(完整word版)應(yīng)用統(tǒng)計(jì)學(xué)利用spss進(jìn)行居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化的分析

1、關(guān)于某市近20年居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的分析本文的目的是分析居民隨著年份的增加， 消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)生的變化，通過(guò)收集的 數(shù)據(jù)。利用SPSS軟件進(jìn)行因子分析，得出結(jié)論，為產(chǎn)業(yè)政策的制訂和宏觀經(jīng)濟(jì) 的調(diào)控提供參考。引言:消費(fèi)結(jié)構(gòu)是指在一定的社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件下，人們?cè)谙M(fèi)過(guò)程中各種不同內(nèi)容、不同形式的消費(fèi)在消費(fèi)總量中所占的比重以及它們之間的關(guān)系。按1993年國(guó)家 統(tǒng)計(jì)局對(duì)生活消費(fèi)品類別的劃分方法，把居民生活消費(fèi)品分為八個(gè)大類，即食品、 衣著、居住、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通通信、文化教育娛樂(lè)用品及 服務(wù)、其他商品及服務(wù)。 消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)不僅是經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域內(nèi)的重要問(wèn)題，而且也關(guān)系到整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，合理的消費(fèi)結(jié)

2、構(gòu)及消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)和優(yōu)化不僅反 映了消費(fèi)層次和質(zhì)量的提高，也為建立合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)提供了重要依 據(jù)。數(shù)據(jù)的理解及處理本文采用的數(shù)據(jù)來(lái)自于網(wǎng)絡(luò)（見(jiàn)附錄），其中主要包含食品、衣著、居住、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通通信、文化教育娛樂(lè)用品及服務(wù)、其他商品及服務(wù)8個(gè)指標(biāo)，這些指標(biāo)之間存在著不同程度而相關(guān)性如果單獨(dú)分析這些指標(biāo)，無(wú)法分析居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的特點(diǎn)，因此采用因子分析法，將這八 個(gè)指標(biāo)綜合為幾個(gè)少數(shù)因子，通過(guò)這些公共因子來(lái)反映居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化情況。且各數(shù)具比較完整，無(wú)異常數(shù)據(jù)因此直接處理。我們先通過(guò)圖形來(lái)觀察各項(xiàng)消費(fèi)的平均值支出所占居民消費(fèi)的比重，由圖像可以看出食品所占消費(fèi)比重最大，

3、文化教育娛樂(lè)用品及服務(wù)及居住次之, 其它相差不大而其他商品及服務(wù)最小。齊fl費(fèi)支川所占比班圖一通過(guò)圖形二我們可以看到各消費(fèi)隨著年份的增加的變化，可以得出以下結(jié)論(1) 雖然在2002年左右食品消費(fèi)所占比例發(fā)生一定程度的震蕩但保持一直 下降的趨勢(shì)。(2) 文教娛樂(lè)及服務(wù)消費(fèi)隨著年份增加而不斷上升。(3) 居住消費(fèi)支出保持較大幅度的震蕩變化上升下降總體趨勢(shì)不是太明顯。(4)其它消費(fèi)支出變化趨勢(shì)較相近，且震蕩幅度不大。圖二忌血辺：HI 井 FA提并 B恤葉用性r比屮曲hIL笙樂(lè)空|iJU肝金陽(yáng)ar山艸"巧三因子分析法步驟及結(jié)果分析1相關(guān)性分析陽(yáng)A性靈品交i甬和i甬訊Bit雜項(xiàng)駛與服箕品Pe

4、arscm相關(guān)性1-廣輛(T-.aoY"-.9or-.42弓顯S性.000.DQD.000.DOO.000.DQD.062N2010302020203020衣看Pearson相關(guān)性.血1.879*"-.089"-.806"*-.a 03""-.732°恥廚1 (iMJJ?.000.000.000.000.ODO.000050H3D203D203D203D20家S設(shè)&用品：S蒔Pearson 相走 H曲.87sr1-麗5”-875"-.91 &-.5?r-.54/顯罟性DQDDQD.000.DQD.0

