居民消费统计分析
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居民消费统计分析范文第1篇
[关键词] 城乡差异 统计分析 地域比较
一、引言
自改革开放以来，我国城乡居民生活水平明显提高，但由于城乡之间的经济发展不平衡，以及城乡居民之间收入水平、收入的稳定性、生活的外部环境和消费偏好等差异，使城乡居民的消费水平与消费结构存在着明显的差异。
对1980年～2004年的居民人均消费支出按城乡经济发展及制度变迁作一个大致的阶段划分(见表1)，我们可以观察到各阶段城乡居民消费差异是逐渐扩大的，城镇居民的人均消费均值增长速度快于农村居民，不但绝对值差距在扩大，相对倍数也在扩大，由2.18倍扩大到3.2倍。这是我国经济二元结构在消费上的深刻反应，是消费的二元结构。它充分显示出现代工业与传统农业的不协调性，然而仅仅分析全国城乡居民消费水平的差距，还不能全面细致的分析全国的情况，因为我国居民消费水平的地域分布一直呈非均衡状态，地域差异显著，城乡差异波动性大。所以有必要进一步分析不同经济地带城乡居民消费结构的差异。
表1 四阶段城乡居民人均消费支出均值表
二、统计研究方法及数据来源
1.地域划分
为了研究数据获取的方便，本文采用了中国统计局对东中西部经济地带的划分，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、广西、海南十二省市；中部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南九省市；西部地区包括重庆、四川、贵州、云南、、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆十省市。
2.均值比较
本文采用均值比较的方法来进行分析，主要涉及到均值、标准差和标准差系数三个指标。
均值是反映一组变量集中趋势的主要指标，在本文中可用来反映我国东中西部城镇和农村消费的一般水平，其计算公式为:,x为各地区城镇或农村人均消费水平，n为地区样本个数。
标准差反映数据分散程度的绝对值，其计算公式为:，其数值大小一方面取决于原变量值本身水平高低的影响，也就是与变量的平均数大小有关，变量值绝对水平高的，离散程度的值自然也就大，绝对水平低的，离散程度的值自然也就小；另一方面，它们与原变量值的计量单位相同，采用不同计量单位计算的变量值，其离散程度的值也就不同。
为了消除变量平均数不等和计量单位不同对离散程度值的影响，需要计算离散程度的相对指标，即标准差系数，其一般公式是：。本文利用标准差系数的大小来比较东中西部省际间消费差异大小。
3.数据来源
本文采用的数据均整理自2005年《中国统计年鉴》。
三、东中西部城乡居民消费差异的统计分析
本文分别从纵向及横向两个角度对我国东中西部城乡居民的消费水平和消费结构进行对比分析。
1.东中西部居民消费水平均值比较
表2 全国及东中西部消费水平均值
2004年我国城镇人均消费均值为7078元，农村人均消费均值为2313元，城乡消费水平差距很大，三大经济地带只有东部城乡的人均消费水平均值超过了全国的平均水平，中西部城乡消费水平都处于较低状态；从相对数上来看，全国城镇消费水平是农村的3.06倍，中部城乡消费比为3.01，西部城乡消费比为3.89，均大于东部地区城乡差距(2.72)；东部地区的城镇消费标准差系数(0.29)大于中部(0.09)西部(0.15)很多，农村消费标准差系数(0.45)也大于中部(0.13)西部(0.14)很多，表明东部地区城乡居民消费的地区省际间差异很大，而中部西部城乡居民消费的省际间差异较小。
2.东中西部城乡居民消费结构差异的均值比较
均值比较的结果如表3所示：
(1)各地区城乡消费结构均值比较
东部各项消费结构，城镇与农村差异都较显著，除其他商品与服务项目绝对差异较小外(196.17元)，家庭设备及用品(359.3483元)、医疗保健(386.9008元)、居住支出(346.6108元)人均消费差异其次，衣着城乡消费差异为466.2225元，交通通讯630.1191元、文教娱乐762.7959元，差异最大的是食品消费支出，1728.212元。先纵向看，东部城镇各项结构的变异程度都在0.24至0.40之间，农村在0.34至0.68之间，说明东部各地区之间城镇消费结构的变动差异要小于农村的变异程度。再横向看，消费支出中，差异变动范围最小的都是食品，但城镇变动最大的是交通，而农村是居住。
