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居民消費統計分析范文1
關鍵詞：收入與消費 統計分析
一、收入與消費研究的理論基礎
西方經濟學理論代表凱恩斯認為：隨著收入的增加，消費也會增加。收入直接制約著消費，而收入分配的嚴重不均，不僅會使社會中產生不安因素，而且還大大影響消費需求的提高。《政府工作報告》中談到經濟發展要著重抓好的幾項工作之一是：“調整投資和消費的關系。堅持擴大內需方針，重點擴大消費需求”，進而說：“深化收入分配制度改革，既可以緩解收入差距擴大的矛盾，又可以有效增加消費需求”。這意味著調整收入分配政策，縮小收入差距，可以促進消費增長，擴大消費需求。本文就以收入差距與消費需求關系為切入點，研究它們之間內在的統計與經濟內在聯系。
二、統計數據的數理分析
現運用一元回歸、回歸估計標準差、回歸估計與預測分析平均家庭收入與消費的關系。
一元線性回歸擬合注意事項：
第一步：要對兩個變量之間的關系進行初步的判斷，從經驗或分析知道兩個變量問確實存在因果聯系。結合本實踐內容，家庭收入與消費兩個變量間有因果關系。
第二步：除了必要的專門領域的經驗和知識外，還要描繪出變量之間的散點圖。通過觀察散點圖，可以判斷兩變量之間是否存在比較明顯的線性關系。如果確實存在明顯的線性關系，才可以建立回歸模型并進行參數估計。
所以，由數據可知：∑X=8.4 ∑Y=8 ∑XY=9.72∑X2=10.36 ∑Y2=9.3 N=7
(一)繪制散點圖
即用直角坐標系的x軸代表自變量，y軸代表因變量，將兩個變量間相對應的變量值用坐標點的形式描繪出來。用以表明相關點分布狀況的圖形。即概率把握為95％的條件下，收入為1.35萬元，收入的估計區間在2.263與4.677之間。
三、實踐分析及對策
經過收入與消費需求的關系的研究，我們知道，經濟社會主要關心的是收入是否影響消費需求以及如何影響。有觀點認為收入擴大不會對消費需求產生影響，這種說法在我們統計過后來看是站不住腳的?？梢赃@么說，收入與消費狀況緊密相關，收入會對消費產生重要影響，其影響途徑是消費傾向的變化，即收入的擴大或縮小會導致消費傾向的變化。
當然，不同收入階層的平均消費傾向是不同的，一般說來高收入階層的平均消費傾向低，低收入階層的平均消費傾向高。如果收入過大，收入集中于平均消費傾向較低的高收入階層，那么增加的收入難以轉化為直接的消費，就會導致整個社會消費傾向的下降，進而影響消費需求，不利于消費的增長。如果縮小收入差距，低收入群體的收入大幅度增加，那么增加的收入最容易轉化為直接的消費，對消費的刺激作用遠遠超過各類人員收入的普遍增加。
居民消費統計分析范文2
[關鍵詞] 收入 消費結構 對應分析
改革開放以來，我國經濟發展迅速，人民生活水平不斷提高，但隨著經濟向縱深發展，各城鎮居民收入水平逐漸出現差距，城鎮居民的消費結構也有所不同。為了改變目前我國城鎮居民的消費不平衡狀況，對城鎮不同收入水平居民的消費結構進行實證分析，對促進城鎮居民生活水平的全面提高和城鎮經濟的協調發展有著重要的理論和實際意義。
一、城鎮居民消費支出指標體系的建立及數據準備
根據國家統計局統計標準，城鎮居民收入水平分為七等：最低收入、低收入、中等偏下、中等收入、中等偏上、高收入、最高收入。農村居民收入分為五等：低收入戶、中低收入、中等收入、中高收入、高收入戶。消費支出包括八個主要方面：食品、衣著、設備用品及服務、醫療保健、交通和通訊、娛樂文教服務、居住、雜項商品和服務。將上述8個方面構成評價指標體系，對評價指標體系中的每一個指標賦以變量名：X1――食品支出；X2――衣著支出；X3――設備用品及服務支出；X4――醫療保健支出；X5――交通和通訊支出；X6――娛樂文教服務支出；X7――居住支出；X8――雜項商品和服務支出。以上各項指標數據均來自中國統計年鑒2006年，正文略。
二、城鎮居民消費支出結構的實證分析
實證分析采用多元統計分析中的對應分析。對應分析于1970年由法國統計學家J.P.Beozecri提出來的。它是在R型和Q型因子分析基礎上發展起來的一種多元統計方法。對應分析從R型因子分析出發，直接獲得Q型因子分析的結果?？梢愿鶕型和Q型分析的內在聯系，將指標（變量）和樣品同時反映到相同坐標軸上，便于問題的分析。在圖形上鄰近的一些樣品點則表示它們的關系密切歸為一類，同樣鄰近的一些變量點則表示它們的關系密切歸為一類，而且屬于同一類型的樣品點可用鄰近的變量點來說明。
