居民消費統計分析精選(九篇)

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第1篇：居民消費統計分析范文

 

城鎮居民消費支出聚類分析主成分分析因子分析

 

一、引言

 

近年來，隨著我國經濟的快速發展，居民消費結構也發生了巨大變化，人們開始根據自身的需求選擇多種多樣的商品，而且人們在實現物質需求滿足的同時，還在不斷追求精神需求的滿足。同時，社會產品在經濟發展的過程中越來越豐富，居民消費的選擇空間也越來越大。在居民全部消費支出的八項指標(食品、衣著、居住、家庭設備、交通通訊、文教娛樂、醫療保健、其他)中，反應基本生存需要的食品、衣著等項所占的比重大幅度下降，而體現發展與享受需求的住房、交通等項支出的比重則迅速上升，說明人民的生活質量進一步提高。

 

由于我國各地區的經濟發展不平衡，加之各地人口、資源、政策等方面也存在差異，導致各地區居民的消費結構存在著明顯差異。合理的消費結構有利于國民經濟的快速發展，而滯后的消費結構則會阻礙經濟的健康發展。因此，消費結構的合理化問題在國民經濟中處于至關重要的地位。所以，為了進一步改善消費結構，引導正確的消費觀念，提高我國城鎮居民的消費水平，有必要對我國各地區城鎮居民消費結構之間的差異進行比較，從宏觀上把握各地區城鎮居民的消費現狀和消費水平的差異，為提高我國總體消費水平、改善消費結構提供決策依據。本文利用SPSS軟件通過聚類分析、主成分分析、因子分析三種統計方法對2013年我國各省城鎮居民消費結構作分析。

 

二、聚類分析

 

聚類分析是將樣品或變量進行分類的多元統計學分析方法。其功能是建立一種分類方法，將一批樣品或者變量，按照他們在性質上的親疏、相似程度進行分析。下面通過對2013年我國31個省、市、自治區的8個聚類分析指標(食品、衣著、居住、家庭設備、交通通訊、文教娛樂、醫療保健、其他)的統計數據結構進行樣本聚類，來發現我國各地區城鎮居民消費結構之間的差異。

 

根據聚類結果，我們可以將31個省市自治區的城鎮居民消費水平分為五個組別：江西、貴州、廣西、海南、河北、甘肅、青海、山西、黑龍江、湖北、四川、湖南、云南、安徽、寧夏、新疆、陜西、河南18個地區為第一組;遼寧、山東、內蒙古、重慶、吉林5個地區為第二組;西藏為第三組;浙江、廣東、江蘇、福建、天津5個地區為第四組;北京、上海為第五組。其中，第五組的地區經濟最發達，其消費結構位于較高層次。第四組的5個地區均屬于我國沿海省份，優越的地理位置使得這五省的經濟發展水平比較高，城鎮居民的消費結構也比較合理，但次于北京和上海。第二組的5個地區分別為我國東、中、北部經濟較發達的省份，消費結構層低于第四組的經濟較發達地區，但高于第一組。第一組的地區分別位于東、中、西地區，經濟發展水平不一，城鎮居民消費結構有著很大的相似性。

 

在以上細分的基礎上，按照總的消費結構空間的差異來看，我國各地區的消費結構相似性大致可以分為三類，第一類由第一組和第三組組成，屬于城鎮居民消費結構層次較低的地區，消費結構大多表現為傳統的吃、穿、住、教育等支出。第二組和第四組構成第二類，屬于城鎮居民消費結構層次中等的地區，其消費結構比第一類趨于多樣化，在交通通訊、文化娛樂和醫療保健消費等方面的支出有所上升。第三類由第五組構成，屬于消費結構層次最高組，其在交通通訊、文教娛樂和醫療保健等方面的消費比重進一步加大。

 

總的來說，我國東部沿海經濟發達地區和一些中西部較發達省份的城鎮居民消費結構日趨合理，而廣大中西部地區的城鎮居民消費支出水平還有待進一步提高。

 

三、主成分分析

 

主成分分析要做的是將原來眾多具有一定相關性的變量重新組合為一組新的相互無關的綜合標量(主成分)來代替原始變量。我們選取消費構成的8個指標(食品、衣著、居住、家庭設備、交通通訊、文教娛樂、醫療保健、其他)，運用主成分分析方法將這8個指標綜合成少數幾個具有代表性的主成分綜合指標，從保留的主成分綜合指標入手來研究我國各地區城鎮居民消費結構和消費水平。

 

根據主成分得分排名，總體上看，東部省市的綜合主成分得分排名比較高，東部省份中有十省排在前十二名，且前十位占了九位，城鎮居民的消費結構是否合理與當地的經濟發展水平密切聯系，東部地區經濟發展水平較高，消費結構水平相對于中西部地區也較高;中部的六省中僅內蒙古排在第八名，河南、湖南、湖北排在十五到十九名之間，而山西和江西兩省則排在后十名，總體來說說明中部地區省份的城鎮居民消費結構水平不高，低于大多東部地區;西部地區省份的排名總體相對更低，重慶、陜西、寧夏、四川、新疆五省排在十一名到十八名之間，甘肅、貴州、廣西、云南、西藏、青海排在后十名，相對于于中東部地區，西部地區的城鎮居民的消費差距巨大。

 

四、因子分析

 

因子分析是通過對變量(或樣品)的相關性結構的研究，找出存在于所有變量(或樣品)中具有共性的因素，并綜合為少數幾個新變量，把原始變量表示稱少數幾個綜合變量的線性組合，以再現原始變量與綜合變量之間的相關關系的統計分析方法。

 

