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1、我国城镇居民消费结构及趋势分析摘要：近年来,我国宏观经济形势发生了重大变化,经济发展速度加快,居民收入稳定增加,在国家连续出台住房、教育、医疗等各项改革措施和实施“刺激消费、扩大内需、拉动经济增长”经济政策的影响下,全国居民的消费支出也强劲增长,消费结构发生了显著变化,消费结构不合理现象得到了一定程度的改善。为了进一步改善我国居民的消费结构,正确引导消费,提高我国居民的消费水平和生活质量,有必要对我国各省市居民的消费结构进行考察和研究,以期发现特点和规律。对我国居民的消费结构进行了趋势分析,通过“spss数据分析”对我国各地区居民消费结构之间的异同进行考察并作比较研究,总结出了我国居民消费呈现
2、富裕型、娱乐教育文化服务类消费攀升的趋势特点。关键词:消费结构;消费趋势;方差分析;残差分析；因子分析一、主要运用方法：1.方差分析：方差分析就是将总变异剖分为各个变异来源的相应部分，从而发现各变异原因在总变异中相对重要程度的一种统计分析方法。其中，扣除了各种试验原因所引起的变异后的剩余变异提供了试验误差的无偏估计，作为假设测验的依据。2.回归模型残差分析：回归分析是一种处理变量的统计相关关系的一种数理统计方法。回归分析的基本思想是:虽然自变量和因变量之间没有严格的、确定性的函数关系,但可以设法找出最能代表它们之间关系的数学表达形式。多元回归分析是研究多个变量之间关系的回归分析方法。3.因子分
3、析：因子分析是处理多变量数据的一种统计方法，它可以揭示多变量之间的关系，其主要目的是从众多的可观测得变量中概括和综合出少数几个因子，较少的因子变量来最大程度地概括和解释原有的观测信息，从而建立起简洁的概念系统，揭示出事物之间本质的联系。二、我国居民消费结构的横向分析： 1.食品消费支出比重随收入增加呈现出明显的下降趋势,这与恩格尔定律的表述一致。但最低收入户与最高收入恩格尔系数相差太过悬殊,分别为47.43%和28.02%,相差将近20个百分点。城镇最低收入户刚刚解决了温饱问题,而最高收入户的生活水平按照恩格尔系数的评价标准早已达到了富裕型,整理为word格式甚至接近最富裕型。2.衣着消费支出
4、比重随收入增加缓慢上升,到高收入户又有所下降,但各收入组支出比重相差不大,支出比重最大的中等收入户与最小的最低收入户只差2.91个百分点。衣着支出比重没有更多的递增且最高收入户的支出比重有所下降,这些都符合恩格尔定律关于衣着消费的引申。随着收入的增加,衣着支出比重呈现先上升后下降的走势。事实上,在当前的价格水平和服装业的发展水平下,城镇居民的穿着是有一定限度的,而且居民对衣着的需求也不是无限膨胀的,即使收入水平继续提高,也不需要将更大的比例用于购买服饰用品了。3.家庭设备用品及服务、交通通讯、娱乐教育文化服务和杂项商品与服务的支出比重呈逐组上升趋势,说明居民的生活水平随收入的增加而不断提高和改
5、善。4.医疗保健支出比重随收入水平提高呈现一种两端高、中间低的走势,支出比重最低的是最高收入户,为6.72%;最高的是高收入户,为8.24%,两者仅差1.52个百分点。这是因为医疗保健支出作为生活必须支出,不论居民生活水平高低,都要将一定比例的收入用于维持自身健康,而且由于医疗制度改革,加重了个人负担的同时,也减小了旧制度可能造成的不同行业、不同体制下居民医疗保健支出的差别,因而不同收入等级的居民在医疗保健支出比重上差别不大。5.居住支出比重基本上呈逐组下降的趋势,由最低收入户的12.34%下降到中等偏上户的9.79%,但最高收入户的居住比重达到9.91%,这与我国居民消费能级不断提升,住宅商
