影响我国城镇居民消费性支出的因素分析
影响我国城镇居民消费性支出的因素分析
关键词：GDP增长边际消费倾向
消费水平利率的收入效应
一．模型概况
(一)目的
随着改革开放的深入和市场经济的发展,人民的生活水平得到了大大地提高。作为总需求中最主要的部分，消费的增长在GDP的增长中占了极大的比例。由此，分析影响我国城镇居民——此群体的消费具有代表性——消费性支出的多种因素各自的重要程度，将有助于我们认清当前中国经济发展的重要原因。
(二)思路
在现实生活中，影响各家户消费的因素很多，如收入水平、商品价格水平、利率水平、收入分配状况、消费者偏好、家庭财产状况、消费信贷状况、消费者年龄构成及制度、风俗习惯等等。结合众多西方经济学家对以上因素的分析，我们认为，对消费水平有决定意义的是城镇居民全年总收入——收入增加意味着人们的购买力增强，从而消费量增加；利率水平——利率的升降会改变人们对现在消费与未来消费的偏好程度；城镇居民消费价格指数——由于对于占全民消费总量的比例日益增加的正常品与奢侈品来说，替代效应大于收入效应，所以对商品的需求量即消费量会与价格成反向变化。
二．模型的数据
我们选择了时间序列数据而没有采用横截面数据是为了避免各个不同地区发展水平的差异。每个地区的地理位置和自然资源都是决定产业结构的重要因素，且非人力和经济发展所能解决的，这就决定了各个地区的经济发展轨迹都不相同。我们从各期《中国统计年鉴》收集到的全部城镇居民可支配收入的数据就只有1991年到2002年的，共12个。作为小样本，给检验和解释都提供了难度，因此我们加倍小心。
三、模型的具体形式和检验
Y——城镇居民消费性支出
X1——城镇居民全年总收入
X2——当年利率水平
X3——城镇居民消费价格指数
obs Y X1 X2 X3
1991 1453.810 1544.000 1.800000 105.1000
1992 1672.000 1826.000 1.800000 108.6000
1993 2110.810 2583.160 2.655000 116.1000
1994 2851.340 3520.310 3.150000 125.0000
1995 3537.570 4288.090 3.150000 116.8000
1996 3919.470 4844.780 2.475000 108.8000
1997 4185.640 5188.540 1.710000 103.1000
1998 4331.610 5458.340 1.530000 99.40000
1999 4615.910 5888.770 0.990000 98.70000
2000 4998.000 6295.910 0.990000 100.8000
2001 5309.010 6868.880 0.990000 100.7000
2002 6029.880 8177.400 0.720000 99.00000
（表一）
数据来源：①国家统计局网
②1992～2003年《中国统计年鉴》
（一）模型的估计
由于线性回归模型较简单，且在符合古典假定的条件下，对参数
的最小二乘估计满足参数估计的准则即无偏性、最小方差性和一致性，因此我们首先将模型设定为多元线性回归模型，即
Yt=a0+a1X1t+a2X2t+a3X3t+ut
用最小二乘法对模型估计，输出结果如下：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Sample: 1991 2002
C 1761.760 815.5278 2.160269 0.0628
X1 0.720003 0.017191 41.88145 0.0000
X2 163.8991 91.33504 1.794482 0.1105
R-squared 0.997171 Mean dependent var 3751.254 AdjustedR-squared 0.996110 S.D. dependent var 1465.440
S.E. of regression 91.39736 Akaike info criterion 12.12951
Sum squared resid 66827.81 Schwarz criterion 12.29115
Log likelihood -68.77707 F-statistic 939.9610 Durbin-Watson stat 1.753659 Prob(F-statistic) 0.000000
（表二）
将上述回归结果整理如下：
Yt=1761.760+0.720003X1t+163.8991X2t-15.90675X3t （一式）
（815.5278）（0.017191）（91.33504）（8.889293）
t=（2.160269）（41.88145）（1.794482）（-1.789428）
R-squared= 0.997171 Adjusted R-squared=0.996110
F=939.9610 DW=1.753659
（二）模型的检验
上述回归结果是在模型满足古典假定的基础上得出的，然而由于经济变量的复杂性，在实际生活中这些假定不一定都能满足，因而我
们需要详细讨论模型是否真正满足古典假定。这包括对变量的多重共线性、异方差性、自相关性的检验。
1．多重共线性的检验与修正
简单相关系数矩阵法
X1、X2、X3的相关系数矩阵
X1 X2 X3
X1 1.000000 -0.618869 -0.585087
X2 -0.618869 1.000000 0.931160
X3 -0.585087 0.931160 1.000000
（表三）
通过上述相关系数矩阵可以看出X2与X3之间存在着高度相关性。对于这种现象我们的解释为利率上升意味着资本品价格的上升从而导致企业成本的增加，由此必然引起物价的上升。既然X2与X3之间存在着高度的相关性，就需要对模型进行修正。在此，我们运用逐步回归法。
运用OLS方法逐一求Y对各个解释变量的回归。结合经济意义和统计检验我们认为Y对X1的回归方程线性关系强，拟合程度好，因此将其作为基本回归方程，回归结果如下：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 11/26/04 Time: 21:44
Sample: 1991 2002
C 379.5546 73.42545 5.169252 0.0004
R-squared 0.995972 Mean dependent var 3751.254 Adjusted R-squared 0.995569 S.D. dependent var 1465.440
S.E. of regression 97.55194 Akaike info criterion 12.14966
Sum squared resid 95163.81 Schwarz criterion 12.23048 Log likelihood -70.89795 F-statistic 2472.315
（表四）
将上述回归结果整理如下：
Yt = 379.5546285 + 0.7163137441X1t （二式）
(73.42545) (0.014406)
t=(5.169252) (49.72238)
R-squared=0.995972 Adjusted R-squared=0.995569 F=2472.315 DW=1.079742
将X2带入一式，用最小二乘法对模型估计，输出结果如下：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 11/22/04 Time: 22:12
Sample: 1991 2002
Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.