我們同樣選取了2013年各省市自治區的8項指標(食品、衣著、居住、家庭設備、交通通訊、文教娛樂、醫療保健、其他)，運用因子分析方法將指標綜合成少數幾個具有代表性的公共因子，從不同側面來反映經濟發展水平，通過對單個因子的綜合來對各地區總的經濟發展水平作出評價。

 

現在，我們選取3個因子。第一因子包括食品、家庭設備、交通通訊、文教娛樂及其他。第二因子包括衣著、醫療保健。第三因子為居住。

 

根據綜合因子得分排名，東部地區省市的綜合因子排名較高，前十名的省市中有九個位為東部地區，說明東部地區省市的總體經濟發展水平較高;中部六省中的三省(內蒙古、湖南、山西)位于十名到二十名之間，說明中部地區省份的經濟發展整體處于中等水平;西部地區省份的排名相對較低，而且比較分散，廣西位于第十一名，寧夏、陜西、云南分別是第十六、十七、十八名，其余的西北七省排在倒數十名，從中也可以看出我國中、東、西部之間經濟發展水平的差距仍然過大。

 

五、對我國城鎮居民消費結構合理化的建議

 

第一、大力發展經濟，提高居民收入。收入是影響消費的主要因素，因此提高居民的消費水平應從促進經濟發展，提高收入著手。更多的收入能夠使人們在滿足物質需求的基礎上，有權追求精神文化需求，從而實現消費結構的改善。

 

第二、優化產業結構。在調整產業結構方面，應穩定發展第一產業，重點調整第二產業，同時加快發展第三產業以滿足居民消費結構的多樣化。另外，既要大力開發高科技含量的“高精尖”產品，也不能忽視對物美價廉、經濟實用產品的開發。多層次的產品結構才是適應我國城鎮居民消費層次的客觀要求。

 

第三、完善居民社會保障制度。社會保障制度不健全會限制居民邊際消費傾向的提高，對未來預期的不確定性和對安全感的缺乏會導致居民有錢不敢花。例如近年來，我國城鎮居民住房消費在居民總消費中的比重越來越大，但人們將收入大部分用于住房消費的同時，過高的房價又使得絕大多數人削減了在其他方面的消費支出。因此，必須健全社會保障制度，加大財政投入力度，從而提升居民的邊際消費傾向，擴大消費需求。

 

第四、培育新的消費熱點。隨著經濟的發展和人們消費觀念的提高，現有市場所提供的消費點已經不能滿足人們日益多樣消費需求，而此時急需進一步研究開發新的消費領域，建立個性化的消費市場。綠色消費、租賃消費、網絡消費等都將成為拉動需求與消費、改善消費結構的新生力量。

第2篇：居民消費統計分析范文

一、背景

消費水平是拉動經濟增長的三大馬車之一，因此可以看出消費對經濟發展產生重要的影響。近幾年，為了應對全球經濟危機和促進我國經濟增長，國家采取了一些列的政策和措施，如“家電下鄉”政策等，這些都是為了刺激消費，拉動內需，促進我國經濟的穩定發展。因此，研究城鎮居民消費結構的問題，具有重要的現實意義。同時，通過研究城鎮居民消費水平結構等問題，不僅對我們的經濟政策的制定具有重要的借鑒意義，而且可以幫助我們發現我們經濟增長中出現的問題與不足。

二、數據處理

（1）描述統計分析

通過對描述性統計分析的操作得到下面的結果：

由上圖可知各地區城鎮居民家庭主要耐用消費品擁有量的各個指標。通過對2011年全國31個省市的城鎮居民消費的數據分析，我們可以發現移動電話和彩色電視機的均值最大，說明移動電話和彩色電視機的擁有量最多。洗碗機的均值最小則說明城鎮居民購買和使用洗碗機的數量最少。

而另一方面根據方差的數據顯示，我們可以發現空調的方差最大，洗碗機的方差最小。說明各地區城鎮的空調擁有量變化較大，而洗碗機的擁有量變化較小。各個地區的城鎮居民的消費品結構差異還是很大的。

（2）聚類分析

從上圖可以直觀的觀測到整個聚類過程和結果。就本例而言，可以分成五類比較合適，每一類包括以下：

三、實驗結論

1.對于2011年全國31個省市的城鎮居民消費的數據分析，我們可以發現移動電話和彩色電視機的均值最大，說明移動電話和彩色電視機的擁有量最多。洗碗機的均值最小則說明城鎮居民購買和使用洗碗機的數量最少。

而另一方面根據方差的數據顯示，我們可以發現空調的方差最大，洗碗機的方差最小。說明各地區城鎮的空調擁有量變化較大，而洗碗機的擁有量變化較小。各個地區的城鎮居民的消費品結構差異還是很大的。

2.針對聚類分析的結果可以發現，第一大類的北上廣以及江浙地區都是經濟發展較快的地區，第二大類屬于次發達地區，第三大類與第四大類地區基本上屬于中部地區，例如安徽，湖南，河南等等，第五大類屬于經濟欠發達的西部地區。因此我們可以得出經濟發達程度與購買力有著密不可切的關系。

3.家庭耐用消費品的擁有水平是衡量生活品質的重要標志。耐用消費品通常是那些價格昂貴等大宗商品，如各種家用電器。隨著收入等因素的改善，越來越多的家庭，愿意并且有能力去購買那些家電大宗商品。正如我們所知道的，科技進步日新月異，產品更新換代的周期也越來越短。對于很多城鎮家庭的居民來說，他們愿意花費金錢去購置新的家用電器，從而來改善他們的生活水平。