中部消费支出城乡绝对差异最小的是其他支出，其次是家庭设备及用品、医疗保健、居住，再次是交通通讯、衣着和食品支出。纵向看，城镇的标准差系数变动范围从0.09(居住)至0.21(家庭设备及用品)，农村从0.15(家庭设备及用品)至0.26(其他)，横向看，家庭设备、文教娱乐两项的标准差系数城镇大于农村，说明城镇两项消费支出的变动差异较农村分散。
西部消费支出的绝对差异最小的是其他服务支出，其次是家庭设备及用品、居住、医疗保健，再次是交通通讯、衣着，文教娱乐，最后是食品。相对差异从纵向看，城镇标准差系数从0.16(文教)至0.31(交通)，农村从0.15(食品)至0.42(交通)，从横向看，食品、家庭设备、其他三项消费支出城镇比农村的变动程度大。
(2)消费结构的地区性均值比较
食品消费城乡差异较小的是中部，东部最大，东部和中部的变异程度都是农村大于城镇，但西部是城镇大于农村。
衣着消费城乡差异较小的是东部，西部最大，变异程度农村大于城镇。
家庭设备及用品消费城乡差异较小的是中部，东部最大，变异程度农村大于城镇的是东部，而中部和西部是城镇大于农村。
医疗保健消费城乡消费差异较小的是中部，东部最大，变异程度都是农村大于城镇。
交通通讯消费城乡差异较小的是中部，东部最大，变异程度都是农村大于城镇。
文教娱乐消费城乡差异较小的是中部，东部最大，变异程度农村大于城镇的是东部和西部，中部是城镇大于农村。
居住消费城乡差异较小的是西部，东部最大，变异程度农村大于城镇。
其他消费城乡差异了小的是中部，最大的是东部，变异程度农村大于城镇的是东部和中部，西部城乡基本相当。
四、结论与分析
通过比较分析，得以下结论，并对结论做出一些分析。
1.东中西部三大经济地带的城乡消费水平差异很大，中西部都在全国平均水平之下
(1)城乡收入差别是城乡消费差异的原因之一
城乡收入差异充分显示出了经济发展水平的东高西低的梯度分布，据2004年数据测算，我国东部十二省市城镇人均可支配收入与农村人均纯收入之比在2.20至3.12的范围之内，平均为2.65，标准差为0.43；而中部九省市城乡收入比在2.49至3.11之内，平均数为2.87，标准差为0.23；西部十省市城乡收入比在3.06至4.89之内，平均数为3.88，标准差为0.63。而东中西部城乡人均消费比分别为2.72,3.01及3.89，与收入水平的发展态势高度一致，收入是消费的函数，因此城乡收入差别是消费差异的主要原因之一。
(2)消费二元结构是城乡消费差异的另一主要原因
本文认为城乡收入差别不是城乡消费差别的全部影响因素，因为我国城乡历史上就存在着严重的二元结构，中国城市人口享受较多的公共设施，这些公共设施又大多是具有公益性或只需极少付出的，如城市的道路、公共交通、水电设施及公共娱乐与休闲设施等，其消费环境较完善，而在农村，水电通讯、道路、公共交通、公共娱乐性设施不完备，而且要付出较高的代价，农村金融体系壁垒太高，医疗及社会保障体系建设滞后，农村居民安全感不足。从而表现为消费结构上的城乡二元差异，经济的差异已经造成了不同区域在制度及硬件上的差异，而严重的城乡二元结构更造成了城乡居民在消费观念、消费层次上的差异。
2.东部城乡消费绝对差异较小，但城乡省际间差异较大，充分说明了东部地区发展还不平衡；在同一地区，省际间消费差异城乡各不同；并非所有消费项目都是城镇省际差异要小于农村省际差异
东部十二省市，城镇居民人均消费平均水平为8478.55元，处于平均水平之上的有北京、上海、浙江、广东，农村居民人均消费平均水平为3122.25元，处于平均水平之上的有北京、上海、浙江。其平均数值之所以较高，主要在于北京、上海、浙江等地较高的消费水平，城乡标准差都很大，东部地区经济虽然是发展的，城乡之间差异不大，但在东部各地区间却差异较大，这充分说明了东部地区发展还不平衡。正如尹世杰所说：居民消费水平的地域差异是地区经济发展不平衡的集中表现和缩影。