C 324.9857 159.3436 2.039527 0.0718
X1 0.720950 0.019171 37.60722 0.0000
R-squared 0.996039 Mean dependent var 3751.254 AdjustedR-squared 0.995158 S.D. dependent var 1465.440 S.E. of regression 101.9674 Akaike info criterion 12.29950 Sum squaredresid 93576.08 Schwarz criterion 12.42073 Log likelihood -70.79700 F-statistic 1131.495
（表五）
将上述回归结果整理如下：
Yt = 324.9857209 + 0.7209499286X1t+ 17.89416275X2t （三式）(159.3436) (0.019171) （45.79136）
t=（2.039527）（37.60722）（0.390776）
R-squared=0.996039 AdjustedR-squared=0.995158
F=1131.495 DW=1.12197
将X3代入三式就得出一式的结果，即：
Yt=1761.760+0.720003X1t+163.8991X2t-15.90675X3t
（815.5278）（0.017191）（91.33504）（8.889293）
t=（2.160269）（41.88145）（1.794482）（-1.789428）
R-squared= 0.997171 Adjusted R-squared=0.996110
F=939.9610 DW=1.753659
通过三个回归结果的比较，我们仍选择最初的模型，即不剔除任何变量。
对于X2与X3存在高度相关的问题，也许课本中的一句话可以对此部分地加以解释“两个解释变量之间的简单相关系数，实际隐含着其他变量变化的相关影响，因此其值的大小并不一定是真实相关程度的反映。此外系数究竟要多大才算是严重的共线性，也无统一的量化标准”。
2．异方差性的检验与修正
（1）ARCH检验法
我们在建模分析中所用样本资料是时间序列数据，符合ARCH检验的要求，因此我们选择此检验方法。
F-statistic 2.303401 Probability 0.170353
Obs*R-squared 3.969053 Probability 0.137446
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 11/20/04 Time: 19:39
Sample(adjusted): 1993 2002
C 3722.740 3747.865 0.993296 0.3537
RESID^2(-1) -0.167909 0.436775 -0.384429 0.7121
R-squared 0.396905 Mean dependent var 6420.913 Adjusted R-squared 0.224593 S.D. dependent var 9617.023 S.E. of regression 8468.483 Akaike info criterion 21.16942 Sum squared resid 5.02E+08 Schwarz criterion 21.26019 Log likelihood -102.8471 F-statistic 2.303401
（表六）
在显著性水平为0.05，自由度为2的条件下卡方的值为5.99147 ∵ 3.969053< 5.99147
∴模型不存在异方差性。
（2）White检验法
F-statistic 0.732094 Probability 0.696656
Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Sample: 1991 2002
C 5373933. 7277797. 0.738401 0.5372
X1 -41.58855 133.2222 -0.312174 0.7844
X1^2 -0.002234 0.003054 -0.731417 0.5406
X1*X2 -20.76404 20.57853 -1.009015 0.4192
X1*X3 0.871699 1.618138 0.538705 0.6440
X2 1516347. 1845673. 0.821569 0.4977
X2^2 87460.57 114122.9 0.766372 0.5236
X2*X3 -16444.20 20734.03 -0.793102 0.5109
X3 -124953.4 165923.7 -0.753077 0.5300
R-squared 0.767140 Mean dependent var 5568.984 Adjusted R-squared -0.280731 S.D. dependent var 8926.399
S.E. of regression 10101.95 Akaike info criterion 21.15375
Sum squared resid 2.04E+08 Schwarz criterion 21.55784
Log likelihood -116.9225 F-statistic 0.732094
（表七）
在显著性为0.05，自由度为9的条件下卡方的值为16.9190
∵9.205677<16.9190
∴模型不存在异方差性。
通过对以上两种检验方法的结果进行分析，我们可以得出结论：模型不存在异方差性。
3．自相关性检验
（1）D—W检验
由表二知，d=1.753659
在n=12，k’=3的条件下，dL=0.658，dU=1.864
∵d 介于dL 和dU之间
∴无法判定模型是否存在自相关性
（2）图示法
由于图示法的判定具有一定的主观性，所以我们最初没有选择使用图示法检验。但D—W检验法无法判定模型是否存在自相关性，因而我们不得不退而求其次选用图示法。
由图可知，当期残差及其滞后一期的残差在二维坐标图中不存在系统反映，所以可认为误差项之间不存在自相关性。
4．总结
通过对我们所设定的模型Yt=a0+a1X1t+a2X2t+a3X3t+ut进行多重共线性、异方差性、自相关性检验，可得出该模型能较好地反应解释变量和被解释变量之间的关系。所以，我们确定下来的模型为Yt=1761.760+0.720003X1t+163.8991X2t-15.90675X3t
（815.5278）（0.017191）（91.33504）（8.889293）
t=（2.160269）（41.88145）（1.794482）（-1.789428）
R-squared= 0.997171 Adjusted R-squared=0.996110
F=939.9610 DW=1.753659
四．经济意义的解释
（一）X1t前的系数即边际消费倾向为0.720003。这说明人们增加的收入中用于消费的部分所占比例较大，这主要是因为：第一，消费结构在其发展过程中呈现出来的不同阶段性特点，是由生产力发展的不同水平决定的。低级阶段特点是以吃穿两项占绝大比重，中级发展阶段吃穿退居次要地位，耐用消费品占主要地位；高级阶段上物质生活消费退居次要地位，文化精神生活消费上升为主要内容。随着收入的增加，处于高级阶段的人数增大，全社会购买昂贵奢侈品的数量
增多。第二，生活水平的持续提高让人们不必担心未来的某一时间自己会没有足够的收入来应付比如事故、疾病之类的突发性事件，即人们的谨慎性需求较以前降低，所以不必将太多当前收入用于储蓄。
（二）X2t前的系数为正。这主要是由利率的收入效应较大决定的。即，利率提高使人们将来的利息收入增加，会使他认为自己较为富有，以致增加目前消费，从而减少了储蓄。至于为什么此系数的值太大，我们认为与X2t是一个指数有关。
（三）X3t前的系数为负。这是因为：
首先，价格水平上升，将导致利率上升，进而导致投资和总支出水平下降——利率效应。因为价格水平越高，商品和劳务越贵，所需交易的现金越多。若货币供给不变，价格上升使货币需求增加时，利率就会上升。利率上升，使投资水平下降。
其次，价格水平上升，使人们所持有的货币及其他以货币固定价值的资产的实际价值降低，人们会变得相对贫穷，于是人们的消费水平就相应地减少，这种效应称为实际余额效应。
再次，价格水平上升，会使人们的名义收入增加，名义收入增加使人们进入更高的纳税档次，从而使人们的税负增加，可支配收入下降，进而使人们的消费水平下降。
（四）此外，我们必须承认，由于自身知识量的不足以及模型本身的缺陷，在建模过程中我们有意略去了一些重要变量。譬如消费者偏好与风俗习惯，其数据难以获得，只好被放在随机误差项里。再者，西方经济学各流派对影响消费的因素的见解可谓百家争鸣，皆有道