（作者單位：安徽理工大學經濟與管理學院）

參考文獻

[1] 楊善朝 張軍艦，spss統計軟件應用基礎[M]，桂林：廣西師范大學出版社，2010.3

第3篇：居民消費統計分析范文

關鍵詞：城鎮居民消費；消費性支出；因子分析

中圖分類號：F2

文獻標識碼：A

文章編號：1672-3198（2015）10-0035-02

消費是人類社會生活中的一項重要經濟活動，是國家發展的根本動力和支柱。改革開放以來，隨著社會主義市場經濟體制的不斷完善，河南省經濟發展勢頭良好，經濟總量和綜合實力迅速上升，2014年底，河南省GDP總額34939.38億元，位居全國第五位。同時，各地區城鎮居民的生活水平明顯提高，消費結構發生了顯著變化。消費作為社會總需求最重要的組成部分，其變化直接影響到整個國民經濟增長的速度和質量。近年來，對消費結構變化的研究已成為學者們研究的焦點問題。

近年來，河南省各地區城鎮居民的消費結構發生顯著變化。食品消費支出比重下降，而交通、通信等方面的消費支出比重增加，居民的消費需求由物質消費為主轉變為精神消費為主，消費品由中、低價位產品為主轉變為住房、汽車等高價位產品為主。

目前，研究居民消費結構，常用的分類方法是將居民人均消費性支出按用途分為食品、衣著、家庭設備用品及服務、醫療保健、交通和通信、娛樂教育文化服務、居住、雜項商品及服務八個部分，本文在此基礎上，基于多元統計分析中的因子分析法基本原理，將各類消費性支出在人均總消費支出所占的比重視為八項主要居民消費結構指標，運用SPSS統計分析軟件，對河南省18個地市在2013年的城鎮居民消費水平進行分析和評價。

1 因子分析的基本原理及步驟

因子分析，又叫因素分析，就是通過尋找眾多變量的公共因素來簡化變量中存在復雜關系的一種統計方法，它將多個變量綜合為少數幾個“因子”以再現原始變量與“因子”之間的相關關系。它用少數幾個假想變量來表示其基本的數據結構，假想變量能夠反映原來眾多變量的主要信息，是不可觀測的潛在變量，稱為因子。

因子分析的數學模型是：

X=AF+ε

式中：X=（X1，X2…，Xp）為原始變量，F=（F1，F2，…，Fp）為X的公共因子，A為因子載荷矩陣，ε為特殊因子。

因子分析的步驟如下：

（1）確定因子分析的前提條件，將原始數據標準化；

（2）計算相關系數矩陣R；

（3）提取因子；

（4）決定旋轉方法；

（5）主因子的命名和解釋；

（6）計算因子得分，并排序，首先計算各個因子得分Fi=αiX，以貢獻率為權重，對Fi進行加權計算綜合因子得分：

F=（α1 F1+α2 F2 +……αmFm）mi=1ai

2 河南省各地區城鎮居民消費水平因子分析與評價實例

在本文研究中，根據我國對消費結構的常用分析方法，選取了2013年的河南省18個地市的城鎮居民家庭各類消費性支出在人均總消費中所占的比重視為8項主要的居民消費結構指標，分別記為：x1為食品支出比重，x2為衣著支出比重，x3為家庭設備用品及服務支出比重，x4為醫療保健支出比重，x5為交通通信支出比重，x6為娛樂教育文化服務支出比重，x7為居住支出比重，x8為雜項商品與服務支出比重，由《河南統計年鑒》（2014）可以得到有關數據（表1）。

經KMO和Bartlet's球形檢驗（表2），巴特利球形檢驗統計量為65.985，相應的概率Sig為0.000，因此可認為相關系數矩陣與單位陣有顯著差異。同時，KMO值為0.614，根據Kaiser給出的KMO度量標準可知原有變量適合作因子分析。

因此，河南省2013年消費數據適合進行因子分析。首先對原始數據進行標準化處理，然后，利用SPSS軟件對數據進行因子分析，得到相關矩陣的特征值和貢獻率（表3）和方差最大化正交旋轉后的因子載荷矩陣（表4）。

由表3可以看出，由于指定提取4個因子，4個因子共解釋了原有變量總方差的88.057%。總體上，4個因子反映了原有變量的大部分信息，因子分析效果較為理想。于是，取前4個成分作為主成分。在碎石圖（見圖1）中，拐點4之后趨于平穩，也說明保留前4個因子將能概括大部分信息。

由表3我們可以得出，若按照常規的提取方法（特征值大于1），需提取3個公因子，但是第一公因子的貢獻率為46.524%，前兩個公因子的貢獻率僅為64.129%，前3個公因子的貢獻率僅為79.547%，小于80%的最低要求，故我們選擇提取4個公因子，這樣，前4個公因子的總貢獻率達到了88.057%，能說明這4個公因子已充分獲取了原變量的信息，因此我們提取4個公因子。

由表4，第一公因子在家庭設備用品服務、娛樂教育文化服務、居住、雜項商品及服務方面有較大的比重，而且系數均為整數，表明相比去年，河南省各市的居民在這些方面的消費支出處于增加趨勢；第二公因子在食品、衣著上有較大比重；第三公因子在交通和通信、雜項商品及服務上有較好體現，系數也為正；第四個公因子反映在醫療保健方面支出較大，系數仍為正。