對以上指標使用對應分析評價城鎮不同收入水平的消費結構，找出密切相關的變量、密切相關的收入水平以及用變量來說明鄰近收入水平的消費情況。使用統計分析軟件SPSS12.0的編制多重對應分析過程。
多重對應分析結果表明，前兩個方差的累積貢獻率以達99.32%，因此選前兩個特征值得到計算R型和Q型因子載荷。根據R型和Q型因子載荷，城鎮居民不同收入差距的消費特征的對應分析圖如圖所示。
圖 中國城鎮居民不同收入差距的消費特征的對應分析圖
根據圖1所示，我國城鎮居民不同收入差距消費特征可分為三類：
第一類中指標變量為食品支出、居住支出，從總體上看是說明城鎮居民基本生活狀況。在這水平上相似的居民收入水平為最低收入、低收入、中等偏下，符合實際情況。收入水平較低的城鎮居民其主要收入的支出用于吃、住基本生活方面，而考慮其他消費支出方面相對少。
第二類中指標變量為衣著支出、設備用品及服務支出、醫療保健支出、娛樂文教支出、雜項商品和服務支出，這幾個指標可以說明城鎮居民的生活質量方面的情況。用幾個指標變量表征的居民收入水平為中等收入、中等偏上、高收入。收入水平較高的居民更加注重生活的質量。近幾年的旅游火爆場面也正說明了這種情況。我國居民收入普遍提高，收入較富裕的居民開始更加注重最求生活質量的提高。
第三類中指標變量為交通通訊支出，說明城鎮居民在信息時代對信息交流的要求及情況。用這個指標變量表征的為最高收入水平的居民。最高收入的群體除去正常的吃、住等基本生活等開支外，交通通訊支出是最主要的支出，與其自身的職業特點有重要的聯系。
三、對城鎮居民消費結構調整的思考
城鎮居民消費結構的差異歸根到底是由于收入的差異所引起的，在調整消費結構時，應從源頭出發，增加低收入居民的收入水平，縮小城鎮居民之間的收入差距，合理引導各層次消費，進一步啟動消費，促進經濟增長。為此，結合我國具體情況，從以下方面采取措施：
1.依托我國地域、科技優勢，發展新產業，拓展原行業范圍，細化分工，提高各層次收入檔次，加快調整收入分配體制，切實提高我國城鎮居民的收入水平。允許鼓勵發達地區和部門收入分配跟其經濟效益和水平相匹配；拓寬渠道，千方百計地提高城鎮居民的收入。
2.進一步完善社會保障制度，增加低收入群體的基本生活保障金。建立可靠的社會保障資金籌措渠道并加強對基金運作的管理和監督。提高社會保障的社會化服務水平。實現養老金社會化發放和退休人員的管理服務社會化，需要實施配套服務。
3.通過拓寬就業渠道，增設工作崗位，為低收入提供更多的就業機會。提高低收入群體的知識層次，增加就業知識積累。
4.制定相關政策，科學規劃第三產業，如健身、美容、度假、旅游等行業，倡導理性消費，促進新消費觀念的形成，引導高收入群體的健康消費。
5.開發更多金融產品，發展信貸消費。針對中低等消費群體，可以結合個人信用賬戶創新消費信貸品種，增加金融支付手段，除住房、汽車消費信貸外，逐漸向旅游、助學、通訊、設備用品等方面拓展。逐漸放寬信貸條件，降低貸款利率，提供更多消費可能。
參考文獻:
[1]于秀林任雪松:多元統計分析[M].北京：中國統計出版社，1999
[2]張文彤:SPSS統計分析高級教程[M].北京：高等教育出版社，2004
居民消費統計分析范文3
關鍵詞:農村居民;消費支出結構;對應分析
中圖分類號:F320.1文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)19-0032-05
前言
近幾年來,中國農村居民生活水平有了很大的提高,其消費支出結構也有了較大的改變,很多地方的食品支出的比例逐漸減少,為了更好地分析中國農村居民消費支出結構情況,下面將對中國2006年農村居民消費支出結構進行對應分析,找出各地消費結構的共同點。
一、對應分析的原理及方法
對應分析是1970年由法國統計學家J.P.Beozecri提出來的。它是在R型和Q型因子分析的基礎上發展起來的一種多元統計方法。通過對應分析找出R型和Q型因子分析的內在聯系,通過對應分析可以將變量和樣品同時反映到同一個坐標系即因子載荷圖上,從而可以更直觀的找出變量與樣品之間的關系。對應分析的步驟包括以下幾點:
首先,由原始資料陣X出發,計算規格化的概率矩陣P=(p)=
然后,計算過渡矩陣Z=,其中 i=1,…,n;
j=1,…,p