东部地区省际间消费差异最大的城镇是交通通讯(0.41)，农村是居住(0.68)；最小的都是食品(0.24,0.34)；中部地区省际间消费差异最大的城镇是家庭设备(0.21)，农村是其它(0.26)；最小的城镇是家庭设备(0.10)，农村是居住(0.16)；西部地区省际间消费差异最大的都是交通通讯(0.31,0.42)，最小的城镇是文教(0.17)，农村是食品(0.16)。 东部城镇和农村的消费水平相对差异突出，分别为0.41和0.68，这说明东部省区间经济发展水平存在较大的差异性，再一次证实了东部地区省际经济发展不平衡的观点。相对来说，中部地区城乡消费差异不大，省区间差异也不大，这表明中部发展水平具有相对一致性。西部农村的省际间差异相对大一些。
3.东中西部地区城乡消费结构差异较明显，东部地区大部分消费项目城乡绝对差异居同类比较之首
按城乡消费绝对差异从小到大排列各地区的消费结构，东部地区：其他商品与服务、家庭设备用品、医疗保健、居住支出、衣着、交通、文教、食品；中部地区：其他商品与服务、家庭设备、医疗保健、居住、通讯、文教、衣着、食品；西部地区：其他商品与服务、家庭设备、居住、医疗保健、交通通讯、衣着、文教娱乐、食品。消费结构差异的大小有相同之处也有不同之处，食品是三大地区城乡差异最大的项目，家庭设备用品及其他是三大地区城乡差异最小的项目。
民以食为天，当收入达到一定的水平之后，不再追求的是食品的数量，而是追求食品的质量和营养，我国城镇基本已达到此水平，而农村尤其是中西部农村居民的食品消费水平还较低，大部分仍停留在吃饱的状态。以各地区城乡消费食油及蛋类为例，东部地区城镇居民人均消费油脂类89.43元，而农村人均消费食油仅6.33公斤，中部地区城镇居民人均消费油脂类87.72元，农村人均消费食油仅5.94公斤，西部地区城镇居民人均消费油脂类87.91元，农村人均消费食油仅3.78公斤，东部地区城镇居民人均消费蛋类70.86元，农村人均消费蛋类5.9公斤，中部地区城镇居民人均消费蛋类64.64元，农村人均消费蛋类5.25公斤，西部地区城镇居民人均消费蛋类78.08元，农村人均消费蛋类2.14公斤，因资料数据的限制，本文只能做这样的比较，但按目前市场上普通油价格及蛋类价格匡算可知城乡人均油脂类消费及人均蛋类消费相差悬殊。
家庭设备及用品城镇已基本饱和，所以消费支出数额不大，而农村鉴于基础设施费用高昂(如电费单价过高)的特点，在家庭设备及用品上支出也不会太多，因此出现了在此项目上城乡消费差异不显著的特征。如2004年东部地区城镇居民每百户电冰箱拥有量有93.72台，农村39.57台，中部地区城镇居民每百户电冰箱拥有量有85.35台，农村10.71台，西部地区城镇居民每百户电冰箱拥有量有85.53台，农村7.68台，而2003年东部城镇居民每百户电冰箱拥有量有92.13台，农村36.31台，中部地区城镇拥有83.23台，农村9.39台，西部地区城镇拥有84.45台，农村 6.8台，从增长量上来看，东部城镇增长了1.59台，农村土产节3.26台，中部城镇增长了2.12台，农村增长了1.32台，西部地区城镇增长了1.08台，农村增长了0.88台，可见东中西部对于耐用消费品的消费城乡差异并不是很大。
医疗保健支出、娱乐教育文化支出上的差异，主要是地区经济及城乡二元差异所致，如医疗保健制度仅对城镇职工有公费医疗保障，且医疗保健的设施和管理体系较健全，而广大农村居民既没有政策性的医疗保健制度保障，又没有在医疗保健上投保分散医疗支出的风险，医疗支出的直接落到了农民身上。且缺乏健全的医疗保健设施和高水平的医护人员，缺医少药问题较突出，在贫困地区问题更为严重。并且不同经济地带对医疗保健的保障程度是有差异的。
参考文献：
[1]王选选:东中西部地区城镇居民消费行为比较研究[J].山西财经大学学报.2003年第6期
居民消费统计分析范文第2篇
关键词：消费结构；农村居民；因子载荷；因子分析
中图分类号：F047 文献识别码：A 文章编号：1001-828X（2016）012-000-03
一、引言
1.研究背景及意义