采用回歸方法求出因子得分函數，SPSS輸出的函數系數矩陣如表5所示。

最后，計算各因子得分Fi和各地市的綜合得分F，即

F=（35.68 * F1+ 22.47 * F2+15.12 * F3+14.79 * F4） / 88.06

用該公式計算各地區的綜合分值，可以對2013年河南省18個地區城鎮居民消費性支出水平高低進行排序和比較，結果見表6。

各因子載荷系數和變量共同度分別反映了該因子與原始變量的關系及其解釋力度，可見，濟源、三門峽、鄭州、新鄉和焦作的第一公因子得分較高，表明這些地區2013年在第一公因子相對應的指標方面的支出較高；鄭州、漯河、平頂山、三門峽和信陽在第二公因子上得分較高，表明在食品和衣著上占比較高；而第三公因子得分較高的分別是開封、鶴壁、許昌、濟源和鄭州；在第四公因子家庭設備用品及服務上支出較多的地區是南陽、三門峽、鶴壁、洛陽和駐馬店。最后，綜合得分最高的五個城市是：三門峽、鄭州、濟源、南陽和洛陽。

3 結論和建議

通過以上分析，可得到以下結論：

由于受收入增加、生活觀念的改變以及體制改革的影響，在消費結構上，2013年河南省城鎮居民人均消費支出統計中的8項指標均呈現增長態勢，各成分增幅均在0.7以上，這與2013年居民消費價格指數（CPI）較高、農產品、原材料、生活必需品等價格上漲有關，國家應盡快出臺相關政策，防止出現較大的通貨膨脹。

為了使河南省居民消費結構更加合理，我們應從以下幾個方面著手：

3.1 培育省內消費需求，調整產業結構

產業結構是影響居民消費增長的關鍵性因素，對其進行調整和優化，讓市場在資源配置中起決定性作用。農業發展在河南省的經濟發展中占有較大比重，對于農業發展的大力支持和政策傾斜可以有效地增加農村居民收入水平，增加居民消費需求。

3.2 完善社保制度，強化消費信心

居民可支配收入主要用于消費支出，居民的消費水平主要取決于薪酬待遇、社會保障制度等因素，而這些因素與國家的經濟發展密切相關。當前我國事業單位和公務員實行養老金并軌制度改革。同時，不斷完善社會保障制度，減少居民消費的后顧之憂，提升居民消費信心。

3.3 開拓消費市場，正確引導購買力的流向

居民消費支出除了受到自身因素和政策因素的影響外，還與消費領域、消費品市場密切相關。生產者和供應商在生產產品前，要做好充分地市場調研，對于當前的熱銷商品，要合理把握其生命周期，合理安排庫存；對于潛在的熱門產品，要把握好其實時的需求變化趨勢。

參考文獻

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[4]孫彩虹.我國城鎮居民消費結構變動的因子分析[J].重慶工商大學學報：西部論壇，2007，（1）：103-105.

[5]遲國泰，鄭杏果，楊中原.基于主成分分析的國有商業銀行競爭力評價研究[J].管理學報，2009，6（2）：228-233.

第4篇：居民消費統計分析范文

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[3] 汪凌云.耳聞目睹我國農藥工業的滄桑巨變：寫在六十周年之際[J].農藥市場信息，2009（19）：17-19.

[4] 許輝，張昊，候長青.山東省農藥工業六十年[J].中國農藥，2009（8）：88-94.

[5] 束放，熊延坤，韓梅.2015年我國農藥生產與使用情況[J].農藥科學與管理，2016，37（7）：1-6.

第5篇：居民消費統計分析范文

關鍵詞：生活收入 消費支出 多元線性回歸分析

一、城鎮居民消費支出分析

隨著市場經濟的不斷完善，城鎮居民生活質量得到很大的提高，食品消費在城鎮居民消費支出中占主要地位，如今城鎮居民對飲食不但要求口感好，而且要求科學營養搭配，人們對綠色、保健等食品越來越青睞。隨著消費觀念的轉變，人們不愿把更多的時間花費在一日三餐上，到餐館用餐和購買半成品的居民越來越多。城鎮居民在外用餐機率大幅增長。藥品價格虛高和醫療服務價格上漲使城鎮低收入居民的醫療保健和個人用品消費支出增加。另一方面由于人們自身文化素質的提高和對知識文化的日益重視，教育支出也高于以往。

城鎮居民生活消費支出一般包括食品、衣著、居住、醫療衛生、教育文化、家庭設備、交通等方面，本文選擇了其中的四種典型的消費支出作為代表來分析農村居民的消費結構。

二、數據來源說明和變量的設定

1. 城鎮居民家庭基本情況. 數據來源具體詳見《2011中國統計年鑒》。

2. 將消費支出設為被解釋變量Y；

X1代表食品、X2代表居住、X3代表醫療保健、X4代表交通。

μ隨機擾動項，代表其他所有的影響因素。

在經濟變量中許多變量之間存在隱藏的相關性，但在許多方面有些微妙的聯系，就像人們對某一產品的需求量會受到該產品或替代品價格，居民收入水平等因素影響不能全部列入模型中，像這種情況就可以用隨即擾動項表示。

四、SPSS統計分析

（1）相關分析表Model Summary表中看到復相關系數為0.990，決定相關系數為0.979，說明方程的擬合度較好，表明回歸方程顯著性較高。

（4）經濟分析：從上述回歸結果可知，當保持其他變量恒定時，食品消費每增加一個單位，居民消費性支出將增加1.394個單位；當保持其他變量恒定時，居民居住消費每增加一個單位，居民消費性支出將增加1.874個單位；當保持其他變量恒定時，醫療保健支出每增加一個單位，居民最終消費支出增加3.092個單位；當保持其他變量恒定時，交通支出每增加一個單位，消費支出將增加1.315個單位。

（5）統計檢驗：

擬合優度：由R2=0.979可知，方程的擬合程度較高。

F檢驗：在顯著水平為0.05上，在F分布表上查自由度為k=4，n-k-1=26的臨界值F0.05（4，26）=2.74，很明顯F=306.834大于2.74，所以所有變量聯合起來對模型有顯著影響。