第三步,進行因子分析
(1)R型因子分析
計算協差陣A=Z′Z的特征根λ≥λ≥…≥λ,按其累計百分比大于85%,取前m個特征根 ,并計算相應的單位特征向量記為u,…,u,從而得到因子載荷陣。并在兩兩因子軸上作變量點圖。
F=
(2)Q型因子分析
對上述的m個特征根λ≥λ≥…≥λ計算其相應于矩陣B=ZZ′的單位特征向量:
V=ZuV=Zu,…,V=Zu
從而得到Q型因子載荷陣:
G=
最后,做出對應分析因子負荷圖,從而進行進一步分析。
二、2008年中國農村居民消費支出結構的對應分析
選取反映農村居民消費支出指標:X1:食品支出,X2:衣著支出,X3:居住支出,X4:家庭設備及服務支出,X5:醫療保健支出,X6:交通和通訊支出,X7:文教、娛樂及服務支出,X8:其他商品及服務支出。根據《2009年統計年鑒》的資料,對中國農村居民消費支出結構進行分析和比較。
(1)規格化的概率矩陣P
從規格化的概率矩陣P中可以看出,各省市的食品支出均遠遠高于其他項目支出,占到43%,居住支出占18.2%、交通和通訊支出占10.0%、文教、娛樂及服務支出占8.8%、醫療保健支出占7.1%、衣著支出占6.1%、家庭設備及服務占4.7%。另外,各地區相比,2007年上海的農村消費7.7%為全國最高,其次是浙江(6.4%)和北京(6.2%)。
利用spss軟件計算協差陣以及其特征值,如下表所示:從特征值的累計貢獻率可以看出,前4個累計值的累計貢獻率達到91.0%,其中,第一個公因子占53.2%,第二個公因子占16.3%,第三個公因子占13.3%,第四個公因子占8.3%。
(2)計算R型、Q型因子負荷陣
從表1看出,前4個公因子的貢獻率已將達到了91.0%,因此,選取前4個特征值分別計算R型分子載荷陣和Q型因子負荷陣。
(3)作出因子載荷圖
根據以上R型和Q型因子分析,做出2008年中國農村消費結構對應分析的因子載荷圖(如圖1所示)。
從因子載荷平面圖可以非常直觀的看到變量與樣品之間的關系,按照農村居民消費的結構可以歸為以下幾類:
第一類:變量點:食品
樣品點:江西、湖南、湖北、四川、廣西、、甘肅、福建等省
第二類:變量點:居住
樣品點:河南、青海、河北、寧夏、新疆
第三類:變量點:醫療保健、衣著、交通和通訊、家庭設備及服務和其他商品及服務
樣品點:浙江、黑龍江、陜西、天津、山東、上海、北京、安徽、遼寧、內蒙古、山西
第四類:變量點:交通和通訊
樣本點:吉林、北京、遼寧、內蒙古、山西
第五類:變量點:文教、娛樂及服務
樣本點:江蘇
四、結果分析及建議
通過以上對應分析,中國農村消費支出結構具有以下特點:
(1)雖然中國農村消費中食品支出仍占較高比例為43%,但根據恩格爾定律,恩格爾系數(食品支出/總消費支出)在40%~50%時為小康社會。說明中國農村人民生活有了較大的提高。在各省市中,北京、上海、河北、山西、黑龍江、浙江、山東、河南、陜西等地的食品消費比例低于40%,可見這些區域的農村居民生活相對較為富裕。而西部地區如廣西、海南、重慶、貴州、云南、、四川等地的食品支出比例高達50%以上,農村人民生活水平較低,東西差異較大,因此,應當加強西部的建設,加快西部經濟的發展。(2)經濟發展水平相對較低的河南、青海、河北、寧夏、新疆等地方農村居民在居住方面的支出占較大比例,而隨著經濟發展水平的提高,農村居民開始逐漸注重健康及精神的享受,從因子載荷圖看,浙江、上海、北京等人民生活水平較高地方的農村居民在醫療保健、衣著、交通和通訊、家庭設備及服務和其他商品及服務方面的消費更為突出。(3)除江蘇之外,其他各省市離文教、娛樂及服務的變量點都較遠,也就是說目前農村居民在此方面的消費還較少,其原因在于以下兩點,首先農村人民生活水平還不夠高,還沒有足夠的資金消費在此方面;另外,一個最重要的原因就是目前農村中文教、娛樂及服務相關設施建設還很欠缺,很多地方還沒有建立相應的文教、娛樂配套設施?？梢?加強農村的文教、娛樂設施的建設將對農村居民消費結構水平的提高有重要的作用。
參考文獻:
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(上接35頁)
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[5]孫道志.統計分析中對應分析方法應用[J].黃山學院學報,2006,(3):13-16.
