xiàn)，變量居住的 T T 值太小沒有達(dá)到 顯著性水平，因此我們要將這個(gè)變量剔除，從這里我們也可以看出，模型雖然通 過了設(shè)定檢驗(yàn)，但很有可能不能通過變量的顯著性檢驗(yàn)。殘差統(tǒng)計(jì)量極小值極大值均值標(biāo)準(zhǔn)偏差N預(yù)測(cè)值5.657710.32857.33001.8527710殘差-.49854.91126.0000

20、0.4123710標(biāo)準(zhǔn)預(yù)測(cè)值-.9031.618.0001.00010標(biāo)準(zhǔn)殘差-.9871.804.000.81610a.因變量：家庭設(shè)備用品及服務(wù)圖 7 7 殘差統(tǒng)計(jì)表圖 7 7 給出了殘差分析表，表中顯示了預(yù)測(cè)值、殘差、標(biāo)準(zhǔn)化預(yù)測(cè)值、標(biāo)準(zhǔn)化殘差 的最小值、最大值、均值、標(biāo)準(zhǔn)差及樣本容量等，根據(jù)概率的3 3 西格瑪原則，標(biāo)準(zhǔn)化殘差的絕對(duì)值最大為 1.851.85，小于 3 3,說明樣本數(shù)據(jù)中沒有奇異值。給出了模型的直方圖，由于我們?cè)谀Ｐ椭惺冀K假設(shè)殘差服從正態(tài)分布， 因此我們 可以從這圖中直觀地看出回歸后的實(shí)際殘差是否符合我們的假設(shè)， 從回歸殘差的 直方圖于附于圖上的正態(tài)分布曲線相比較，可以認(rèn)

21、為殘差的服從正態(tài)分布。從上面圖 4 4 的分析結(jié)果看，我們的模型需要剔除食品這個(gè)變量，用本次實(shí)驗(yàn)中 的方法和步驟重新令家庭設(shè)備用品及服務(wù)對(duì)居住和衣著回歸，得到的以下結(jié)果， 跟上面的分析類似，從中可以看出， 剔除食品這個(gè)變量后， 模型擬合優(yōu)度為 0.9220.922， 比原來有所降低； 而方差分析的 F F 檢驗(yàn)為 19.74419.744，新模型與原來的模型 相比，各個(gè)系數(shù)都通過了顯著性 T T 檢驗(yàn)，因此更加合理，從而我們可以得出結(jié)論： 剔除居住這個(gè)變量后的模型更加合理，因此在做預(yù)測(cè)過程中要使用剔除不顯著變 量后的模型。描述性統(tǒng)計(jì)量應(yīng)方圖岡變戢：家廉哎備川品及芳.=0.816N= 10均值標(biāo)

22、準(zhǔn)偏差N家庭設(shè)備用品及服務(wù)7.32991.8981510衣著10.26260.4568510居住10.84171.2275110輸入/移去的變量b模型輸入的變量移去的變量方法1居住，衣著a輸入a.已輸入所有請(qǐng)求的變量。b.因變量：家庭設(shè)備用品及服務(wù)模型匯總模型RR 方調(diào)整 R 方標(biāo)準(zhǔn)估計(jì)的誤差更改統(tǒng)計(jì)量R 方更改F 更改df1df2Sig. F 更1.922a.850.807.83465.85019.77427a. 預(yù)測(cè)變量：（常量）,居住，衣著b.因變量：家庭設(shè)備用品及服務(wù)系數(shù)模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B 的 95.0%置信區(qū)間B標(biāo)準(zhǔn)誤差試用版下限上限1（常量）-22.7366.77

23、5-3.356.012-38.756-6.717衣著1.537.609.3702.522.040.0962.977居住1.319.227.8535.817.001.7831.855a.因變量：家庭設(shè)備用品及服務(wù)相關(guān)性家庭設(shè)備用品及服務(wù)衣著居住家庭設(shè)備Pearson1.350.844用品及服相關(guān)性務(wù)協(xié)方差3.603.3041.967模型平方和df均方FSig.1回歸27.550213.77519.774a.001殘差4.8767.697總計(jì)32.4279ba. 預(yù)測(cè)變量：（常量）,居住，衣著b.因變量：家庭設(shè)備用品及服務(wù)Anova相關(guān)性相關(guān)性六、我國(guó)居民消費(fèi)變化的趨勢(shì)特點(diǎn)總結(jié)(1)(1) 食品消費(fèi)質(zhì)量提高，居住消費(fèi)支出比重增加。消費(fèi)能級(jí)不斷提高，消費(fèi)容日益豐富，住房與轎車消費(fèi)同時(shí)升溫，可望提前成為消費(fèi)熱