T檢驗：在顯著條件為0.05的情況下，查自由度為26的t分布表此時，t0.025（26）=2.056由此可見，相關系數顯著性通過。

五、結論與措施

（一）結論

借助spss軟件并依據多元線性回歸模型，在對初始線性回歸模型驗證和分析基礎上，最后得出通過線性回歸模型得出的結論基本與實際情況相吻合。

在食品、居住、醫療保健、交通等消費性支出中，醫療保健的支出占的比例最大，“看病難，看病貴”的問題仍然是我國目前最為突出的社會問題。

“看病難”可分為兩種。第一是“絕對性”看病難，是由于醫療資源絕對不足無法滿足基本醫療衛生服務需求的“看病難”，這往往發生在我國中西部經濟落后、交通不便、地廣人稀的偏遠農村地區。第二是“相對性”看病難，是指由于優質醫療資源相對于居民需求的不足，造成患者去大醫院看專家“難”。突出表現為許多人看小傷小病也涌到大醫院，大醫院人滿為患。這是目前“看病難”的主要表現形式和特征。

看病貴”也有幾種：第一是“個人主觀感受的‘貴’”。患者認為看病就醫所花的錢超過了自己的預期，或者覺得所花醫療費不是“物有所值”。第二是“家庭無力支付的‘貴’”，就是看病就醫總花費超過了家庭支付能力，造成“因病致貧和因病返貧”，其實質是疾病的經濟負擔過重而缺乏有效的社會醫療保障問題。第三是“社會無法承受的‘貴’”。從社會發展角度看，全社會醫療費用的總水平有一種不斷增長且增速居高不下的趨勢，但如果不能有效控制，當它超過了整個社會的承受能力時，就會影響經濟社會的可持續發展。

（二）措施

（1）通過加快推進基本醫療保障制度建設，減輕群眾個人負擔。從全國范圍看，由于政府不斷加大衛生投入以及基本醫療保障制度的不斷健全，政府和社會衛生支出占衛生總費用比重已經從2001年的40%提高到61.8%，個人衛生支出占總費用的比例則從2001年的60%多降到了2009年的38.2%，人民群眾看病就醫個人負擔過重的問題正在得到緩解。

（2）國家基本藥物制度在基層穩步推進。實施基本藥物制度的地區，零差率銷售基本藥物使藥價平均下降30%左右。一些地方以基本藥物制度實施為抓手，配套推進基層醫療衛生機構綜合改革，出現了門診和住院費用下降、門診人次和住院人數上升的可喜現象。

（3）建立比較完善的基層醫療衛生服務體系，使人民群眾不出社區和鄉村就能享受到便捷有效的服務。

（4）加快推進公立醫院深化改革。

參考文獻：

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[4]趙衛亞.計量經濟學教程[M].上海：上海財經大學出版社，2003.11-64.

第6篇：居民消費統計分析范文

關鍵詞:時間序列;ARIMA;CPI

中圖分類號:F015

文獻標識碼:A

文章編號:1672-3198(2010)16-0009-02

近年來,據國家統計局公布數據表明,2008年受國際市場大宗商品價格上漲、國內市場需求旺盛以及推進資源性產品價格和環保收費改革等多方因素影響,全國居民消費價格指數(CPI)持續上漲,11月同比上漲更是高達6.9%,創歷年月度新高。而由于去年美國次貸危機引發的金融危機的影響,一些專家認為對我國經濟發展的滯后影響較大,會在相當長的一段時期內波及國內CPI的降低。可以說,未來CPI的趨勢究竟如何目前在界內頗有爭議。

本文將通過分析2004年~2008年的居民消費價格指數的統計數據,建立時間序列模型,對2008年CPI的走勢進行數據上的驗證,并對2009年未來CPI的趨勢進行短期預測。

1 模型的建立

時間序列是按時間順序取得的一系列數據,時間序列分析方法有很多,本文主要討論ARMA模型即自回歸移動平均模型的方法。ARMA模型是一類常用的隨機時序模型,由博克斯(Box)、詹金斯(Jenkins)創立,簡稱B―J方法。

建立平穩時間序列yt的ARMA模型,其具體形式如下

2 原始數據的平穩性診斷

下面將以我國2004年~2008年居民消費價格指數的數據(見表1)為例建立模型進行檢驗。

首先在Eviews軟件中建立工作文件,將表1中2004年~2008年居民消費價格指數的數據繪制成時序圖(見圖1)。序列具有一定的趨勢,并且由序列的自相關圖可知序列是非平穩的。

為進一步檢驗原始序列是否平穩,需對原始數據進行ADF檢驗。通過表3可知,原始序列的ADF檢驗的概率在1%和5%的水平下均不能通過檢驗。通過一階差分后的ADF檢驗的結果顯示,在1%的置信水平下通過了檢驗,ADF值為-5.8028其絕對值大于1%的臨界值-3.5482的絕對值;一接差分后時間數列平穩,可知CPI為一階單整序列。

表3 單位根檢驗結果

變量ADF1%5%10%P值

CPI-1.052819-3.546099-2.91173-2.5935510.7285

D(CPI)-5.802801-3.548208-2.912631-2.5940270.0000

從圖2的差分后的時序圖,其變化趨勢可知滿足平穩性的假定,和前面的ADF檢驗判斷結果一致。

根據繪制的CPI預測圖(圖4),可以更加直觀的看到,09年全國CPI指數短期內會下降,雖然這種低迷將持續較長一段時間,但這種高幅度的下降幅不是持續性的。這也印證了一些專家的觀點,認為金融危機對我國影響的具有時滯性。

4 結論

預測值的相對誤差比較小,可見模型的效果較好。因此,應用時間序列分析的方法對居民消費價格指數(2004年~2008年)的變化建立模型,可以很好地模擬和預測未來消費價格指數的變化規律,對數據的預報有一定的參考價值。

參考文獻

[1]易丹輝.數據分析與Eviews應用[M].北京:中國統計出版社,2002:106-132.