理，如美国经济学家杜森贝利在他的相对收入消费理论中提出消费者的消费行为要在很大程度上受周围人们消费水准的影响，即，就低收入家庭而言，其收入虽低，但因顾及它在社会上的相对地位，不得不提高自己的消费水平，这种心理会使社会短期消费整个提高，等等，为确保论文结构有逻辑性，我们只能主要参照最有影响力的凯恩斯理论。
五．结论
消费支出的增长是由多种因素共同决定的，对于一国政府而言，可以通过以下各种政策来进行宏观调控。
(一)采用扩张的财政政策，减少税收，扩大政府对商品和劳务的购买以及转移支付，借此增加人们收入以刺激消费；反之，采取紧缩的财政政策，增加税收。
(二)由于我国目前实行的不是由市场资本供求关系所决定的市
场利率，而是政府起主导作用的官定利率，因此国家可以更强有力地利用利率政策，并且国家对利息所得额征税的政策也直接影响了居民的储蓄收益，最终改变了人们的消费与储蓄的分配比例；
（三）此外，模型中需求与价格的反向关系，证实了我们最初的设想，即奢侈品在人们日常消费品中所占比重增加，同时消费价格指数能从很大程度上反映一国的通货膨胀的程度，等等。
参考文献：
1.高鸿业，《西方经济学》，中国人民大学出版社，2000年11月
2. 易丹辉、尹德光，《居民消费统计学》，中国人民大学出版社,1994
3. 萨缪尔森，诺德豪斯，《经济学》，华夏出版社，1999年
4. 庞皓、李南成，《计量经济学》，西南财经大学出版社，2001年
5. 殷孟波、曹廷贵，《货币金融学》，西南财经大学出版社，2000
年
附录：
Dependent Variable: Y
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 5668.824 860.2271 6.589915 0.0001
R-squared 0.373543 Mean dependent var 3751.254 Adjusted R-squared 0.310898 S.D. dependent var 1465.440
S.E. of regression 1216.494 Akaike info criterion 17.19634
Sum squared resid 14798571 Schwarz criterion 17.27716
Log likelihood -101.1781 F-statistic 5.962795 Durbin-Watson stat 0.323938 Prob(F-statistic) 0.034737
Dependent Variable: Y
C 14615.12 4712.161 3.101574 0.0112
R-squared 0.348373 Mean dependent var 3751.254 Adjusted R-squared 0.283210 S.D. dependent var 1465.440
S.E. of regression 1240.692 Akaike info criterion 17.23574
Sum squared resid 15393171 Schwarz criterion 17.31656
Log likelihood -101.4144 F-statistic 5.346191
1999年城镇居民家庭平均每人全年消费性支出
1999年城镇居民家庭平均每人全年消费性支出 KMO 和 Bartlett 的检验 取样足够度的 Kaiser-Meyer-Olkin 度量。.809 Bartlett 的球形度检验近似卡方209.154 df 28 Sig. .000 kmo接近于1，适合做因子分析，sig小于0.05说明变量间存在相关关系，即适合做因子分析。 只有前两个因子的特征值>1,且累计占80.625%，因此提取前两个作为主因子
通过图可以看出，主因子的斜率较陡，剩余因子较为平缓，因此选择前两个因子作为主因子。 公因子方差 初始提取 食品 1.000 .828 衣着 1.000 .848 家庭设备用品及服务 1.000 .723 医疗保健 1.000 .683 交通和通讯 1.000 .839 娱乐教育文化服务 1.000 .841 居住 1.000 .875 杂项商品和服务 1.000 .813 提取方法：主成份分析。 主成分分析提取信息，可以看出居住的最多，医疗保健的损失率最低。 成份矩阵a 成份 1 2 食品.905 -.090 衣着.298 .871 家庭设备用品及服务.847 .076 医疗保健.722 .401 交通和通讯.876 -.270 娱乐教育文化服务.916 .032 居住.737 -.577 杂项商品和服务.895 .112 提取方法 :主成份。 a. 已提取了 2 个成份。 第一个主成分的函数表达式： Y=0.401*食品+0.131*衣着+0.375*家庭+0.319*医疗+0.388*交通+0.406*娱乐 +0.326*居住+0.396*杂项 第二个主成分的函数表达式： Y=-0.077*食品+0.749*衣着+0.065*家庭+0.345*医疗-0.232*交通+0.028*娱乐 -0.496*居住+0.096*杂项
城镇居民家庭人均支配收入与消费支出分析(doc 8页)
中国城镇居民家庭人均可支配收入与 人均消费支出的变动分析对中国1985—2003年中国城镇居民家庭人均可支配收入与人均消费支出数据进行分析，数据如附表1。为了便于分析降低数据数量级，进而对原有数据都取对数。用y表示城镇居民家庭人均收入，用x表示城镇居民人均消费支出， y 1,x 1 分别为取对数后的城镇居民家庭人均收入和城镇居民人均消费支出。文中 的估计结果由Eviews5.0输出。 一、长期均衡分析 （一）序列线性关系检验 原有序列时序图 取对数后的序列时序图
原有序列散点图
入和城镇居民人均消费支出之间具有线性关系，下面对取对数后的序列进行分析。 （二）对对数序列进行ADF检验 表1 城镇居民人均消费支出 t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.049393 0.7100 Test critical values: 1% level -3.886751 5% level -3.052169 10% level -2.666593 表2 城镇居民家庭人均收入 t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.941651 0.3068 Test critical values: 1% level -3.920350 5% level -3.065585 10% level -2.673459 从表1 和表2可以看出，进行ADF检验的结果表明取对数后的城镇居民家庭人均可支配收入和城镇居民人均消费支出二者都为非平稳序列。由于多元序列的建模前面要求序列必须平稳才能进行建立动态回归模型，进而取对数后的城镇居民家庭人均可支配收入和城镇居民人均消费支出序列不能建模，需要进行协整检验，如果存在协整关系即可进行建模，下面对两个序列进行协整检验。（三）协整检验 对数消费支出2阶差分的ADF检验
消费者行为影响因素分析2
摘要 本篇论文中所研究的是现代大学生对一些时尚商品的消费情况。通过对学生在手机，电脑和旅游等方面消费的调查，明确大学生对时尚消费的方向，能力以及需求，可以使商家针对学生群体生产一些可以满足学生要求的产品并且从中取得可观的利润。 全文分为引言、正文、结论三大部分。引言提出了写这篇论文的目的，正文主要由实践的地点、内容、收获、分析和结论组成。反映了大学生时尚消费方面的特点，准确的分析产生这些特点的社会，经济以及心理等的原因。从而为厂商以后的生产和销售提供了一定依据。
引言 众所周知，年轻人一直都是走在时尚前端的。追求时尚是对美追求的一种方式，大学生更不例外。现在几乎每个大学生都有追求时尚的心理，差不多有一半的大学生会对时尚商品消费，例如新款式的服饰，运用新技术或新造型的手机和电脑等等这些都成了大学生追求时尚的商品。也许就是这些商品上小小的改变也会变成时尚的新焦点。 正确并且有节制的追求时尚也是一种向上的表现。大学生应该用一种理性的消费观念去追求时尚，合理的安排自己的消费，适度的进行购买，在满足自身需求的同时也要科学的分析不盲目，厂商应该生产一些满足需求并且具有技术含量的产品，这样一定程度上也会更正一些不良消费习惯并且也会提升自己企业的社会的认可度，实现双赢。 推出新式的时尚品是每个商家都会做的，其中的利润也是巨大的。在本次调查中可以一定程度上帮助一些生产时尚产品的商家提供一些未来生产产品的方向，使大学生们满足需求，也使商家得到更多的利润。