Correspondence Analysis of the Rural Residents’ Consumption in 2008
LUO Yan-ping
(Information Technology and Industry for National Defense, Beijing 100038,China)
居民消費統計分析范文4
關鍵詞：河北??；主成分分析；消費影響因素
中圖分類號：F2
文獻標識碼：A
文章編號：16723198（2015）18003302
1 引言
居民消費行為在現代經濟學中一直是一個重要的議題。一直以來，投資、消費和出口被譽為推動經濟增長的“三駕馬車”，消費是拉動經濟增長的主要動力之一。
社會再生產包括生產、分配、交換、消費四個基本環節，生產是社會再生產的起點，在四個環節中有著決定性的意義；消費作為四個環節的終點，反過來制約著生產的發展。消費是生產的意義的實現，并且提供了生產的目的和動力。市場經濟是需求導向型經濟，而市場需求中最重要的是消費需求，尤其是居民的消費需求。但近些年來居民的消費不足己經成為制約中國經濟發展的主要問題。
2 基礎知識
2.1 主成分分析定義
3 河北省城鎮居民影響因素的主成分分析
3.1 變量選取、數據來源
對河北省城鎮居民消費影響因素進行主成分分析時所選用指標的數據主要來自《河北經濟年鑒》（2014）、《河北農村統計年鑒》（2014）以及中國人民銀行官網。
根據影響城鎮居民消費的因素，本文按照指標可得性、重要性、非重復性、實用性原則，選取以下指標對河北省城鎮居民消費影響因素進行評價：
X1：城鎮居民家庭人均可支配收入 （元）；
X2：居民消費價格總指數（2000年=100）；
X3：服務業發展水平（第三產業增加值占GDP的比重） （%）；
X4：一年期利率（%）；
X5：消費觀念；
X6：人均醫療支出（元）；
X7：每一就業者負擔人數（含本人） （人）；
X8：就業率（%）。
其中消費觀念由于無法獲取信貸消費數據，可以對家庭設備及服務、醫療保健、交通和通訊、文教娛樂用品及服務、其他商品及服務這五項指標求其和的平均數來替代表示。采用中國人民銀行公布的相關年份的金融機構一年期人民幣基準利率，并查閱了網上相關數據。
3.2 實證分析
將所得數據寫成矩陣，并進行標準化處理，利用SPSS軟件分析得到8項指標的相關系數矩陣及特征根的貢獻率。根據累計貢獻率大于85%原則，所以取前三個特征根對應的向量。前三個特征根對應特征向量即為主成分1、主成分2、主成分3，特征值分別為4789，1.201，1.042。方差貢獻率分別0.5986，01501，0.1302，累計貢獻率為0.8790。說明這兩個主成分能夠解釋原始數據的87.90%，已經基本包含了全部測量指標所具有的信息。表1顯示了主成分累計貢獻率。
通過比較表2中的系數，解釋各個主成分的經濟意義如下：
第一主成分中X1，X5，X6即城鎮居民家庭人均可支配收入、消費觀念、人均醫療支出三個指標有較高的載荷，所以可以把Z1看成是經濟發展水平的綜合因子，第一主成分的權重最大，在3個主成分中占的權重為0.681001（0.5986/0.8790）。對總體分值起著舉足輕重的作用，是最重要的影響因子。
第二主成分在X2，X4即居民消費價格總指數、一年期利率兩個指標上有較高的載荷，在3個主成分中占的權重為0.170762（0.1501/0.8790）。
第三主成分在X3即服務業發展水平（第三產業增加值占GDP的比重）指標上有較高的載荷，在3個主成分中占的權重為0.148123（0.1302/0.8790）。
4 結論與建議
從城鎮主成分回歸方程可以看出，除了X3即服務業發展水平外，其他各自變量對河北省城鎮居民人均消費支出均有正向促進作用；
首先，城鎮居民家庭人均可支配收入（元）、一年期利率（%）、消費觀念、人均醫療支出（元）對人均消費支出的影響程度最大，這幾個方面提高都會導致城鎮居民人均消費支出水平增長，四者對于人均消費支出提高的效果是非常強的?？梢缘贸鼋Y論：人均消費支出高度依賴于居民家庭人均可支配收入。
X2即居民消費價格總指數（2000年=100）指標對城鎮居民消費支出起到促進作用，物價的顯著變動會引起消費者購買量的顯著變動，除非這種商品的需求彈性較小。河北省城鎮居民消費水平普遍在較低水平下，消費品大部分是生活必需品，需求彈性小，價格的變化引起購買量的變化較小，所以價格越高，消費越高。