6、品正在越来越成为城镇居民关注的热点是相吻合的,同时与恩格尔定律的引申也是一致的。可以看出,城镇居民的消费状况虽然受价格水平、消费习惯、消费环境、消费心理预期等诸多因素的影响,但归根结底仍取决于居民的收入水平,要提高城镇居民的消费支出,必须增加居民收入。因此,采取切实有效的措施增加城镇居民的可支配收入,不仅可以提高全国城镇居民的总体消费水平,促进消费结构向着更加健康、合理的方向发展,而且在启动内需,促进我国的经济发展方面有着重大的现实意义。 三、我国居民消费结构的纵向分析： 进入21世纪以来,随着整理为word格式经济体制改革的深入,国民经济的迅速发展,我国城乡居民的消费水平显著提高,居民的各项
7、支出显著增加。随着消费水平的提高,我国城乡居民消费从注重量的满足到追求质的提高,从以衣食消费为主的生存型到追求生活质量的享受型、发展型,消费质量和消费结构都发生了明显的变化。城镇居民在食品、衣着、家庭设备用品三项支出在消费支出中的比重呈现明显的下降趋势,其中食品类支出比重降幅最大,达15个百分点;衣着类下降4个百分点;家庭设备用品类下降幅度不是很大。与此同时,医疗保健、交通通讯、文化娱乐教育服务、居住及杂项商品支出在消费支出中的比例均有上升,富裕阶段的消费特征开始显现。四、spss统计分析结果：1.消费结构分析（方差分析，回归分析，残差分析）：图一给出了基本的描述性统计图，图中显示各个变量的全
8、部观测量的Mean（均值）、Std.Deviation（标准差）和观测值总数N。图2给出了相关系数矩阵表，其中显示3个自变量两两间的Pearson相关系数，以及关于相关关系等于零的假设的单尾显著性检验概率。图1 描述性统计表 整理为word格式图2 相关系数矩阵从表中看到因变量家庭设备用品及服务与自变量食品、衣着之间相关关系数依次为0.869、0.684，反映家庭设备用品及服务与食品、衣着之间存在显著的相关关系。说明食品与衣着对于家庭设备用品及服务条件的好转有显著的作用。自变量居住于因变量家庭设备用品及服务之间的相关系数为-0.894，它于其他几个自变量之间的相关系数也都为负，说明它们之间的线
9、性关系不显著。此外，食品与衣着之间的相关系数为0.950，这也说明它们之间存在较为显著的相关关系。按照常识，它们之间的线性相关关系也是符合事实的。图3给出了进入模型和被剔除的变量的信息，从表中我们可以看出，所有3个自变量都进入模型，说明我们的解释变量都是显著并且是有解释力的。图3 变量进入/剔除信息表 图4给出了模型整体拟合效果的概述，模型的拟合优度系数为0.982，反映了因变量于自变量之间具有高度显著的线性关系。表里还显示了R平方以及经调整的R值估计标准误差，另外表中还给出了杜宾-瓦特森检验值DW=2.632，杜宾-瓦特森检验统计量DW是一个用于检验一阶变量自回归形式的序列相关问题的统计量，
10、DW在数值2到4之间的附近说明模型变量无序列相关。整理为word格式图4 模型概述表图5给出了方差分析表，我们可以看到模型的设定检验F统计量的值为9.229，显著性水平的P值为0.236。图5 方差分析表图6给出了回归系数表和变量显著性检验的T值，我们发现，变量居住的T值太小，没有达到显著性水平，因此我们要将这个变量剔除，从这里我们也可以看出，模型虽然通过了设定检验，但很有可能不能通过变量的显著性检验。图6 回归系数表图7给出了残差分析表，表中显示了预测值、残差、标准化预测值、标准化残差的最小值、最大值、均值、标准差及样本容量等，根据概率的3西格玛原则，标准化残差的绝对值最大为1.618，小于
11、3，说明样本数据中没有奇异值。整理为word格式图7 残差统计表图8给出了模型的直方图，由于我们在模型中始终假设残差服从正态分布，因此我们可以从这张图中直观地看出回归后的实际残差是否符合我们的假设，从回归残差的直方图于附于图上的正态分布曲线相比较，可以认为残差的分布不是明显地服从正态分布。尽管这样也不能盲目的否定残差服从正态分布的假设，因为我们用了进行分析的样本太小，样本容量仅为5。整理为word格式图8 残差分布直方图从上面图4的分析结果看，我们的模型需要剔除居住这个变量，用本次实验中的方法和步骤重新令家庭设备用品及服务对食品和衣着回归，得到的主要结果如图9、图10和图11所示，跟上面的分析