消费是经济增长的主要动力，对居民消费结构和消费水平趋势的研究，是统计学和经济学长期以来都要进行研究的热点课题，它可以把居民在一个时期内的消费情况和消费水平充分反应出来。近些年来，在国民经济的发展中，越来越体现出居民消费的重要性，在构成市场需求、拉动经济增长的三驾马车中，消费处于原动力的地位，只有不断优化居民的消费结构和提高居民的消费水平，国民经济才可以获得可持续的发展。国家实施西部大开发战略以来，贵州省兴义市的GDP和综合实力迅速上升，经济总量基本都保持在全省县级行政区域的前十位，农村居民生活水平和消费水平也在逐年提高。特别是近十年来，随着农村居民收入的增长，兴义市农村居民的生活质量与生活水平显著提高，特别是城郊结合部农村居民的消费结构发生了非常明显的变化。相对以往而言，农村居民消费支出在食品方面的比重逐渐下降， 而在居住、交通通讯、文化娱乐等方面的消费支出比重越来越大 ，农村居民由原来以产品消费为首将转变为以娱乐教育为代表的服务消费为主，产品消费也由过去中一般的低价、低档产品为主转将变为汽车、住房、电脑等高价位产品为主。农村居民消费结构的变化，反映出随着经济和社会的发展，农村居民物质文明和精神文明需求的变化，通过对农村居民消费结构的变化及其结构的原因进行深入研究，对拉动巨大的农村消费市场、扩大内需、拉动经济增长、制定合理产业政策、合理引导居民消费都有着及其重要的意义。
2.因子分析基本原理和模型的建立[1][2]
因子分析是指研究从变量群中提取共性因子的统计技术。最早由英国心理学家C.E.斯皮尔曼提出。他发现学生的各科成绩之间存在着一定的相关性，一科成绩好的学生，往往其他各科成绩也比较好，从而推想是否存在某些潜在的共性因子，或称某些一般智力条件影响着学生的学习成绩。因子分析可在许多变量中找出隐藏的具有代表性的因子。将相同本质的变量归入一个因子，可减少变量的数目，还可检验变量间关系的假设。它的基本思想是把多个原来变量用较少（3个左右）的综合变量表示，因子分析在多元统计分析的方法中处于一种非常重要的地位，因子分析的主要作用在于：（1）用几个少数的抽象的变量（因子）来表示其基本的数据结构；（2）寻求变量基本结构、对变量进行分类、简化观测数据、用少数的变量解释研究复杂的问题。因子分析的数学模型结构可以通过矩阵形式的数学模型来表示，此模型称为因子分析模型。，其中为p个原有变量，它们都是均值为零，标准差为1的标准化变量，并且...，p）均为的线性函数，模型中的变量...为m个因子变量，其中m
二、实证分析
消费结构是指人们在生活中消费的消费资料和接受的服务种类及其比例关系，实际上就是居民的各类消费支出在总的消费支出中所占的比例[3]。按照通常习惯我们把居民消费支出的实际支出的去向分类可分为吃、穿 、用 、住、文化娱乐等项，本文按照我国消费资料支出常用的分类方法，将兴义市农村人均生活消费支出分为食品、衣着、居住、家庭设备及服务、医疗保健、交通和通讯、文教娱乐及服务、其他商品及服务八个部分[3]，在各类人均生活消费支出中这八个部分分别所占的比例可用X1，X2，X3，…，X8来表示，由黔西南州统计年鉴，列举出了兴义市2005年～2014年10年间农村居民消费的八个部分支出构成数据，具体数据结果见表1。
1.建立消费结构的因子模型
利用SPSS20.0统计软件对表1中的数据进行因子分析，巴特利特（Bartlett）球形检验的统计值的显著性概率是0.0000000004，远远小于显著性水平0.05，拒绝原假设，因此认为此数据适合作因子分析。用软件SPSS20.0计算变量的相关系数矩阵的特征值和方差累积贡献率，结果见表2。
从表2中的特征值反映出变量相关系数矩阵中有4.476和1.657两个较大特征根，其余的特征根都小于1，两个较大特征根对应的方差累计贡献率仅仅达到76.556%，说明提取前两个因子不能够很好的反应原有变量的大部分信息，前三个公因子方差累计贡献率达到了86.744%，说明前三个公因子提供了原始数据8个指标所能表达的绝大多数的信息，因此应该提取三个主因子。由于初始因子有较强的综合性，各因子在这八个变量中哪些变量上的载荷较高不容易区分，此时就不好找出个主因子所表达的实际意义，这时可以对因子进行旋转，可以采用方差极大法将因子进行旋转，由此得到旋转因子后的因子载荷矩阵，原始因子载荷阵和旋转后因子载荷阵的结果见表3。
由表3可得消费结构的因子分析模型为：
根据因子得分函数可以计算出每一年的因子得分，具体计算结果见表5。
2.结果分析