X3即服務業發展水平（第三產業增加值占GDP的比重）對城鎮居民人均消費支出增長起反向作用，第三產業增加值比重的增加說明第一和第二產業增加值比重的降低，從而影響的城鎮居民的消費。
一年期存款利率河北省人均消費支出增長也起正向作用，利息率對消費有相互抵消的負替代效應和正收入效應，收入效應指由商品的價格變動所引起的實際收入水平變動，進而由實際收入水平變動所引起的商品需求量的變動。對于河北省城鎮居民來說收入效應占主導，利息率對消費的影響為正。
每一就業者負擔人數（含本人）指標對城鎮居民消費支出提高起到促進作用。究其原因是因為對于城鎮居民來說，因為少年兒童需要消費其他家庭成員創造的財富（用于生存和接受教育及培養勞動技能）。老年人雖喪失了勞動能力，同樣需要消費其他家庭成員創造的財富。
就業率指標對城鎮居民的消費支出起到促進作用，就業率上升，居民收入相對增加，從而引起居民消費支出也有所增加。
消費需求長時間在低谷徘徊，既有城鎮居民收入增長動力不足的成分，但更重要的原因是醫療、教育、養老等基本公共服務的不完善，對居民的正常消費產生擠出效應，很大程度上壓抑了居民的消費意愿。如果政府在教育、醫療等公共服務領域的投入到位，消費率將可預見有較大幅度的提高。因此，擴大城鎮居民內需要在轉變經濟發展方式上有所作為，應當在擴大基本公共服務投資，完善基本公共服務體系上下足功夫。
營造健康積極的消費環境，引導城鎮居民實現理性適度消費，在保持傳統的節儉的消費價值觀念的同時，也應為了生活質量合理消費。加強保護消費者權益，免除消費者后顧之憂，在消費者權益受到侵害時有合理的解決途徑。居民收入一部分用于消費，一部分用于儲蓄，儲蓄的原因無非是為了養老，醫療及兒童教育，所以應著力加強公共社會保障力度，不完善的社會保障制度不可避免的對居民的消費預期產生影響。因此，政府必須采取多種措施健全社會保障體系。
參考文獻
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[2]李毛俠.安徽省消費需求影響因素的主成分回歸分析[J].現代經濟，2010，9（3）.
居民消費統計分析范文5
關鍵詞：消費性支出；可支配收入；計量經濟檢驗
中圖分類號：F127 文獻標識碼：A
原標題：江西省城鎮居民消費與收入之間關系的計量分析
收錄日期：2012年10月29日
引言
消費與收入一直以來都是人們研究的重點內容，我國政府也相當重視消費與收入的關系問題。本文采用spss軟件分析江西省城鎮居民消費與收入之間的關系，分析二者之間數量關系的基本規律，有助于了解江西的經濟發展狀況，了解人民的生活問題，希望可以為江西省政府等相關部門制定地方政策或分析預測時提供參考意見。
一、數據收集與初步分析
本論文提取1997年至2010年中國統計年鑒中江西省城鎮居民人均消費性支出與城鎮居民人均可支配收入的數據為研究對象，分析二者之間的關系，相關數據如表1。（表1）
表1中平均消費傾向由人均消費性支出與人均可支配收入之比所得。從表中可以看出，從1997年到2009年江西省城鎮居民人均消費性支出和人均可支配收入有明顯的提高，2010年與1997年相比，分別提高了7，419.08元和11，409.8元，但人均消費性支出的增幅明顯落后于人均可支配收入的增幅。此外，從表中我們還可以得知平均消費傾向大體上呈遞減趨勢，從1997年到2008年下降了0.108，但2008年到2010年平均消費傾向稍微有所回升，上升了0.017。
二、江西省消費函數模型
分析城鎮居民人均可支配收入與消費性支出的影響關系，選取變量x為城鎮居民家庭人均可支配收入，被解釋變量y為城鎮居民人均消費性支出，依據對樣本數據的研究，可采用線性函數的形式將其關系表示成：y=a+bx，用線性回歸方法估算其相關系數。
（一）參數估計。采用spss統計分析可以得到以下相關數據：
F=6263.643 R2=0.998
■■=0.998 DW=1.246
由最小二乘估計法估計的結果可得簡單線性消費函數方程為：
y=400.305+0.655x