5、00.Doe01Jh3020302030203D20薛療保tsPearscm相關(guān)性-軸曠鈿曠-.3er1.9s(r.32r啟用“S若性.000.000.DOO.DQD.000.DODooeN2010302020203020Pearson相關(guān)性-.89Er-.80 ETv3?r.般0“1.963".8?r顯署性（恥DDOODOO.000.000.000.000.007H3D203D203D203D20Pearson 相關(guān)H-.fiOS"-.ear-病gE'.963"1.761".547"顯酬血.DQDDOD.DQD.ODO.DQD.DQD

6、013hl3020302030203D20P抽苗on拒美性vQQfG2"v57r.920".37r.761"1.?02S苦性.DQDDOO.DOB.ODO.DQD.00009?N30JQao2030202020雜頁(yè)商品與朋勢(shì)Pearson相關(guān)性”.4253.敘.575".500".54/.3921顯s性.m）052OSO014.003007.013.097N30203D203D203D20"在014平（刪打上顯署整知*在0血出平婕妙上顯封目邇圖三先進(jìn)相關(guān)性分析，其步驟是，選擇分析菜單中相關(guān)的雙變量' 并將影響因素選入變量列表。

7、通過(guò)觀察圖三我們可以看到很多變量之間都存在或 強(qiáng)或弱的相關(guān)關(guān)系，所以可以對(duì)變量進(jìn)行因子分析。2 KMO及Bartlett 的檢驗(yàn)選擇分析中降維的因子分析，并在描述子對(duì)話框中選 KMO 和Bartlett球形度檢驗(yàn)KMO和Bartlett的槍驗(yàn)取樣足擔(dān)度的Kaiser-Meyer-Olkin度go.593Bartlett的球形度檢驗(yàn)近佩卡方141.303df28Sig.000圖四圖四中我們可以看到，KMO小于0.7,但是因?yàn)閿?shù)據(jù)來(lái)源有限，本論文只是 表現(xiàn)統(tǒng)計(jì)方法的使用，所以仍然繼續(xù)進(jìn)行分析。3描述性統(tǒng)計(jì)表圖五從圖五我們可以看到各費(fèi)支出的描述統(tǒng)計(jì)量比如均值標(biāo)準(zhǔn)差，這為后續(xù)的獅述純計(jì)ffl均佰常析M

8、宣品39.6SOO2.0309720衣著6.3350.9604120家庭設(shè)備用品及服務(wù)e.405017712520醫(yī)療保健6.05001.9690020交通和通訊8.10503.1918420文載娛樂(lè)及服勢(shì)1393003.1099320居住1294001.5662220雜I頁(yè)商品與月民勢(shì)2.9100.401 re20因子分析提供一個(gè)直觀的分析結(jié)果，從圖中可以看到，食品支出消費(fèi)比重最大, 其均值為39.68%其次是文教娛樂(lè)及服務(wù)和居住支出消費(fèi)。4因子共同度會(huì)品1.000830衣著kOOO.942家庭設(shè)備用品茂朋夯1.0007E3醫(yī)療保健1.000912交通和通訊1.0009E6文敎娛樂(lè)及服勢(shì)1

9、000965居住1.000.303雜項(xiàng)商品弓朋務(wù)1.000.350公因子方差圖六提取方生：主成份分析。圖六是因子分析的共同度。顯示了所有變量的共同數(shù)據(jù)。第二列是因子分析1。初始解下的變量共同度。它表明對(duì)原有8個(gè)變量如果采用主成分析法提取所有的8 個(gè)特征值，那么原有的所有變量的方差都可以被解釋，變量的共同性均為事實(shí)上因子個(gè)數(shù)小于元變量的個(gè)數(shù)才是因子分析的目的， 所以不可能提取所有特征根于是第三列給出了提取條件提取特征根時(shí)的共同度，可以看到所有變量 的絕大部分信息可被因子解釋，這些變量信息丟失較少，因此本次因子提取的總體效果較為理想。圖七5因子分析的總方差解釋蹄靭j錯(cuò)證值護(hù)刼平方和載入詰?zhàn)┢接襢t