从表2可得如下结论：（1）第一公因子在食品（X1）、衣着（X2）、家庭设备及服务（X4）、医疗保健（X5）、交通和通讯（X6）上有较大的载荷，这几项指标主要体现出农村居民为了满足生存需要所进行的消费支出的变化情况，可解释为基本生存消费因子；（2）第二公因子则是在居住（X3）、文教娱乐及服务（X7）方面有较大的载荷，这两项指标主要体现出农村居民为了改善居住环境，改善生活品质的消费支出变化情况，因此命名为享受型消费因子；（3）第三公因子则主要反映了其他商品及服务方面的变动，可解释为其他服务因子。
结合表1，可以根据表1中的数据可以计算得到兴义市农村居民、第二公因子在2005年～2014年这10年中每一年所占比重，通过计算结果可以看到第一公因子每一年所占的比重基本维持在72%左右，第二公因子的比重基本维持在25%左右，并且都没有多大的变化幅度。这体现出兴义市农村居民的收入虽然都在逐年增加，随着新农村医疗制度的逐步改革和完善，交通条件的进一步改善，移动通讯的普及和相关设备、设施的更新和改善，农村居民基本生存型消费支出在逐年的增加，另一方面在享受型消费支出也出现逐年相应增加的发展趋势。但由于贵州是欠发达的西部省份，兴义市又是贵州边远民族地区，经济基础薄弱，农村居民收入的整体水平还比较低，农村居民生活水平要达到富裕水平还需经历一个长期过程。
从以上分析可看出，近十年来，兴义市农村居民的消费结构在逐渐加速变化，不但农村居民的物质生活质量在每一年都不断提高，而且农村居民在改善居住环境和文化娱乐生活方面的消费更加注重，此项的消费在逐年上升，即是农村居民在满足基本生存型消费的基础上，进一步注重发展型和享受型消费，居民的消费结构向合理化的方向在推进和发展。但从总体上看， 兴义市农村消费水平还是很低的， 并且兴义市边远乡镇与城郊结合部农村居民消费水平的差距较大，消费结构的优化还有较大的空间，生活水平有待进一步提高。根据因子分析模型，用几个少数的抽象的变量（因子）来表示多个指标的基本的数据结构，为政府部门以后在宏观经济政策的制定、居民消费结构的引导向更加健康、合理的方向推进和发展提供了一些借鉴和帮助作用，为兴义市全面实现小康社会提供指导性意见和建议。
参考文献：
[1]何晓群，编著.多元统计分析（第四版）[M].北京：中国人民大学出版社，2015，04，09.
[2]何星钢.因子分析在民族地区高校学生成绩评价中的应用[J].科技资讯.2014，12（35）：154-155.
[3]宁自军.因子分析在居民消费结构的变动分析中的应用[J].数理统计与管理.2004，11（1）：11-14.
[4]宋新欣.因子分析在宁夏城镇居民消费结构的变动分析中的应用[J].商场现代化.2008，12.
[5]万元元，雷雨，王龙.中国农村居民消费结构分析[J].陕西行政学院学报，2013，2.
居民消费统计分析范文第3篇
（三峡大学法学与公共管理学院，湖北宜昌443002）
摘要：
本文采用对应分析方法，对我国省级行政区农村居民消费结构进行了比较分析，结果表明，我国绝大多数省级行政区农村居民消费支出集中于生存型消费支出，发展型、享受型消费支出相对很少，消费层次整体偏低，消费结构不甚合理。笔者主张通过建立农村居民增收的长效机制、完善农村居民社会保障体系、兴建农村基础设施和树立现代、健康、文明的消费观念，促进农村居民消费结构调整和升级。
关键词 ：农民消费； 省际比较； 对应分析； 结构调整
中图分类号：F126.1文献标识码：A
文章编号：1000-176X（2015）06-0018-04
收稿日期：2015-03-10
基金项目：湖北省统计局项目“湖北城乡公共服务均等化问题研究”（HB131-42）
作者简介：韩永军（1972-），男，湖北宜昌人，副教授，管理学博士，主要从事地方政府治理、流域治理、水利电力公共事务管理等方面的研究。 E-mail：hyj6699@qq.com
研究农村居民消费结构，对于深入了解农村居民消费发展形势，制定农村发展的宏观经济政策，具有十分重要的价值。