大学生时尚消费分析 1课程计划 实践方式：发放调查问卷与口头的提问 地点：在辽宁大学、东北大学、沈阳理工大学寝室进行随机调查 内容：这是一个经济高速发展、时尚变化飞快的时代，也是价值观多元化与城乡冲突等两极矛 盾凸显的时代。即使身处大学校园，身边大多数人尚没有经济收入，甚至相当一部分学生还处于经济贫困边缘，你同样能感觉到大学生在服装、发型、饮食甚至是恋爱观的变化速度都与时尚接轨。因为大学生的年龄大多正处于喜欢追求时尚、渴望他人评价与承认的时代。因此对大学生的时尚消费进行分析是一个很重要的环节，可以为厂商的生产销售提供有力的依据，以及广阔的空间。 此次实践活动预计为期五天：第1天，制作调查问卷，选出大学生感兴趣的时尚消费的话题让他们进行选择。第2—4天，发放调查问卷，并向调查人口头提出些与调查内容相关的问题，并及时回收与记录。并对调查问卷的结果进行系统的统计和对记录的内容进行整理。最后一天，根据调查问卷的结果与口头提问内容的整理结果，分析大学生时尚消费的特点及影响因素。 收获：调查问卷中几个与时尚消费有关的题目，一部分总结的结果。
城镇居民消费支出与收入的预测模型(一)
城镇居民消费支出与收入的预测模型(一) 摘要]本文根据2000年～2006年十堰市城镇居民消费性支出与可支配收入基本数据，应用灰色预测模型对未来几年十堰市居民可支配收入进行了预测，应用线性回归模型对居民消费支出与可支配收入之间的数量关系的基本规律进行研究，并对其消费走势进行了预测分析，为制定新一轮的经济政策提供了决策依据。 关键词]可支配收入消费性支出灰色模型线性回归 近年来，我国经济快速发展，十堰市的经济也取得了长足的进步，随着居民可支配收入的增加，居民的消费支出也随着增加。目前，消费已成为制约经济发展的瓶颈，分析城镇居民消费支出与收入之间数量关系的基本规律，了解城镇居民消费支出与收入的情况及特点，掌握城镇居民消费支出与收入的变化趋势，采用适当方法，对未来几年城镇居民的消费支出与收入进行预测，帮助有关部门和经营者制定经济政策进而实施宏观调控等，对刺激经济持续、健康发展具有重要意义。本文通过对十堰市城镇居民年可支配收入和年消费性支出的建模分析，讨论了其相互关系、发展规模和未来发展趋势等，为制定新一轮的经济政策提供了决策依据。 一、收入水平的预测 1.居民的经济收入的高低直接决定、影响着消费水平。收入水平的准确与否直接影响着消费规模的预测，这里对收入水平的预测采用数学模型中的灰色预测模型。灰色模型（GreyModel）简称GM模型，是灰色
系统理论的基本模型，也是灰色控制理论的基础。灰色系统理论建模的主要任务是根据社会、经济、技术等系统的行为特征数据，找出因素本身或因素之间的关系，从而了解系统的动态行为和发展趋势。2.预测模型GM（1，1） 设,做1—AGO,得 ,建立白化形式的微分方程设，按最小二乘法得到， 其中 易求得，微分方程的解为 3.模型的建立。以2000年～2006年十堰市城镇居民人均收入情况为观测值，建立GM（1，1）预测模型。数据来源于《十堰统计年鉴（2007）》，见表1。 令表1提供的人均可支配收入的数据为X(0)(i)（i=1,2∧，7，得到相应的累加生成序列： 构造累加矩阵常数项 在Mathematica4.0中求解得 得所以建立预测模型： 即（1） 4.模型的检验 (1)残差检验。残差检验就是计算相对误差，对模型的回顾，以残差的大小来判断模型的好坏。模型(1)预测的数据与实际数据的误差与相对误差,见表2。
我国各地区居民消费性支出分析报告
我国各地区人居消费性支出分析 目录 1 引言 (1) 1.1 选题背景 (1) 1.2 选题目的 (1) 1.3 选题意义 (1) 2 数据来源与描述 (1) 2.1 数据来源 (1) 2.2 数据描述 (2) 3 描述性统计分析 (3) 3.1 分析步骤 (3) 3.2 结果分析 (4) 4 系统聚类分析 (5) 4.1 分析步骤 (5) 4.2 结果分析 (7) 5 因子分析 (12) 5.1 分析步骤 (12) 5.2 结果分析 (14) 6 综合分析 (17) 7 总结与建议 (18)
8 参考资料 (18) ９维普数据库的论文查重报告
1 引言 1.1 选题背景 近年来，我国的经济发展迅速，人民生活水平得到了很大的提高，。但是我国各地区的经济发展水平还不均衡，而且不同地方的人口、资源、政策等各方面还有不同程度的差别化，这样就使的各地区人民的消费水平有高有低。所以在这种情况下，分析我国各地区人民家庭平均每人全年消费性支出情况，搞清楚不同地区人民人均消费性支出的差异与特点就显得尤为重要，这样有利于决策部门宏观调控，掌握各地区情况，控制好各地区的发展。 1.2 选题目的 通过运用不同的方法对各地区人民的消费性支出分析，了解在各消费性支出项目中哪个指标较大，了解总体情况。 通过运用不同的方法对各地区人民的消费性支出分析，知道哪些地区的消费性支出较高，在哪方面支出高。 通过运用不同的方法对各地区人民的消费性支出分析，清楚不同地区的消费结构，不同地区的消费类型。 通过运用不同的方法对各地区人民的消费性支出分析，比较发达地区和欠发达地区消费支出项的不同从而能更好的分配资源。 通过运用不同的方法对各地区人民的消费性支出分析，明白我国居民的消费转移方向。 1.3 选题意义 分析我国各地区居民消费性支出情况和影响因素，有利于建立合理的消费结构，有利于我国拉动内需，发展经济，有利于促进国民经济的发展。 2 数据来源与描述 2.1 数据来源 来源于2014年《中国统计年鉴》,数据为2013 年全国各地区(31个省、市和自治区)的城镇居民家庭平均每人全年消费性支出的数据。
我国城镇居民消费结构研究
引言 消费结构，不仅是消费领域的中心问题，也是社会再生产运行中一个极重要的问题。从社会再生产过程来看，衡量一个国家经济发展的好坏，衡量国民经济是良性循环还是恶性循环，关键在于是否合理解决了消费问题。研究消费结构的发展趋势和规律性，研究产业结构如何适应需求结构和消费结构的变化，对于促进国民经济协调、快速发展，具有重要的作用。因而研究消费结构的变化，不仅是经济理论的一个重要内容，而且也是政府调节经济、制定经济政策的重要依据。因此，加强对消费支出的研究有着十分重要的理论意义和极大的现实意义。 一、我国城镇居民消费结构变化及趋势分析 正确把握城镇居民消费结构，了解消费需求变动的规律，不仅在理论分析中有重要的地位，而且对于提高城镇居民的消费质量和档次有着重要的现实意义。下面从消费结构变化、边际消费倾向、需求收入弹性变化三个角度来对居民消费结构变动趋势进行分析，并得出城镇居民消费结构呈现出的几大趋势。 （一）费结构的变化分析 表1 1993—2002年中国城镇居民消费支出构成表单位：% 消费结构是指各类消费支出占总消费支出的比重，其中食品支出占总消费支出的比重又
称为恩格尔系数。德国经济学家恩格尔发现随着个人生活水平的提高，恩格尔系数有不断下降的趋势。因此，恩格尔系数被用作判断居民消费水平的一项指标。国际粮农组织根据恩格尔系数提出划分不同贫富程度的标准：60%以上为贫困，50%—60%为温饱，40%—50%为小康，40%以下为富裕。根据有关资料计算的1993—2002年中国城镇居民消费需求结构如上面表1所示。 通过表1分析可以得到以下结论： 1．从恩格尔系数来看，我国城镇居民从1993年的50.2%逐年下降到2002年的37.7%,年平均下降1.39个百分点,表明食品消费支出占消费性支出的比重日趋下降。这一方面得益于城镇居民收入水平的提高；另一方面是由于城镇居民消费观念的改变，居民生活消费需求逐渐从低水平的温饱向高层次的小康、富裕型转变。 2．从消费的用途结构来看，随着经济体制改革的深入，社会主义市场经济体制的建立，住房、医疗、教育及社会保障制度改革加快，人民生活水平不断提高，我国城镇居民消费结构加速演进，主要体现为受改革影响较大的各项消费（住房、医疗、交通通讯和教育等）支出比重上升，恩格尔系数有较大幅度的下降。2002年同1993年相比，用于住房方面的支出比重上升了3.8个百分点，用于医疗保健方面的支出上升了4.4个百分点，用于教育娱乐方面的支出上升了5.8个百分点，用于交通通讯方面的支出上升了6.6个百分点，同时衣着支出比重下降了4.4个百分点，家庭设备用品及服务、杂项商品及服务业略有下降。这些变化表明我国城镇居民消费支出的新趋向，并显示了我国城镇居民消费结构逐渐趋向合理化。 3．从各种消费所占比重由高到低的顺序看，1993—2002年，城镇居民的消费支出由食品、衣着、文化教育娱乐服务、家庭设备用品及服务、居住、杂项商品及服务、交通通讯和医疗保健的消费顺序转变为食品、文化教育娱乐服务、居住、交通通讯、衣着、医疗保健、家庭设备用品及服务和杂项商品及服务。这种消费顺序的变化体现了我国社会保障制度的改革和不断完善以及第三产业的快速发展，显示了人民生活水平和生活质量的不断提高，反映了城镇居民消费观念的改变。 （二）边际消费倾向分析 根据1993-2001年数据对各年城镇居民人均可支配收入与人均消费性支出进行一元线性回归得到总需求函数为： Q=246.531+0.751y (3.615) (60.023) 括号内为t值
居民消费支出分类
居民消费支出分类 （2013） .