10、載人舍計(jì)方苯的嚎合計(jì)為差的累方羌的瓢%14.34154左&454.2644.34154.26454.2644.32254.03754.02r21.6262032574.5861.6620.32571.5G8133117.265n 29331.070 I13 4701.07013.47068.0591.34116.766se.DsaA.625&朗94 6315.222 I2.770073016.1501 870992617.038.47899.7398.021.2611 00.000解釋的總方差提朋方法：主成f船析。圖七所示是因子分析的總方差解釋，是相關(guān)系數(shù)矩陣的特征值，方差貢獻(xiàn)

11、率 及累計(jì)方差貢獻(xiàn)率的統(tǒng)計(jì)結(jié)果，第一組數(shù)據(jù)項(xiàng)（從第二道第四列）描述了初始因子解的情況，可以看出第一個(gè)因子的特征根值為4.341，解釋了原有8個(gè)變量總 方差的54.264%前三個(gè)因子的累計(jì)貢獻(xiàn)率為88.059%并且只有他們的取值大于1,說(shuō)明前三個(gè)公因子基本包含了全部變量的主要信息，因此選前3個(gè)因子為主因子 即可。同時(shí)提取平方和載入和旋轉(zhuǎn)平方和載入數(shù)據(jù)組列出了因子提取后和旋轉(zhuǎn)后 的因子方差解釋情況，從中可以看出他們都支持 3個(gè)公共因子。6因子碎石圖圖八圖八所示為因子分析的碎石圖，橫坐標(biāo)為因子數(shù)目，縱坐標(biāo)為特征根，可以 看到第一個(gè)因子的特征值為很高，對(duì)解釋原有變量的貢獻(xiàn)最大，第三個(gè)因子以后 的特征根

12、都很小，對(duì)解釋原有的變量都很小，因此就提取前三個(gè)因子。7旋轉(zhuǎn)前因子載荷矩陣咸f紡12II 3交通和通訊.982.014-.044文繳娛樂(lè)艮服勞.370-004.121醫(yī)療保健.955-.006-014竟品-.879.229-.065衣著,637.561470家庭設(shè)S用品麼朋箝.360.569居住030-897.052雜頊商品與服務(wù).129.570'713提取方法;主成分分析法。a已提取了3個(gè)成份-圖九圖九旋轉(zhuǎn)前因子載荷矩陣，它是因子分析的核心內(nèi)容，通過(guò)載荷系數(shù)大小可以分析不同公共因子所反映的主要指標(biāo)的區(qū)別， 從結(jié)果可以看到大部分因子解釋 性較好，但是仍有少部分因子因子解釋性能力較差，比

13、如食品指標(biāo)，在三個(gè)因子 的載荷系數(shù)區(qū)別不大，因此接著因子旋轉(zhuǎn)法使得因子載荷系數(shù)向 0和1兩極分化, 使大的載荷更大，小的載荷更小，這樣結(jié)果更具解釋性。8旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣轉(zhuǎn)賤份拒卩鏟成份123交通和淒訊.975-.011.120文菽娛樂(lè)及服勞.973.006-.015醫(yī)療保催.952-.006.033食品-.393.119.131衣著.627.737.075家雇設(shè)備用品及朋勞-.562.644.22G雜頃商品與朋勞.057-.051.919居住.086-.633-.633圖十驟爲(wèi)鍊辭化的正軸轉(zhuǎn)法0 a牘轉(zhuǎn)左5次迭代啟收歛*圖十現(xiàn)實(shí)實(shí)施旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣，可以看到，第一主因子在交通通訊, 文

14、教娛樂(lè)及服務(wù)醫(yī)療保健，居住等指標(biāo)上有較大的載荷系數(shù)，說(shuō)明第一個(gè)公因子 綜合反映這幾個(gè)方面的變動(dòng)情況可以將其命名為第一基本消費(fèi)因子。從載荷系數(shù)絕對(duì)值大小表明自1993年以來(lái)，該市居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)中變化最大 的依次為交通和通訊0.975文教娛樂(lè)及服務(wù)0.973醫(yī)療保健0.952食品為-0.893, 其中交通和通訊0.975文教娛樂(lè)及服務(wù)0.973醫(yī)療保健0.952為上的載荷系數(shù)為 正值。表明在19932012年間居民在交通和通訊，文教娛樂(lè)及服務(wù)，醫(yī)療保健上 的消費(fèi)為遞增的，而在食品上的消費(fèi)為遞減的，這與前文分析還有實(shí)際是相符的。第二個(gè)主因子在衣著，家庭設(shè)備用品及服務(wù)，居住指標(biāo)上系數(shù)較大，可以將其命名為