[2]岳朝龍,等.SAS系統與統計分析[M].合肥:中國科技大學出版社,2003.

[2]郝冉.居民存款余額的時間序列分析[J].統計與決策,2007,(19):92-94.

第7篇：居民消費統計分析范文

關鍵詞：城鄉居民；消費行為；對比分析

中圖分類號：F208 文獻標識碼：A

原標題：中國城鄉居民消費行為對比分析

收錄日期：2013年4月23日

由于我國是一個典型的二元經濟結構發展中國家，城鄉經濟發展水平極其不平衡，導致城鄉居民的經濟行為具有很大的差異。其中，城鄉居民的消費行為差異在一定程度上反映了我國內需不足的現狀，同時通過對城鄉居民消費水平對比分析，對我國制定經濟改革政策可提供有力依據。

一、城鄉居民消費額對比

我國城鎮化的發展相對緩慢，不同的地區之間、城鄉之間由于自然條件、經濟發展模式的差異，生活水平之間存在著較大的差距，消費水平也相差甚遠。據統計，1978年我國農村居民的人均消費額為138元，城鎮居民則為405元，是農村居民的2.9倍。改革開放以來，我國城鄉居民的消費額分別擴大了29.1倍和30.1倍，城鄉居民消費水平的差距也從1978年的2.9倍增加到2009年的3.7倍。

20世紀九十年代以來，我國城鎮居民的人均消費額幾乎為農村居民人均消費額的3倍左右。截止到2009年，城鎮居民的消費水平為農村居民的3.7倍。由此看來，我國農村市場銷售乏力、城鄉市場差距加大的狀況并未得到改變，而且城鄉消費差距呈現逐年上升之勢。

二、城鄉居民消費率對比

1978年以來，全國居民的消費規模不斷擴大。1978～2009年全國城鄉居民消費分別從1，092.4億元和666.7億元提升到2009年的28，833.6億元和92，296.3億元，分別增長了25.4%和137.4%。我國居民的消費水平得到快速提高，生活水平也顯著上升。因此，從規模上說，我國城鄉居民的消費額有了很大的提高，城鄉消費差距愈加顯著。

從居民消費率來看，城鎮居民消費率在1978年到2002年區間，一直處于上升階段，隨后幾年持續下降，而農村居民消費率在20世紀八十年代初就已經達到高峰之后一直呈現下降的趨勢。31年間，城鎮居民消費率從1978年的18.49%上升到了2009年的26.75%，上升了8.26個百分點，年均增長0.26個百分點；而農村居民消費率則從1978年的30.30%下降到2009年的8.36%，下降了21.94個百分點，年均下降0.71個百分點。通過對比可知兩者之間的差距，作為居民消費率的有機組成部分，城鎮居民消費率和農村居民消費率呈現出不同的變動趨勢：城鎮居民消費率基本呈現穩定的上升趨勢，僅在近幾年有所下降，下降幅度不大，而農村居民消費率卻呈現相反的變化趨勢，經歷了1978～1983年僅僅六年的上升期之后，出現了大幅度的下降，從最高點1983年的32.34%，下降到2009年的8.36%，下降了23.98個百分點。在居民消費率中，農村居民消費所占比重從1978年的62.1%下降到2009年的23.8%，共下降了38.3個百分點；而根據中國人口的統計數據顯示，農村人口所占的比重始終高于60%。由此可見，農村居民消費率低迷以及消費率的持續下降是導致我國居民消費率長期偏低的最重要原因。

三、城鄉居民消費傾向對比

居民消費傾向包括平均消費傾向和邊際消費傾向兩個方面。總體看來，1985～2009年我國城鄉居民平均消費傾向基本上呈現出不斷降低的趨勢。城鎮居民平均消費傾向從1990年的0.92下降到2009年的0.71，年均下降1.11%，邊際消費傾向從1985年的1.29下降到2009年的0.73；農村居民平均消費傾向從1985年的0.88下降到2009年的0.78，邊際消費傾向也從1985年的1.03下降到2009年的0.58，年均下降1.89%。總體而言，城鎮居民消費傾向的波動要大于農村居民，前者比后者的波動幅度高出2個百分點。在大部分年份，農村居民的邊際消費傾向大于城鎮居民，這從側面反映了城鄉的收入差距問題。居民消費的下降表明居民消費的決策與當期收入的相關性減弱，居民收入用于儲蓄的比重增加。

四、總結

影響我國城鄉居民消費行為差異的因素大致可分為以下幾種：

1、經濟發展水平因素。經濟發展水平對居民消費行為的影響主要表現在收入水平和消費環境上。據統計，2007年我國人均國民總收入（GNI）為2，370元，相當于世界平均水平的1/3，屬于中等收入國家。而且恩格爾系數偏高、居民消費率偏低。這是由我國現階段經濟發展水平所決定的。加之，我國是典型的二元經濟結構的國家，城鄉的發展水平極不平衡，這也是導致城鄉居民消費需求差異的主要原因。