下面首先進行擬合優度的檢驗。擬和優度是指模型對樣本數據的近似程度，主要用判定系數來進行判斷。從上可知擬合優度為0.998，相當接近1，表明模型對樣本數據的擬和優度很高，說明在城鎮居民的消費性支出變動中，由該模型中的解釋變量可支配收入變動所引起的變動百分比為99.8%。
再進行顯著性檢驗。由于解釋變量只有一個，所以本文采用F檢驗：查F分布表可得F0.05（k，n-k-1）=4.84，而F=6263.643>F0.05（k，n-k-1）=4.84，所以模型中的人均可支配收入與消費性支出的線形關系很顯著。上式為江西省城鎮居民個人的簡單凱恩斯消費函數，由上式可得常數400.305大于0，邊際消費傾向為0.655，而0
（二）計量經濟檢驗。下面進行模型的計量經濟檢驗：
首先進行自相關性檢驗。當n=13，k=1時，查得DW檢驗表得dl=1.010，du=1.340，而dl=1.010
運用excel回歸分析得出殘差圖，從圖中可以知道圖形分布的離散程度有明顯擴大趨勢，這說明存在異方差性。（圖1）
（三）消費函數模型。從分析結果可以看出，用凱恩斯消費函數模型無法全面地解釋消費性支出與可支配收入之間的關系，所以必須添加必要的解釋變量，試估計出其跨時期動態消費模型。凱恩斯消費函數模型只考慮了當期收入對消費的影響，通過對二者進行相關分析可知，其前兩期的收入對當期消費有著重要的影響。假設消費函數模型可以線性的表示為yt=a0+b0xt+b1xt-1+b2xt-2，其中yt是第t期城鎮居民的人均消費性支出，xt是城鎮居民第t期人均可支配收入，xt-1和xt-2是城鎮居民上一期和再上一期的人均可支配收入。
下面利用阿爾蒙估計法求解參數。求得：
F=2113.764 R2=0.997
■■=0.998 DW=1.56
從而得到消費函數的計量經濟模型為：
yt=435.2673+0.5892xt+0.3547xt-1-0.2823xt-2
下面對模型進行擬合優度檢驗、顯著性檢驗和計量經濟檢驗。從上可知：R2=0.997，接近于1，表明擬合優度很高，也即在城鎮居民的人均消費性支出變動中，由當期和前兩期人均可支配收入變動所引起的變動百分比為99.7%，擬合優度檢驗通過。
顯著性檢驗采用F檢驗，查F分布表可知F0.05（k，n-k-1）=3.86，而F=2113.764>F0.05（k，n-k-1）=3.86，因此人均可支配收入當期和前兩期對人均消費性支出的影響是顯著的。
計量經濟檢驗分自相關性檢驗和異方差性檢驗。自相關性檢驗在這里不適合用DW檢驗，因為含有前兩期的解釋變量，在此處采用h統計量檢驗：
h=1-■■=0.8232
當？琢=0.05時，h=0.8232
通過以上分析可知，江西省城鎮居民消費函數模型為：
yt=435.2673+0.5892xt+0.3547xt-1-0.2823xt-2
從中可以看出，在當期沒有任何可支配收入的情況下基本人均消費性支出為435.27元，當人均可支配收入增加1元時引起的消費性支出為0.5892元，當期可支配收入的35.47%將用在下一期的消費性支出上，換句話說就是上一期人均可支配收入增加1元可以引起當期消費性支出0.3547元?？偟膩碚f，江西省城鎮居民的平均消費量是不斷提高的，但人均消費性支出的增長要慢于人均可支配收入的增長；同時，當期人均消費性支出要受到當期和以前人均可支配收入的影響。
三、政策性建議
首先，調整工資收入分配。政府相關部門可以制定新的工資分配制度，增加中低收入階層的收入，刺激消費，讓消費和收入到達一個新的、更高的平衡點。
其次，加大社會保障力度。如今，城鎮居民仍然面臨著教育難、看病難、住房難的問題，政府相關部門應該根據江西省的實際情況，采取辦法保障那些需要保障的群體。比如，加大保障房的建設力度，解決中低收入階層住房難的問題；加大醫療保障制度，解決低收入群體看病難的問題；提高教育的質量，對少部分成績優異而又有家庭困難的學生采取經濟性資助方式，這樣可以降低學生家庭的負擔，減少用于教育資金的投入，將消費性支出用于改善生活水平等其他方面。
最后，積極引導、促進消費。我國是人口大國，政府部門可以加大消費宣傳力度，鼓勵居民消費，擴大內需，讓百姓放心消費。
主要參考文獻：
[1]李寶仁.我國居民消費和投資的計量分析[J].北京工商大學學報（社會科學版），2006.5.
[2]辛永容，肖俊哲.安徽城鎮居民消費與收入之間關系的計量分析[J].云南財貿學院學報（社會科學版），2006.21.5.