一、目的和范围 为了建立规范、统一的居民消费支出分类框架，提高居民消费支出数据的可比性，特制定本分类。 本分类包括居民在食品烟酒，衣着，居住，生活用品及服务，交通和通信，教育、文化和娱乐，医疗保健，其他用品和服务等方面的支出。本分类中的居民消费支出是指居民日常生活中，以满足自身和家庭成员需要为目的，经常性、多次性的消费支出,不包括资本投资类支出，以保值、增值为目的的支出，以及居民最终消费中由政府支出的部分（包括政府在卫生保健、教育等方面的支出）等。 本分类适用于GDP核算、住户调查、消费价格调查等与居民消费支出有关的统计调查和数据发布。 二、编制原则 本分类充分借鉴联合国制定的《按目的划分的个人消费分类》（COICOP），并注意把握以下三项原则： （一）以支出目的为划分原则。本分类对居民消费支出产品与服务的划分，以支出目的的同质性为原则，将居民日常消费支出按照吃、穿、住、行等目的进行归类，具有相同目的的支出内容，归入同一分类项下，体现居民实际消费支出的习惯。 （二）全面性原则。本分类能够全面覆盖居民消费支出，不遗漏，不重复，有利于准确、客观地反映我国居民消费支出的实际及其结构情况。 .
（三）可操作性原则。本分类结构框架能够满足有关统计调查对居民消费支出分类的需求，各项调查可根据实际需要，在本分类结构框架的基础上，通过将若干条目合并汇总或将某一小类条目进一步细分得到所需的扩展分类。 三、主要内容和结构 本分类将居民消费支出划分为三层，第一层为大类，划分为食品烟酒，衣着，居住，生活用品及服务，交通和通信，教育、文化和娱乐，医疗保健，其他用品和服务等8个大类，代码由2位阿拉伯数字表示；第二层为24个中类，代码由大类代码加2位阿拉伯数字，即4位阿拉伯数字表示；第三层为80个小类，代码由中类代码加2位阿拉伯数字，即6位阿拉伯数字表示。 四、具有混合目的的支出归类方法 为了更好地体现居民在产品与服务等方面的支出，本分类尽可能详细地根据支出目的将产品类支出和服务类支出分别归类，使各项支出能够清晰地体现居民消费的目的。对于具有混合目的的一揽子支出，例如：一揽子旅游服务（包含交通费、住宿费、餐饮费、景点门票等）、教育服务（包含学费、交通费、食宿费、教材费等）、装修和装潢材料与服务（包含材料费和服务费）等，均是包含多种类型、具有混合目的的支出，可能既包含产品也包含服务，一般难以将一揽子支出中的各项具体支出区分出来，因此列入同一支出分类项下，不再进一步细分。 .
计量经济学论文 城镇居民人均消费支出及其影响因素的分析
计量经济学论文 题目：城镇居民人均消费支出及其影响因素的分析
城镇居民人均消费支出 及其影响因素的分析 一、问题的提出 改革开放以来，中国经济保持了快速发展势头，投资、出口、消费形成了拉动经济发展的“三架马车”，这已为各界所取得共识。通过建立计量模型，运用计量分析方法对影响城镇居民人均消费支出的各因素进行相关分析，找出其中关键影响因素，以为政策制定者提供一定参考，最终促使消费需求这架“马车”能成为引领中国经济健康、快速、持续发展的基石。在科技的不断进步下，随着居民收入水平的提高及电子通讯、家用汽车价格的下调，移动电话及家用汽车己成为我国近几年形成的新消费热点之一。从趋势上看，这方面的消费需求将会持续旺盛。家庭教育支出的平均增长也几倍于收入的平均增长；百姓对医疗领域向盈利方面的转化开始强烈不满。教育、医疗和住房三方面支出的过快增长，完全打乱了正常的家庭消费结构。 二、理论综述 我们主要从以下几个方面分析我国居民消费支出的影响因素： ①居民未来支出预期上升，影响了居民即期消费的增长 居民的被动储蓄直接导致购买力的巨大分流, 从而减弱对消费品的即期需求，严重地影响了居民即期消费的增长，进而导致有效需求的不足，最终导致经济增长的乏力。 ②商品供求结构性矛盾依然突出
从消费结构上看，我国消费品市场已发生了新的根本性变化：居民低层次消费已近饱和，而更高水平的消费又未达到。 ③物价总水平持续在低水平运行，通货紧缩的压力较大，不利于消费的增长 加入WTO之后，随着关税的降低和进口规模的扩大，国外产品对我国市场的冲击将进一步加大，国际价格紧缩对国内价格变化将产生负面影响。物价的持续下降，不利于居民的消费增长。 ④我国现阶段没有形成大的消费热点，难以带动消费的快速增长经过近几年的培育和发展，我国目前已经形成了住房消费、居民汽车消费、通信及电子产品的消费、节假日消费及旅游消费等一些消费亮点，可以促进消费的稳定增长，但始终未能形成大的消费热点，因此不能带动消费的高速增长。 三、模型设立 根据凯恩斯提出的消费函数的概念，可知消费和支出之间存在着一种以经验为依据的稳定关系。对消费者而言，决定其消费行为的主要因素是消费者的实际收入，随着收入的增加，消费将增加，但消费的增长低于收入的增长，即边际消费倾向递减，通常消费函数可以用以下简单的模型形式来表示： Y = a + βX 其中a > 0 0 < β < 1 模型中，系数β为边际消费倾向（即新增购买力与新增收入的比值），它反映了收入水平变化后，消费需求的增长幅度。X代表居民的收入，Y代表居民的消费支出。
广告对消费购买行为的影响因素分析
广告对消费购买行为的影响因素分析 ——以百事可乐广告为例 摘要 广告作为一种信息传播方式已日渐渗透到社会生活的各个角落，时时刻刻影响着社会的政治、经济活动以及人们的生活方式、意识形态和文化修养，并成为企业营销的一种重要手段，愈来愈受到企业管理者的重视。广告主进行广告宣传的最终目的是推动消费者对商品和企业的好感并且购买该企业的产品或服务。因此，消费者既是广告的接受者，又是广告中商品的购买者，消费者对广告的态度和最终的购买行为决定了广告发挥作用的大小。消费者是广告作用的对象，广告想要取得成功，必须符合消费者的心里和行为特点。消费者的需求动机、消费习惯和购买行为等特征是决定广告策略的最基本依据。广告界有一句名言说的好“科学的广告术语是依照心理学法则的。”消费者的购买行为对广告的发布时机、发布频率、广告的主题与创意、广告的表现形式等都有很大的影响。只有符合消费者心理的广告，才能刺激并打动消费者，促进购买。 关键词：广告策略购买行为跨文化 目录 1 百事可乐在中国本土化的策略运用 (2) 1.1本土化策略 (2) 1.2品牌化策略 (2) 1.3广告策略 (2) 2 百事可乐广告针对中国大陆消费者的年龄群 (3) 3 影响消费者购买百事可乐的因素 (4) 3.1百事可乐的广告宣传影响着消费者的购买决策 (4) 3.2百事可乐产品外观形象的设计 (4) 4百事可乐广告针对中国消费者的跨文化体现 (4) 4.1理解中国同美国的文化差异 (4) 4.2用语习惯适用的原则 (5) 5文化优势融合原则 (5) 结论................................... 错误!未定义书签。
中国城镇居民人均可支配收入与平均每人全年消费性支出