2、體制改革因素。改革開放以前，我國實行“高就業、鐵飯碗”的保障制度。雖然工資水平較低，但是福利待遇較高，醫療、養老、住房、子女教育費用全部由國家或單位承包，基本沒有后顧之憂。20世紀九十年代以來，隨著我國各項體制改革的進一步深化，住房價格、醫療費用、教育費用上漲，而且上漲速度超過大多數家庭收入增長的速度。這些體制變化增加了未來支出的不確定性，使人們很難做出穩定的支出預期，導致預防性儲蓄增多，當期消費減少，居民消費率處于較低的水平。

主要參考文獻：

第8篇：居民消費統計分析范文

關鍵詞：因子分析；人均消費；地區差異

中圖分類號：G642 文獻標識碼：B 文章編號：1002-7661（2014）08-015-02

一、引言

我國人口眾多，農村人口基數很大，對農村人均消費水平的研究對于改善我國區域農村消費水平差異有著重要的意義。眾所周知，消費水平是衡量一個地區經濟水平的重要指標，我國幅員遼闊，民族眾多，各區域間的消費存在著很大的差異。國家對“三農”問題非常重視，縮小區域間的貧富差距，實現共同富裕是實現我國現代化的重要保障。本文運用因子分析方法，通過對2012年不同區域農村人均消費水平進行比較研究，分析現象背后的原因，找出一定的消費規律，并提出一些合理化建議。

二、理論介紹

1、指標的選取

本文的數據來源于《中國統計年鑒2013》，為了方便分析，按照統計年鑒的分類，將農村人均消費支出指標分為八類： ―人均食品指出； ―人均衣著支出； ―人均居住支出； ―人均家庭設備及服務支出； ―人均交通通信支出人均醫療保健支出； ―人均文教娛樂支出； ―人均醫療保健支出； ―人均其他支出。

2、理論介紹

因子分析屬于多元統計分析中一種比較常見的方法，其基本思想是通過研究眾多變量間的內部依賴關系，尋求這些數據的基本結構，并用少數的幾個被成為公因子的不可觀測變量，來表達基本數據結構，這些公因子能夠反映原來眾多變量所代表的主要信息，從而有利于研究者達到簡化數據結構，方便研究的目的。其主要步驟為：①根據研究問題選擇原始變量。這里要研究的是農村人均消費在各個區域之間的差異，一共選取了八個指標作為原始變量，記為 。②計算相關矩陣，分析變量之間的相關關系。如果大多數簡單的相關關系系數是大于0.3的，那么可以視為適合進行因子分析。③求解初始公因子和因子載荷矩陣。根據因子載荷矩陣，提取方差貢獻率和累計方差貢獻率信息，每個公因子的方差貢獻率代表對原始數據總信息量的解釋程度。④確定公因子 、 …… 。其中 代表公因子的個數，一般公因子的提取個數 所包含的原始數據的信息總量最好不要低于85%為最佳。⑤對因子載荷矩陣實施旋轉，計算因子得分和綜合得分。本論文運用spss軟件會給出每個公因子的因子得分，這里記為Factor（1）、Factor（2）......Factor（n）個公因子的特征值（ ）為權重計算綜合得分：

其中 為公因子的權重，利用上式可以算出總得分，將31個省市的農村人均居民消費水平進行排名，從而對得出的結果進行分析。

三、結果與分析

因子分析的前提條件是原始變量之間具有較強的相關性，因此在因子分析之前需要對原始變量進行獨立性檢驗，通常采用KMO檢驗及Bartlett球形檢驗。KMO是取樣適當性測量統計量。當KMO值愈大時，表明變量間的共同因素愈多，愈適合進行因子分析。當KMO大于0.7時可以進行因子分析。Bartlett球形檢驗用來判斷數據是否為多變量正態分布，也可用來判斷相關系數矩陣是否適合進行因子分析。

由表1可知，KMO值為0.805，說明非常適合進行因子分析；Bartlett球形檢驗的p值為0，通過了顯著性檢驗，適合進行因子分析。

根據論文上述的因子分析步驟對2012年全國31個省市的農村人均消費水平的數據進行分析，最后按照總得分進行排名，從而可以得出表2。

我們可以將消費水平分為三個層次：高消費水平，中等消費水平、低消費水平。通過表2可以看出，高消費水平的區域包括北京、上海、天津、江蘇、浙江、吉林等東部沿海省市。而中等消費水平的省市大多位處中部地區，經濟發展雖然不及東部沿海地區，卻要好于西部經濟欠發達區域。這種分布基本和我國的基本國情相吻合，同時也反應了地區間農村居民消費還存在著巨大差異。消除這些差異，提高農村人民的消費水平，對于實現共同富裕有著重要的意義。

四、結論和建議

通過上述分析可以看出，我國區域間的農村人均消費水平差異比較大，高消費水平集中分布在東部沿海地區，這和區域的經濟發展水平密切相連。雖然國家非常重視西部發展，但由于起步較晚，地處偏僻，依然和中東部有著不小的差距。應采取如下政策措施：

首先，提升落后地區居民收入水平。收入是影響消費的重要因素，特別是低收入人群，邊際消費傾向相對更高，因此，提升落后地區低收入者的收入水平對消費水平均衡發展產生決定性作用。改革開放30多年來，人們逐漸享受到發展帶來的諸多成果，但是成果分享過程中存在著較大的個體差異。而這些個體差異匯聚而表現出來的無非就是不同區域的整體差異，這些差異顯然不利于和諧社會的建設，提升落后地區居民的收入水平，可以實現改革、發展成果的共享更加公平化，推動和諧社會建設。

其次，加快市場體系建設進程。經濟發展水平差異是區域農村消費水平差異的重要原因，市場機制的完善、相關配套設施的完備可以促使潛在的消費需求變現。市場的發展離不開交通基礎設施的建設，特別是廣大西部地區，與東部發達地區相比，還存在一定差距。因此，改變落后地區的基礎設施、物流、市場體系的現狀，可以極大地促進這些地區消費市場的振興。

最后，適度政策傾斜，推動消費水平區域協調。由于區域極化作用的存在，經濟發展水平較高地區往往會不斷自我強化，由于消費水平受到經濟發展水平的影響，消費水平的自我強化作用在所難免。因此，必須出臺相應的傾斜政策，推動欠發達地區的發展進程，以免區域差異更加顯著。

參考文獻：

[1] 孫文爽，陳蘭祥.多元統計分析[M].北京：高等教育出版社，1994.