居民消費統計分析范文6
【關鍵詞】 城鄉居民 消費差距 影響因素 實證分析
長期以來，我國經濟增長主要依賴投資需求和出口需求，消費需求對經濟增長的驅動作用尚不明顯，消費需求不足已成為制約我國經濟進一步增長的瓶頸。國家“十二五”規劃綱要提出，“構建擴大內需長效機制，促進經濟增長向依靠消費、投資、出口協調拉動轉變”。這一提法同以往強調的“投資、消費和出口”的三駕馬車有了新的變化，更加強調了消費的重要性。
1 洛陽市城鄉居民消費差距概況
由于城鄉二元經濟體制的存在和區域非均衡發展，洛陽市城鄉居民人均消費差距較大，其差異比一直徘徊于3：1的高位水平。2011年洛陽市農村人口占全市常住人口的53.87%，農村居民最終消費為190.83億元，占全市居民消費的28.24%；城鎮人口占全市常住人口的46.13%，城鎮居民最終消費為484.82億元，占全市居民消費的71.76%。因此，洛陽市必須采取有效措施，縮小城鄉居民消費差距，才能有效啟動居民消費、增強消費能力，最終改善民生、促進經濟發展和實現和諧社會。
2 城鄉居民消費差距影響因素的定量分析
2.1 建立假說
（1）城鄉居民收入差距與城鄉居民消費差距成正相關關系。收入作為消費的基礎，收入水平的高低決定著消費能力的高低，并直接影響居民消費的信心、消費欲望和消費潛能。[1]無論凱恩斯的絕對收入理論、杜森貝利的相對收入理論還是莫迪利安尼的生命周期理論以及弗里德曼的永久收入理論都一致認為收入是決定居民消費最重要的因素。因此可以認為城鄉居民收入差異對消費需求有著巨大影響，收人水平的差距在某種程度上決定著消費水平的差距。
（2）城鄉二元結構系數與城鄉居民消費差距成正相關關系。威廉?阿瑟?劉易斯（W?A?Lewis）針對發展國家存在的二元結構，提出了勞動力無限供給條件下的經濟發展模型。該模型認為傳統農業部門具有無限的勞動力供給，勞動的邊際生產率等于零，或者是負數，普遍低于城鎮勞動生產率，從而形成了城鄉之間的差異。伴隨著農業剩余勞動力的非農化轉移，二元經濟結構將逐步消減[2]。世界經濟社會發展的實踐表明，隨著經濟的發展，二元結構系數會下降，城鄉二元結構必然向城鄉一體化轉變，城鄉居民消費水平差距將會縮小。城鄉二元結構系數=（第二、三產業總產值/第二、三產業勞動力人數）/（第一產業總產值/第一產業勞動力人數）。
（3）城鎮化水平與城鄉居民消費差距成負相關關系。城鎮化是由農村傳統的自然經濟轉化為城市社會化大生產的過程。一般來說，隨著城鎮化水平的提高，城鄉居消費的差距應該呈不斷縮小的趨勢。一方面，城鎮自身的聚集效應能夠吸收農村大量富余勞動力，進而提高農業生產率，增加農民收入水平，刺激農民消費需求；另一方面，城鎮對農村具有較強的輻射帶動作用，城鎮作為生產、金融、貿易、交通運輸、信息和服務的中心，通過技術的轉讓、產業轉移、資本的輸出、信息的傳播等多種方式，可以帶動周邊農村地區的經濟發展。但是，我國目前的城市化是一種不完全城市化，會造成土地浪費、農業不能實現規模經營、農村留守問題、進城農民工角色轉換受阻等社會問題；同時，農村中只有那些人力資本較高、具有一定物質資本的農民才有能力、有機會在城市安居謀業，農村中留下來的多是文化程度低、無專業技能、老弱病殘和貧困群體，農村人力資本流失等負面影響又有使城鄉消費差距擴大的趨勢。因此，城鎮化進程對城鄉居民消費差距究竟是縮小還是擴大，還要看這正反兩種作用的結果。城鎮化率=城鎮人口/總人口。
（4）隨著人均地區生產總值的增加，城鄉居民消費差距先增加，然后將會逐漸縮小。西蒙?庫茲涅茨（Simon Kuznets，1955）提出的倒U型曲線表明：當經濟處于較低發展階段時，隨著人均GDP的增長，居民之間的收入差距不斷擴大；當經濟發展到一定階段，隨著人均GDP的進一步增加，居民收入差距將會逐漸縮小。我們認為人均地區生產總值與城鄉居民消費差異也存在類似關系。從圖2-1可以看出，隨著洛陽人均地區生產總值的增加，城鄉居民消費差距呈逐漸縮小的趨勢。