中国城镇居民人均可支配收入与平均每人全年消费性支出中国城镇居民人均可支配收入与平均每人全年消费性支出的分析 ——基于平稳性检验和协整检验 李丹吴伊刘覃莹国贸5104班 摘要:为了考察1994-2010年中国城镇居民人均可支配收入与平均每人全年消费性支出 的关系，运用统计检验、协整检验等检验分析方法采用Eviews6.0软件分析了1994-2010中 国城镇居民人均可支配收入与平均每人全年消费性支出，结果表明中国城镇居民平均每人全 年消费性支出变化的99.8764%可由人均可支配收入的变化来解释。从斜率项的t检验值看， 大于5%显著水平下自由度为n-2=13的临界值(13)=2.160，且该斜率值满足 t0.025 0<0.666754<1,符合经济理论中边际消费倾向在0与1之间的绝对收入假说，表明2010年， 中国城镇居民人均可支配收入每增加1元，平均每人全年消费性支出增加 0.666754元。 关键词中国城镇居民人均可支配收入平均每人全年消费性支出分析统计检验协整 检验 一、引言 二、时间序列数据的来源
表一收集了1994-2010年中国城镇居民人均可支配收入与平均每人全年消费性支出时 间序列数据，其中Y代表人均可支配收入，X代表消费支出。下面给出Eviews 进行相关分 析。 1994-2010年中国城镇居民人均可支配收入与平均每人全年消费性支出的数据(来源: 数据来源于1993年至2010年中国统计年鉴) 如下所示: 表一 年份人均可支配收入Y 平均每人全年消费性支出X 1994 3496.2 3125.32 1995 4293 3537.56 1996 4838.9 3919.46 1997 5160.3 4158.62 1998 5425.1 4331.61 1999 5854 4998 2000 6280 5090.1 2001 6859.6 5308.99 2002 7702.8 5834.31 2003 8472.2 6510.94 2004 9421.6 7182.1 2005 10493 7942.88 2006 11759.5 8696.55 2007 13785.8 9994.47 2008 15780.8 11242.85 2009 17174.7 12264.55 2010 19109.4 13471.45 三、建立模型 设定的线性回归模型为: Y=+X+ ,,,01 下表给出了采用Eviews软件对表一数据进行回归分析的结果。
影响消费者购买行为因素的分析
影响消费者购买行为的影响因素的分析 一.引言 消费者购买行为是指最终消费者的购买行为，所谓最终消费者是指以消费为目的的购买商品或服务的个人或家庭。所有这些最终消费者构成了消费者市场。消费者购买行为的形成是一个复杂的、受一系列相关因素影响的连续行为，影响消费者购买行为的因素非常复杂，多种多样。这些因素有时独立地，有时又相互交织地影响着消费者的购买欲望和购买行为,由于消费者行为的对象是干变万化的人的行为，不可能有通用的最佳模式，那么影响消费者购买行为的因素究竟有哪些呢？ 二.影响因素 市场营销刺激因素由四“P”组成：产品、价格、分销和促销。其他刺激因素主要存在于购买环境之中，包括：经济、技术、政治和文化等因素的影响。消费者行为既受到个人需要、认知、学习、态度等心理因素和年龄、生活方式、自我形象、个性等个人因素的影响，也会受到家庭、社会阶层、参照群体和文化因素等影响。
(一)文化因素 文化是人类知识、信仰、艺术、道德、法律、美学、习俗、语言文字以及人作为社会成员所获得的其他能力和习惯的总称。文化是人们在社会实践中形成的，是一种历史现象的沉淀；同时，文化又是动态的，处于不断的发生变化之中。包括: 1.文化 文化是引发人类愿望和行为的最根本原因。 不同年龄段的消费者购物行为明显存在差距,青少年一般购物在于求新求奇,但他们也会更多的参考一下价格,他们更多喜欢在专卖店够买衣物(价格不算贵但衣服比较时尚,展示个性),中年人一般在职场更多的会选择职业装,或比较显示地位的休闲装,老人更多的会比较想穿出"青春活力"会在挑选衣物时更细心,仔细. 2.亚文化
亚文化包括民族、宗教、种族和地域等。亚文化为其成员带来更明确的认同感和集体感。许多亚文化构成了重要的细分市场。 3.社会阶层 社会阶层是在一个社会中具有相对的同质性和稳定性的群体，他们按等级排列，每个阶层成员具有类似的价值观、兴趣爱好和行为方式。社会阶层不仅受收入影响，也受其他因素如职业、教育和财产等的影响。在一些社会系统中，各阶层具有特定的作用和特定的社会地位。 (二)社会因素 消费者的购买行为同样也受到诸如小群体、家庭以及社会角色与地位等一系列社会因素的影响。 1.群体 一个人的消费行为受到许多参考群体的影响。直接影响的群体称为会员群体，包括家庭、朋友、邻居、同事等主要群体和宗教组织、专业组织和同业工会等次级群体。崇拜群体是另一种参考群体。
城镇居民家庭八大类消费性支出全部上扬
城镇居民家庭八大类消费性支出全部上扬 在经济快速发展、居民家庭收入不断增长的同时，2011年1-9月份，我县城镇居民家庭消费性支出人均为6282.81元，比去年同期的5368.5元增加914.31元,增长17.03%。上涨幅度较大，主要是八大类消费性支出中呈现出全线上扬的态势 1、食品消费支出略有上涨，消费结构比较合理。1-9月份人均食品消费支出2083.19元，同比增长11.56%，其中粮油类支出572.68元，肉禽蛋水产品类支出468.14元，蔬菜类支出151.26元,糖烟酒饮料类支出236.26元，干鲜瓜果类支出160.33元，糕点、奶及奶粉制品支出146.41元，饮食服务248.03元。随着物价上涨，特别是肉食，外加养生节目的层层推出，居民生活理念和消费观念的变化，人们更注重养生，挑选食品以绿色、健康、营养为主。 2、衣着消费继续向品牌、高档化转移。1-9月份衣着支出人均783.94元，同比增长5.98%，随着城镇居民生活水平的逐步提高，消费观念的改变，人们对服装的追求层次从经济适用转为时尚化，品牌化，在衣着的消费方面越来越注重品牌、款式、质量，档次，而北方一季一天气，一季多衣，另外物价上涨，服装和鞋类的单价上涨。
3、居住支出略有增长。1-9月份居住支出人均815.75元，同比上涨4.56%。随着居民生活居住条件改善，人们对居住环境的要求越来越高，物业服务更加人性化，为了保护环境，减少碳排放，城镇居民在日常生活中的用电量加大，天然气的使用逐步推进，促使居住服务费增长。 4、家庭设备用品及服务支出较大。1-9月份家庭设备用品及服务支出人均为495.49元，同比增长82.47%。主要是由于城镇居住人口增多，一栋栋中高层如雨后般春笋涌现绥德城，乔迁新居的家庭多，人们对家庭设备用品的消费明显增加，促使耐用消费品支出要幅上升，用于耐用消费品支出人均为308.38元，与去年同期的112.25元增加196.13元，上涨174.73%。目前城镇居民的家庭设备用品更新换代较快，用于这方面的支出飞速增长。 5、医疗保健消费支出有所增长。1-9月份随着医保制度改革的推行，居民住院治疗费用由医保单位和个人共同负担逐步推行，居民个人医疗费用仍然在上升，人均医疗保健支出426.55元，较上年同期增加392.68元，增加33.87元，增长8.63%、其中药品费增长3.09%，医疗费增长16.75%，滋补保健品的增长幅度是去年同期的1.63倍。随着居民收入的增加，在提高生活质量的同时，更加注重身体的健康，除了按时进行身体的全面检查以外，还经常补