15、第二基本消費(fèi)因子，衣著0.737家庭設(shè)備用品及服務(wù)為0.644居住為 -0.632說(shuō)明居民在衣著，家庭設(shè)備用品及服務(wù)為消費(fèi)時(shí)增加的在居住上是遞減 的，這與實(shí)際情況也是相符的，隨著收入的增加人們對(duì)衣著的要求也是多樣化發(fā) 展，對(duì)家庭電器需求變大，同時(shí)越來(lái)越高的房?jī)r(jià)對(duì)居民來(lái)說(shuō)無(wú)法承擔(dān)， 居住消費(fèi) 呈現(xiàn)出下降。而第三個(gè)主因子在雜項(xiàng)商品及服務(wù)上系數(shù)最大， 可以將其命名為第三基本消 費(fèi)因子，系數(shù)為0.919表明市民生活內(nèi)容日益豐富。9因子得分系數(shù)fiMfi得分系敎拒陣成份123竟品-.213.0S3.123衣著.149549-.083冢庭設(shè)備用品及服勢(shì)-.117.517-.255醫(yī)療保健.219-.010

16、.025交通和通訊233-010.054文敎娛樂(lè)服務(wù)239075-.067居住042-.376-.402雜項(xiàng)商品與服務(wù)-027-131.727雷嗓爲(wèi)嘩余化的正交能轉(zhuǎn)法e圖十圖十一采用回歸法估計(jì)因子的得分系數(shù)， 根據(jù)表中的內(nèi)容可以寫出以下因子 得分函數(shù)。 因子 F1 =-0.213人 +0.149X2 -0.117X3 +0.219X4 +0.223X5 +0.229X6 +0.042X7 -0.027x8因子 F2 = -0.063X1 +0.549X2 -0.517X3 -0.010X4 -0.019X5 +0.075X6 +0.378X7 -0.181X8因子 F3 =0.123X1 -0

17、.083X2 0.225X3+0.025X4 +0.054x5 -0.067x6 -0.402x7 +0.727x810因子變動(dòng)趨勢(shì)圖不僅如此原數(shù)據(jù)還給出了 FAC_1,FAC_2,FAC_3三個(gè)變量，它表示3個(gè)因子 在不同年份的得分值，為了進(jìn)一步揭示因子變動(dòng)的情況繪制了圖十二所示的因子 變動(dòng)趨勢(shì)圖。Wf豪動(dòng)剪M圖十二1 Pr1Tactcr Kon SFr1從圖十二可以看出在第一公因子在 19932000年期間一直比較穩(wěn)定，但進(jìn)入21世紀(jì)以后雖然在2002年出現(xiàn)下降，但其后一直保持上升并在2007年達(dá)到最 大值，2008年出現(xiàn)明顯的下降之后又保持了穩(wěn)定的上升。這主要是因?yàn)樵撌性?進(jìn)入21世紀(jì)之前經(jīng)濟(jì)發(fā)展不是太強(qiáng)勁，隨著中國(guó)加入世貿(mào)組織，該市經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)較快發(fā)展，人們的第一類消費(fèi)開始逐漸增加，但由于2008年經(jīng)濟(jì)危機(jī)的發(fā)生, 使該市受到了一定的沖擊，第一公因子出現(xiàn)明顯的下降，但隨著國(guó)家刺激經(jīng)濟(jì)的 發(fā)展，該市經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)復(fù)蘇，第一公因子又開始保持穩(wěn)定上升。第二公因子得分的起伏波動(dòng)主要由居住，衣著比重有升有降的波動(dòng)引起的，根本原因是國(guó)家執(zhí)行住房改革的力度密切相關(guān)，但由于住房改革政策的推行相對(duì)于其他的改革政策比較緩慢。所以居民對(duì)住房消費(fèi)存在一定的不確定性， 這就造 成第二因子的波動(dòng)。