国外学者专门对农村居民消费结构进行研究的成果比较鲜见，我们只能从消费结构问题的一般性角度进行参考。国内学者关于农村居民消费结构的专门研究则始于20世纪90年代，卢家瑞深入探讨了影响农民消费结构的因素，比较分析了城乡消费结构的差异性，提出了农村消费结构升级的政策主张对策。此后，尹世杰、李立清、杨发祥、黄毓哲和詹锦华等在宏观层面上研究我国农村居民消费结构的发展态势，宁一非和孙小会在微观层面上分别选取四川和河北为样本研究了农村居民消费结构优化对策和发展趋势，具有很高的参考价值。
本文试图在借鉴前辈研究成果的基础上，引入多元统计分析中的对应分析方法，构建农村居民消费结构测量指标体系，对我国省级行政区农村居民消费结构进行比较研究，探究我国省级行政区农民消费结构特点，分析其分布规律和影响因素，进而提出我国省级行政区农村居民消费结构调整的政策建议，以期为我国省级行政区农村居民消费结构升级提供决策参考。
一、研究方法与变量选取
本文选取对应分析作为研究方法，对应分析又称为R—Q 型因子分析，是在R型和Q型因子分析的基础上发展起来的一种多元统计分析方法。该方法的功能之一就是在同时描述各个变量类别之间的关系时，在一个低维度空间中对对应表里的两个名义变量之间的关系进行描述，其基本思想是对两个定性变量进行相关分析时，将定性变量的多维离散数据转换为列联表进行处理。经过数据转换形成的列联表是一个 n×p 的矩阵，即第一个变量有 n 种状态，第二个变量为 p 种状态，再将这个矩阵的行、列分别作将维处理，减少变量的状态，然后，对应分析将变量及变量之间的联系同时反映在一张二维或三维的散点图上，即对应分布图上，并使联系密切的类别点较为集中，联系疏远的类别点较为分散，进而通过观察对应分布图就能直观地把握变量类别之间的联系。简而言之，对应分析以两变量的交叉列联表为研究对象，利用‘降维’的方法，通过图形的形式，直观揭示变量不同类别之间的联系，特别适合于多分类品质型变量的研究。
本文考虑到消费支出结构涉及到多地区、多指标，而以往的研究大多采取 R 型或 Q 型因子分析，要么只能对地区分布进行分析，要么只能对农村居民消费支出结构分类进行分析，不能准确反映地区分布与消费支出结构之间的相互关系，选取对应分析方法作为研究方法，期望将地区分布和消费支出结构结合起来，综合分析省级行政区样本和各个测量指标之间的关系。
本文选取省份、消费支出分类和消费支出占比三种变量作为观测变量，其中，省份和消费支出分类这两个变量为名义变量，消费支出占比为尺度变量。 在所选取省份变量中，考虑到香港、澳门和台湾地区与其他省级行政区的体制的较大差异，选取了除香港 、澳门和台湾地区以外 31个省级行政区并相应对其进行赋值（分别为：北京 1、天津 2、河北 3、山西4、内蒙古 5、辽宁 6、吉林 7、黑龙江 8、上海 9、江苏10、浙江 11、安徽 12、福建 13、江西 14、山东 15、河南16、湖北 17、湖南 18、广东 19、广西 20、海南 21、重庆22、四川 23、 贵州24、云南 25、西藏 26、陕西27、甘肃 28、青海 29、宁夏 30、 新疆 31）为省级行政区分类观测变量。根据统计年鉴中的指标分类，选取了食品、衣着、居住、家庭设备及服务、交通和通讯、文娱、医保其他作为农村居民消费支出分类的观测变量。在所选取的消费支出占比变量中，本文选取了食品占消费总支出的比重X1、衣着占消费总支出的比重X2、居住占消费总支出的比重X3、家庭设备及服务占消费总支出的比重X4、交通和通讯占消费总支出的比重X5、文娱占消费总支出的比重X6、医保占消费总支出的比重X7、其他占消费总支出的比重X8。
二、数据来源和分析过程
本文选取了2010年度全国 31个省级行政区的消费支出数据作为样本数据，所有原始数据来源于《中国统计年鉴2011》。各个省级行政区的食品占消费总支出的比重X1、衣着占消费总支出的比重X2、居住占消费总支出的比重X3、家庭设备及服务占消费总支出的比重X4、交通和通讯占消费总支出的比重X5、文娱占消费总支出的比重X6、医保占消费总支出的比重X7、其他占消费总支出的比重X8分别用各个省级行政区的食品支出、衣着支出、居住支出、家庭设备及服务支出、交通和通讯支出、文娱支出、医保支出、其他支出除以各个省级行政区的消费支出总额得到。
整个分析过程借助统计分析软件spss18.0 完成 ，包含三个基本步骤：第一步，在 SPSS18.0 中进行变量赋值，并输入样本数据。第二步，调用 Data Reduction 分析模块中的 Correspondence Analysis 功能。第三步，选择要分析的变量和结果输出形式并运行。