多元统计分析我国城镇居民消费性支出
理学院《应用多元统计分析》课程论 文 论文题目：多元统计分析中国城镇居民人均消费水平 专业：统计学 班级：112班 姓名：杨晓丹学号11480020204 指导教师：韩明职称教授 2013年12月12日
摘要 本文通过选取2011年我国31个省市自治区城镇居民在食品、衣着、居住、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通信、教育文化娱乐服务及其他商品和服务等方面的人均消费性支出，运用聚类分析及主成分分析对各地区进行比较和分析。用聚类分析将各地区进行分类，对分类的地区进行比较，用主成分分析根据所选主要成分将各地区排名。找出各地区城镇居民在消费性支出方面存在的差异，并提出相应缩小差异的建议。除了地区间的比较，将结果同前一年比较，明确地区经济发展变化。 关键字：人均消费性支出聚类分析主成分分析
目录 摘要............................................... I 1 绪论.. (1) 1.1选题背景和研究现状 (1) 1.2研究目的 (1) 2 内容 (2) 2.1数据收集 (2) 2.2聚类分析 (3) 2.3主成分分析 (4) 2.4结果对比 (8) 3 总结 (10) 参考文献 (11) 附录 (12)
1 绪论 1.1 选题背景和研究现状 近年来，我国国民经济得到了迅速发展，人民生活水平进一步提高，物质文明建设达到了前所未有的水平。但由于我国各地区经济发展水平不均衡，加之各地人口、资源、政策等各方面存在的差异，使各地区居民人均消费水平参差不齐，不同的地区具有不同的特点。在这一背景下，研究我国各地区城镇居民家庭平均每人全年消费性支出情况，比较地区间的差异和差距，通过与前几年结果作对比，进而明确促进和抑制我国城镇居民人均消费性支出发展的影响因素。 1.2研究目的 消费结构可以反映居民的生活质量和经济发展水平。一般来说，经济越发达的地区，其消费结构就越趋向于追求安逸享受的消费结构。在这样的消费结构中，教育文化娱乐服务支出所占的比例就会较大。反之，在经济较不发达的地区中，生活必需品消费支出所占的比例就会较大。随着社会主义市场经济体制的逐步完善，我国的社会生产力不断日益加快发展，经济总量和综合实力迅速上升，城镇居民的生活水平显著提高。相对过去而言，居民食品方面的消费支出比重在逐渐下降，而在交通通讯、文化娱乐等方面的消费支出比重越来越大。消费结构的变化，反映居民需求的变化。研究我国城镇居民消费性支出情况及其影响因素，对建立合理的消费结构，扩大内需，搞活社会主义市场经济，制定产业政策，促进国民经济的发展都有着极其重要的意义。
全国城镇居民消费支出影响因素的实证分析(1)
全国城镇居民消费支出影响因素的实证分析 【摘要】消费是社会再生产的重要环节，涉及到社会经济诸多方面，研究影响消费的因素，对认识社会经济有着重要的作用。本文考察城镇居民家庭人均可支配收入、人均GDP、收入差距、物价水平、老年人口抚养比、社会保障和恩格尔系数几个因素对全国城镇居民消费支出的影响。为了避免了多重共线性问题，利用SPSS通过主成分分析方法，构造出与原始变量的相关性很强，而他们相互之间相关性很低的新变量，然后采用回归分析方法，最终得出城镇居民家庭人均可支配收入、人均GDP、收入差距、社会保障和消费支出成正比，物价水平、恩格尔系数与消费支出成反比。 【关键词】消费支出影响因素主成分分析回归分析 根据经典的消费决定理论，收入是消费的来源和基础，是影响消费的最重要因素，提高可支配收入就可提高消费支出，从而促进实体经济的发展。据藏旭恒（1994年）的研究，从1952年到1978年，城镇居民的平均消费倾向高达0.95以上。这是由于当时的收入水平是非常低的，所以大部分的收入用于维持基本生活消费，很显然储蓄动机是不足的。本文研究1995年以后全国城镇居民消费支出，1995年以后，我国经济已经发生了重大的变化，居民的消费水平逐渐提高，消费方式趋于多元化，消费结构也发生了重大的变化。如何有效的刺激消费需求，成了政府部门和学者关心的问题。然而只有对影响消费的因素有深刻的了解，才能制定相应的刺激政策。 一、变量的选取，数据来源和模型选择 1，人均GDP。人均国内生产总值。是衡量各国人民生活水平的一个标准。人均GDP 越高，表示消费支出水平越高；人均GDP越低，表示消费支出水平越低。 2，城镇居民家庭人均可支配收入。一般而言，居民可支配收入与消费支出呈密切的正相关关系。随着收入的增加，消费水平会逐步提高。根据国民经济恒等式，收入主要用于收费和储蓄，因此，收入水平是影响消费的重要因素。我们小组选取1995年以后全国城镇居民消费支出的序时数据来量化城镇居民家庭人均可支配收入的这一影响因素。 3，收入差距。城市居民人均可支配收入较高，高收入者的平均消费倾向较低；农村的人均可支配收入较低，而低收入者的平均消费倾向较高。因而，均衡的消费有助于消费者水平提高。该研究的收入差距用全国的城市居民人均可支配收入与农村居民人均可支配收入的比值来表示，比值越大，收入差距越大。 4，老年人口抚养比。理论上，抚养比会与消费支出会呈现负相关的关系。因为老年人口需要其他家庭成员创造的财富（用于生存、接受教育和培养劳动技能）。老年人虽然丧失了劳动能力，但同样需要消费其他家庭成员创造的财富。 5，恩格尔系数。当食物支出金额不变的条件下，总支出金额与恩格尔系数成反比。所以，恩格尔系数增加，即消费支出减少；恩格尔系数减少，即消费支出增加。 6，居民消费价格指数。一般的，消费支出与居民消费价格指数呈负相关关系。物价的相助变动会引起消费者购买量的显著变动（这种商品的需求弹性正常）。并且，人们对价格的变动会做出自己的预期，根据自己的预期改变消费支出决策。如果预期价格水平上涨，消费者为避免将来消费支出损失，会增加当期的消费支出；如果预期价格水平下降，消费者为会减少当期的消费支出，增加储蓄。 7，社会保障业城镇固定资产投资建设总规模。健全的社会养老保险和失业保险等神会保障制度是社会的稳定器，能增强居民生活的安全感，减少由于预防性动机的货币需求，从而增加居民消费。由于农村的社会的社会保障制度不完善，选用人均医疗支出来反映这方面对消费需求的影响。
影响消费行为的主要因素(五)