12、类似，从中可以看出，剔除居住这个变量后，模型拟合优度为0.964，比原来有所降低；而方差分析的F检验为27.071，新模型与原来的模型相比，各个系数都通过了显著性T检验，因此更加合理，从而我们可以得出结论：剔除居住这个变量后的模型更加合理，因此在做预测过程中要使用剔除不显著变量后的模型。图9 模型概述整理为word格式图10 方差分析表图11 回归系数表2.消费趋势分析（因子分析）：（1)由表1资料可得样本均值向量:X=(0.4285，0.1126，0.7472，0.5332，0.7622，0.1202，0.9406，0.0400)。前两个公因子的累计贡献率已经达到97.66%(见表2),因此
13、选取提取两个公因子既可。运用主成分法计算因子载荷阵及变量共同度如表3所示。根据表3中因子载荷阵和变量共同度,运用Bartlett因子得分法计算10年的因子得分(见表4)。并利用因子得分绘制其趋势图(见图1)（2）根据联合国粮农组织提出的用恩格尔系数判定生活发展阶段的一般标准:60%以上为贫困,50%60%为温饱,40%50%为小康,40%以下为富裕。九十年代以来,我国城镇居民的消费结构发生了很大变化,完成了从解决温饱达到小康迈向富裕的转变历程。从表1数据显示,城镇居民恩格尔系数自1994年跌落到50%以后继续下降,经过六年的发展变化,到2000年已降为39.44%,到2004年继续下降到37.
14、73%,按照这一标志衡量,目前我国城镇居民生活消费已达到小康水平,并开始迈向富裕。居民在满足吃、穿、用的需求后,消费需求逐渐转向医、住、行、文化教育等方面,居民消费从过去单一型向生存、发展、享受并重的多层次消费结构转移。整理为word格式（3）各因子载荷系数和变量共同度分别反映了该因子对原始变量的关系及其解释能力,从中可得如下结论:1.第一公因子在食品、衣着、医疗保健、文化娱乐、交通通讯和居住六个方面有较大的载荷,表明该因子综合反映了这六个方面的变动趋势。载荷系数绝对值大小表明,自1994年以来,我国城镇居民消费结构中变动最大的是衣着、居住、食品、文教、医疗、交通等。第二公因子则主要反映了家庭
15、设备和杂项两个方面的变动。2.从第一因子载荷系数的符号和因子得分看,食品、衣着、家庭设备的载荷系数均小于零,表明居民消费结构变动中这三项支出在逐年下降的。这从一个侧面表明,城镇居民在解决了以吃、穿为主要特征的温饱问题以后,要追求更高层次的消费内容。而居住、医疗保健、文教、交通的因子载荷系数均大于零,反映了这几项支出在逐年递增。增幅最快的是居住,其次是教育。在第二个因子中,家庭设备的载荷系数为0.652,表明居民在家庭设备方面的支出变动与该因子得分同步变动。杂项商品与服务的内容包括个人用品、理发美容用品等项目,其在第二个因子中的载荷系数为0.345,这表明城镇居民生活在步入小康阶段后,更注重自身形象美化,生活内容日益丰富多彩。3.从变量共同度看,两个因子都很好地解释了八个指标的变动。整理为word格式（4）表4与图1分别反映了1994年以来我国城镇居民消费结构变动的程度及趋势。由因子得分的趋势图可以看出,1994年以来我国城镇居是消费结构的变动以1997和1999为界可分为三个阶段:第一阶段:19941996年,是城镇居民消费水平的快速增长阶段(见图2)。这一阶段,城镇居民人均消费支出的年平均增长率为17.24%,人均可支配收入年平均增长率为17.34%。这与我国宏观经济在此阶段的高速增长