根据上述操作步骤，运行 SPSS18.0 的 Data Reduction 分析模块中的 Correspondence Analysis 功能，经过20次迭代达到系统默认精度要求。运行结果主要包含了对应分析结果摘要表和对应分析图，其中，对应分析结果摘要表是整个对应分析的结果汇总表，是输出结果中最为重要的一个，主要用于确定使用多少个维度来对结果进行解释，对应分析图是对变量间相互关系进行直观描述的图形，是对应分析的主要结果，主要用于在一个低维度空间描述各个变量间的相互关系。
如表1所示，第一列列出了特征根的编号。由对应分析的基本原理可知，提取的特征根的个数为min｛r，c｝－1，由于消费支出有8个类别（r=8），且省区类别为31，因此提取的特征根数应为min｛8，31｝－1=7。表中的奇异值代表行分值与列分值的相关关系。0.125是第一维度行分值与列分值的相关系数，其他维度的相关系数再依此类推。惯量（Inertia）指的是特征值，由对应分析的基本原理可知，协方差阵A与协方差阵B有相同的非零特征根，这里列出了相应的特征根的值，表示每个维度对各个变量类别之间差异的解释量。第一维度对各个变量类别差异的解释量为0.016， 第二维度对各个变量类别差异的解释量0.006，第一个特征根的值最大，意味着它解释各类别差异的能力最强，其他特征根的重要性依次下降。第六列为各个特征根的方差贡献率。惯量比例中的方差贡献率是各维度惯量值与总和相除得到的比值。第一维度惯量比例为0.458，第二维度惯量比例为0.186，二者累计惯量比例为0.643，这表明前两个维度共同解释了64.3%的信息量，因此，采用二维图形可以反映变量间的主要信息，其他维度的重要性可以忽略。
按照变量点和样本点分布相对集中的规则对对应分析图中的变量点和样本点进行分类，可以将食品、衣着、居住、家庭设备及服务、交通和通讯、文娱、医保、其他这8个变量点和我国省级行政区的31 个样本点分为三类。第一类，变量点包括食品、居住、家庭设备及服务、交通和通讯、医保、其他这六个变量点，样本点包含吉林、江西、甘肃、云南、黑龙江、宁夏、内蒙古、四川、广西、贵州、新疆、安徽、陕西、重庆、青海、湖南、湖北、河南、山西、江苏、山东、海南、福建、河北、北京、天津、上海、广东、浙江这29个省级行政区；第二类，变量点包括文娱这一个变量，样本点只包含江苏这一个省级行政区；第三类，这一类没有包含变量点，样本点包含西藏这一个省级行政区。
三、结论和政策建议
根据上述对应分析结果，笔者认为，全国31 个省级行政区中，大约93.6%的省级行政区的点位与食品、居住、家庭设备及服务、交通和通讯、医保、其他这6个点位的距离相对较近，这表明绝大多数省区的农村居民在食品、居住、家庭设备及服务、交通和通讯、医保、其他这六大支出占消费总支出的比重属于同一类型，其消费支出结构相似，处于由生存型消费向发展型、享受型消费转型的阶段。大约3.2%的省级行政区的点位与文娱这个点位的距离相对较近，这表明极少数省区的农村居民的文娱支出在消费总支出中所占比重属于同一类型，且表明其消费结构正处于向发展型、享受型消费全面迈进的阶段。大约3.2%省级行政区的点位与食品、衣着、居住、家庭设备及服务、交通和通讯、文娱、医保、其他这八个变量点都比较远，这表明其消费支出结构比较特殊，尚处于生存性消费的阶段。由此可见，我国绝大部分省区农村居民消费支出集中于食品、居住、交通和通讯等生存型支出，而文教娱乐等发展型、享受型支出较少，消费层次整体偏低，消费结构不甚合理，亟待调整。
导致我国省级行政区农村居民消费水平整体偏低、结构不合理的原因是多维的，主要体现在以下四个方面：其一，农村居民收入偏低且增长缓慢，导致消费能力不足，制约消费结构升级；其二，农村社会保障制度不健全，农民预期支出不断增加，制约着消费结构优化；其三，消费环境不良，制约了农村居民消费需求扩大和消费结构调整；其四，农民受教育程度不高，消费观念陈旧，消费心理畸形，制约着消费结构的转型。据此，笔者提出如下四个方面的政策主张，以期促进我国省级行政区农村居民消费结构调整和升级。