第五章影响消费行为的主要因素 不同的消费者有不同的购物需求和欲望，厂家和销售人员应当努力掌握消费者心里的秘密，按照不同的群体、性别和年龄列出各种客户群的明细表，分析和判断应采取什么样的行为方式来激发消费者的购买欲望。但是，并不是所有的消费者都能够按照商家设计的方式产生购买动机。因此，商家和销售人员还应当注意分析消费行为的主要因素。 1.购买者的特征因素 购买者的特征是影响其购买行为的重要因素之一。如图3-1所示，购买者的特征因素包括四类：文化因素、社会因素、个体因素和心理因素，这些因素在消费者的心理活动过程中可能起到相当关键的作用。 文化因素社会因素个体因素心理因素 文化亚文化社会阶层 参照群体 家庭背景 角色／地位 年龄与生命 周期阶段 职业 经济环境 生活方式 自我认知 动机 知觉 学习 逆反心理 信念／态度 文化因素 购买者特征因素中的文化因素包括文化、亚文化和社会阶层。在一个人的一生之中，能够确保自身朝着某个方向发展的最根本因素是文化。但是，在某一次购买行为过程中，文化因素所起到的作用并不是决定性的。同样道理，在产品的
营销过程中，并不是只有文化熏陶才能保证营销的成功。因此，销售人员应综合分析各种文化因素，使之有利于营销的成功。 社会因素 社会因素需要考虑参照群体、家庭背景以及消费者的角色/地位等。社会因素是营销工作中至关重要的因素之一。如果忽略了群体影响等社会因素，在面对某些消费者的时候，销售人员将会发现消费者的心理难以琢磨。因此，销售人员必须对消费者的社会群体、家庭背景、角色/地位等因素做出全面分析，将市场细分，采用不同的策略对不同的消费群体施加影响。 个体因素 厂商与销售人员面临的问题是如何让消费者的个体因素和销售行为形成互动，因此，消费者的个体因素是营销过程中的决定性因素。在个体因素的分析过程中，需要考虑消费者在各个年龄与生命周期阶段中的行为特点。处于不同生命周期阶段的消费者的判断不同，由此产生的行为方式也不同。此外，还需要关注消费者的职业特点，应当根据不同的职业群体，分析其经济环境、生活方式、自我认知、人物性格等特征。 心理因素 个体因素是营销成败的决定因素，而心理因素是指导消费者个体行为的最为关键的因素，所有的影响因素最终都与心理因素有关联。因此，厂商和销售人员应该深入了解消费者的心理因素，如动机、直觉、逆反心理、信念、态度等影响消费者行为的特征因素。只有这样，销售人员才能在营销过程中如鱼得水。 2.消费者的心理钱包因素 所谓消费者的心理钱包因素，指的是消费者在购买行为发生时对钱包的重视
中国城镇居民消费结构分析
中国城镇居民消费结构分析 1. 居民消费结构 消费结构分析主要是考察食品、衣着、家庭设备、医疗保健、交通、娱乐、居住和其他消费占总消费支出的比重关系。一个国家的居民消费结构与其收入水平、人口结构、自然资源、风俗文化、教育水平甚至社会制度等众多因素密切相关。这其中，收入水平对消费结构有着决定性的影响。一般来说，收入水平越低，食品等生活必需品所占比重越高，而娱乐等高档消费或奢侈品所占比重越低；收入水平越高，则刚好相反。 分析消费结构问题通常有下列两种方法： （1）利用各类消费品支出占消费品总支出的比重关系来说明问题； （2）通过估计各类消费品支出的收入弹性来考察居民对各类消费品“想要消费”的程度，利用各类消费品支出的收入弹性结构来进行分析。 在本案例中，我们主要采取第二种方法。 2. 扩展线性支出系统模型 1954年英国计量经济学家Stone 首先提出线性支出系统（LES ）用以描述消费者对各种消费品的需求规律，随后美国经济学家Luch 于1973年对其进行了扩展，并最终形成扩展线性支出系统(Extend Linear Expenditure System, ELES)。目前，ELES 是经济学界研究居民消费的最重要工具之一。 该系统假定某一时期人们对各种商品(服务)的需求量取决于人们的收入和各种商品的价格,而且人们对各种商品的需求分为基本需求和超过基本需求之外的需求两部分,并且认为基本需求与收入水平无关,居民在基本需求得到满足之后才将剩余收入按照某种边际消费倾向安排各种非基本消费支出。扩展线性支出系统的模型为 ),X P -(Y X P V i i i i i i ∑+=β i=1,2,3,…n (1) 式（1）中P i 为第i 种商品的价格，V i 为消费者对第i 种商品的消费支出，Y 表示居民实际收入，X i 为消费者对第i 种商品的基本需求量，P i X i 是对第i 种商品的基本需求支出，i β表示满足基本消费需求后剩下的收入)X P -(Y i i ∑对第i 种商品的边际消费倾向或投向需求系数，它应该满足0城镇居民家庭平均每人全年消费性支出
年城镇居民家庭平均每人全年消费性支出
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1999年城镇居民家庭平均每人全年消费性支出 KMO 和 Bartlett 的检验 取样足够度的 Kaiser-Meyer-Olkin 度量。.809 Bartlett 的球形度检验近似卡方209.154 df 28 Sig. .000 kmo接近于1，适合做因子分析，sig小于0.05说明变量间存在相关关系，即适合做因子分析。 解释的总方差 成份 初始特征值提取平方和载入旋转平方和载入 合计方差 的 % 累积 % 合计方差 的 % 累积 % 合计方差 的 % 累积 % 1 5.098 63.721 63.721 5.098 63.721 63.721 4.670 58.369 58.369 2 1.352 16.90 3 80.625 1.352 16.903 80.625 1.780 22.256 80.625 3 .575 7.18 4 87.809 4 .406 5.079 92.887 5 .281 3.51 6 96.403 6 .122 1.528 97.932 7 .093 1.158 99.090 8 .073 .910 100.000 提取方法：主成份分析。 只有前两个因子的特征值>1,且累计占80.625%，因此提取前两个作为主因子
通过图可以看出，主因子的斜率较陡，剩余因子较为平缓，因此选择前两个因子作为主因子。 公因子方差 初始提取 食品 1.000 .828 衣着 1.000 .848 家庭设备用品及服务 1.000 .723 医疗保健 1.000 .683 交通和通讯 1.000 .839 娱乐教育文化服务 1.000 .841 居住 1.000 .875 杂项商品和服务 1.000 .813 提取方法：主成份分析。 主成分分析提取信息，可以看出居住的最多，医疗保健的损失率最低。 成份矩阵a 成份 1 2 食品.905 -.090 衣着.298 .871 家庭设备用品及服务.847 .076 医疗保健.722 .401 交通和通讯.876 -.270 娱乐教育文化服务.916 .032 居住.737 -.577 杂项商品和服务.895 .112 提取方法 :主成份。 a. 已提取了 2 个成份。 第一个主成分的函数表达式： Y=0.401*食品+0.131*衣着+0.375*家庭+0.319*医疗+0.388*交通+0.406*娱乐 +0.326*居住+0.396*杂项 第二个主成分的函数表达式： Y=-0.077*食品+0.749*衣着+0.065*家庭+0.345*医疗-0.232*交通+0.028*娱乐 -0.496*居住+0.096*杂项