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[3] 管 琳，李春蘭，張博.基于主成分分析法的我國農村居民消費結構的綜合評價[J].安徽農業科學，2011（14）.

第9篇：居民消費統計分析范文

【關鍵詞】城鎮居民 消費性支出 因子分析

一、引言

隨著經濟改革的不斷深入，我國經濟迅速發展，消費結構正在逐步升級，城鎮居民人均收入、生活水平和生活質量有了很大的提高。城鎮居民的消費觀念正在扭轉，已從傳統的基本生活消費逐步向發展型和享受型消費轉移，消費品的檔次越來越高，折舊越來越快。居民消費結構的變化直接影響社會經濟活動的變化，只有了解居民消費結構的變化趨勢，掌握消費需求的熱點和方向才能為消費者提供良好的政策環境，引導消費者合理擴大消費。近年來國內學者圍繞對居民消費性支出的各項因素進行了較多探討，其研究成果對拉動經濟增長，擴大內需起到了一定的指導作用。擴大內需、引導居民消費是促進市場經濟增長，加快推進社會主義現代化建設的良好契機。因此，對城鎮居民各項消費支出進行分析，把握城鎮居民消費變化的趨勢，進行宏觀經濟調整，企業生產經營決策的轉變，實現消費結構的合理化，正確引導居民消費就顯得尤為重要。

二、實證分析

（一）變量的選取與預處理。

本文通過選取2012年全國31個省份的城鎮居民家庭人均消費性支出的8個組成因素進行因子分析。它們分別為X1―城鎮居民家庭人均食品消費支出，X2―人均衣著消費支出，X3―人均居住消費支出，X4―人均家庭設備及用品消費支出，X5―人均醫療保健消費支出，X6―人均交通和通信消費支出，X7―人均文教娛樂服務消費支出，X8―人均其它消費支出。

首先考察收集到的原有變量之間是否存在一定的線性關系，是否適合采用因子分析提取因子。本文借助變量的巴特利特球度檢驗和KMO檢驗方法進行分析。由于數據中存在缺失值，采用均值代替法處理缺失值。

從檢驗結果可以看出，巴特利特球度檢驗統計量的觀測值為233.764，相應的概率P-值接近0。如果顯著性水平α為0.05，由于概率P-值小于顯著性水平α，則應拒接原假設，適合作相關分析。同時，KMO的值為0.773，因此原有變量適合進行因子分析。

在SPSS中利用主成分分析法處理原始數據，得到默認選取特征值大于1時提取的數據成分。可知人均居住消費支出提取的信息量相對較少，說明信息丟失量較大。因此重新進行主成分分析，選擇抽取3個因子得出下面的說明的總方差。

由上表可知，第一個因子的特征值為5.451，方差貢獻率為68.132%，前3個因子的累計方差貢獻率為90.796%，總體上原有變量的信息丟失較少，前3個公因子已代表原始數據絕大部分的信息。

（二）因子的命名解釋。

相關分析結果顯示：X1、X6、X4、X7、X8在第1個因子上有較高的載荷，可解釋為“生活必需和享受消費因子”；X5、X13在第2個因子上有較高的載荷；X2在第3個因子上有較高的載荷。

（三）計算因子得分。

本文采用回歸法估計因子得分系數，并輸出因子得分系數。

F1的載荷系數表明，2012年全國各省市城鎮居民消費結構變動最大的是食品，其次是交通和通訊、家庭設備及用品、其它、文教娛樂服務、居住，可見我國城鎮居民消費結構已經從溫飽型農產品、生活必需品消費過度到小康型耐用型消費，有相當一些中高收入的居民向比較富裕性的服務類、高層次消費品邁進。

三、結論及政策建議

綜上所述，隨著中國經濟的發展，居民水平不斷提高，人們的消費需求也隨之增加，食品、家庭設備及用品、交通和通訊、文教娛樂服務增幅有較大的提高，占有很大的比重，這預示著城鎮居民消費正在向更高層次的消費水平推進。因此，要拉動城鎮居民消費，就必須從影響消費的主要因素入手，即第一公因子所反映的各項支出指標。掌握城鎮居民消費變化的趨勢，進行宏觀經濟調整，企業生產經營決策的轉變，實現消費結構的合理化，正確引導居民消費，促進經濟增長。一方面，制定相應措施，正確引導城鎮居民消費結構和消費檔次的變化，對中高收入群體鼓勵其消費，擴大消費規模；對于低收入群體應完善其基本生活保障制度，以帶動國民經濟增長。另一方面，政府可以重點引導消費方向，培養新的消費熱點。居民對居住環境和生活質量的享受日益突出，比如：餐飲業消費，文化教育消費，假日旅游消費，住房消費及其帶動的住房裝飾、裝修、家居、家電等消費等。這些行業有著無比旺盛的生命力，也給消費市場帶來了新的信號和動力。

參考文獻：

[1]薛薇.統計分析與SPSS的運用（第三版）[M].人民大學出版社.