（5）財政支農水平與城鄉居民消費差異成負相關關系。財政支農支出分為投入性支出和補貼性支出兩大類。投入性支出是政府作為投資主體，以提供農業和農村公共產品和服務為目的，對農業和農村領域進行的投入；補貼性支出指政府對糧食生產、農業投入品等方面進行的補貼。投入性支出對農村居民消費的影響主要有兩個途徑：一是通過間接增加農村居民的收入來帶動其消費；二是通過改善農村居民的消費環境來拉動農村居民消費。2004年我國正式實施對種糧農民進行直接補貼、糧種補貼、農機具購置補貼等多項新的補貼方式。對農民進行補貼可以直接增加農民的收入，進而可以消費更多的私人物品。（表2-1）
2.2 模型構建
考慮所有影響中國城鄉居民消費差距的因素是不現實也是沒有必要的，根據影響的重要性程度以及數據的可得性，本文以城鄉居民消費比（Y）為被解釋變量，以城鄉居民收入差距（X1），城鄉二元結構系數（X2），城鎮化率（X3），人均地區生產總值（X4）和財政農林水事務支出（X5）作為被解釋變量。
運用洛陽市1990年到2008年的時間序列數據（見表2-1），在理論分析的基礎上，建立多元線性回歸模型如下：
式（2-1）
其中，為隨機誤差項，為常數項，為待估計的參數?；貧w結果及分析。
2.2.1 多重共線性診斷
利用SPSS統計分析軟件，采用回歸分析中的Enter法，所得結果見表2-2。
方程的擬合結果顯示，樣本決定系數R2=0.786，樣本復相關系數R=0.886，且F=11.739，顯著性P值≈0.000，說明回歸方程的總體顯著性很高。但是從表5-2可以看出，除X1外的其他解釋變量的回歸系數通不過顯著性檢驗，同時X3、X4和X5的方差擴大因子（VIF）均遠大于10，說明該模型存在多重共線性。
2.2.2 逐步回歸分析結果
在計量經濟學中，消除多重共線性的方法有擴大樣本容量、逐步回歸法、嶺回歸、主成分回歸和偏最小二乘回歸等方法。這里，我們運用逐步回歸法（Stepwise）來解決多重共線性的問題，得到以下幾個較好的回歸模型估計式，且均通過檢驗，表明建立的回歸模型是有效的，可以用來解釋城鄉居民消費差距的變化。
模型一： 式（2-2）
模型二： 式（2-3）
模型三： 式（2-4）
模型四： 式（2-5）
以上四個模型證實了我們提出的假說，城鄉居民收入差距（X1）是導致城鄉居民消費差距的關鍵因素，因此，要縮小城鄉居民消費差距必須要切實增加農民收入。從模型二可以看出，城鄉二元結構系數（X2）與城鄉居民消費差距成正相關關系，表明推動城鄉發展一體化是縮小城鄉居民消費差距的根本途徑。從另外三個模型也可以看出，城鎮化水平（X3）、人均地區生產總值（X4）和財政農林水事務（X5）均與城鄉居民居民消費差距成負相關關系，表明隨著洛陽市城鎮化進程的加快，經濟發展水平的提高以及財政支農力度的增強，城鄉居民消費差距問題可迎刃而解。
3 對策建議
從洛陽市城鄉居民消費差距的現狀及其影響因素的回歸分析結果可以看出，造成洛陽市城鄉居民消費差距過大的最直接最根本的原因是城鄉收入的差距，其次是二元經濟結構的體制的矛盾，而城鄉收入差距的形成主要是由于傳統的二元經濟結構矛盾和“三農問題”造成的。全面繁榮農村經濟，加快城鎮化進程，建設現代農業，發展農村經濟，增加農民收入，是全面建設小康社會的重大任務。城鄉經濟社會的協調發展是城鎮化水平和人均地區生產總值提高的內在要求。因此，要統籌城鄉社會經濟發展，更多地關注農村、農業和農民問題，把增加農民收入放在重要位置。[3]
其次，加大財政支農的力度，包括對農村基礎設施建設的投入力度和直接針對于農民的社會保障性轉移支付力度。其中，農村基礎設施建設的投入包括對農村農林水事務的投入和農民生活基礎設施的投入，農林水事務的財政投入有利于改善農民和鄉鎮企業的生產條件，從而直接或間接的提高了農民收入。而完善的農村居民生活設施能夠使農民潛在購買力轉化為現實購買力，提高農村居民消費水平和生活質量。此外，由于貧困人口這一階層的消費傾向很高，提高其收入水平可以最大限度地發揮政府轉移支付對拉動消費的乘數作用。[4]因此，財政支農應特別注意增加對貧困人口的直接的社會福利援助。
參考文獻：
[1]陳瑾瑜.城鄉居民消費水平的影響因素分析.工作研究，2012，（2）：296～298.
[2]W. A. Lewis. Economic development with unlimited supplies of labor [J].The Manchester School of Economics and Social Studies，1954，22（2）：139～91.