第一，建立农村居民增收的长效机制，增加农村居民收入。农村居民收入水平的高低是决定其购买能力的关键因素，随着农村居民购买能力的提高，消费需求的层次也会相应提高，进而推动农村居民消费结构的升级。通过增加农民收入不仅可以提高其消费能力，而且可以增强农民的消费积极性，开拓广大农村消费市场。首先，应加强对农业的投入，发展现代农业，加快农田水利、电力、交通等农业基础设施的建设，改善农业生产条件，大力推进农业产业化，不断提高农业劳动生产率，确保农民增产增收。其次，应该加快农村城镇化建设的步伐，促使农村剩余劳动力向非农产业转移，打破城乡二元分割结构，减少城乡间劳动力流动的体制障碍，推进农村剩余劳动力转移就业，寻求在农业外部扩大增收途径。最后，应该适当调整农业产业结构，努力提高农产品质量，加速农业产业结构的调整，促进农业结构的升级，积极推进农产品的更新换代，提高农产品的附加值，生产产销对路、质优价高的农产品，从而增加农村居民的收入。
第二，完善社会保障体系，提升农民消费信心。健全农村社会保障体系，解除农民养老和医疗的后顾之忧，对于提升农民消费信心、增强农民的消费欲望具有重要意义。首先，应该完善农村最低生活保障制度，加大对农村困难居民的救助力度，结合农村实际情况，制定科学的生活保障标准，加大财政的投入力度，鼓励民间资本的介入，逐步健全对贫困农民的社会救济制度。其次，应该完善基本医疗保险制度，让广大农村居民病有所医，加快推进新型农村合作医疗制度建设，逐步提高社会应负担的比例，扩大公共医疗保险范围，整合社会医疗资源，坚持由政府组织引导、多方筹资的方式，保障农民的基本医疗需求，以解决广大农民“看病难、看病贵”的问题。最后，应该逐步完善农村各项保险制度，着重健全包括农村养老保险制度、农村生产保险制度等农村基本保险制度，增强农民的抗风险能力，尤其是要加快构建覆盖全部农村的养老保险制度，逐步解决农村居民老有所养的问题。
第三，兴建农村基础设施，改善农村居民消费环境。目前，我国大多数省级行政区农村基础设施不健全，消费环境较差，具体表现为商品流通困难、市场秩序混乱、公共教育、文化设施建设程度较低。因此，必须加大农村基础设施和环境建设力度。首先，必须加强农村基础设施建设，完善同消费配套的基础设施，加快对农村电网、信息通讯网、广播电视网的改造，加强农村道路的建设，以方便农村商品的流通，完善农村商品的售后服务网点，解决农民购买商品的后顾之忧等。其次，必须积极提供相应的政策扶持，将农民的潜在需求转化为现实需求，实施有利于扩大农民消费的财政政策和货币政策，积极开拓农村信贷市场，加快发展农村消费信贷业务等，拉动农民消费。最后，必须改革农村商品流通体制，增强商品流通能力，健全农村商品流通体系，深化农产品流通体制改革，建立起畅通、高效的现代流通渠道，构建适应农村市场特点的物流网络，促进农村市场体系的发育，减少城乡市场阻隔，逐步建立和完善城乡统一的商品市场。
第四，树立现代、健康、文明的消费理念，引导农村居民合理消费。消费结构升级受诸多因素影响，其中消费者的消费观念也是影响消费结构和消费行为的重要因素。因此，要改善农村居民的消费结构，除了为其创造良好的客观条件外，还要提高农村居民的整体素质，树立科学的消费观念，规范消费行为，为消费结构的优化创造良好的主观条件。首先，要引导农民转变消费方式，鼓励根据自身的支付能力进行信用消费，要积极改造传统的消费模式，特别是加强消费信贷宣传，增强农民的消费信贷观念，减少农村居民的滞后消费，促进农村消费市场的繁荣，提高农民的生活水平和质量。其次，要加强农村文化建设，提高农民的消费质量，提倡移风易俗，破除封建迷信，提倡勤俭节约，反对铺张浪费，促进农民树立现代、健康、文明的消费理念。
参考文献：
［1］卢嘉瑞.中国农民消费结构研究［M］.石家庄：河北教育出版社，1999.1-10.
［2］李立清.农村居民消费结构的多层次性灰度关联分析［J］.农业技术经济，2003，（6）.
［3］杨发祥.乡村场域、惯习与农民消费结构的转型［J］.甘肃社会科学，2007，（3）.
［4］黄毓哲.中国农村居民消费结构动态分析［J］.湖北经济学院学报（人文社会科学版），2008，（11）.
［5］詹锦华.中国农村居民消费结构的灰色关联分析及趋势预测［J］.内蒙古农业大学学报（社会科学版），2009，（5）．
［6］宁一非.四川农民消费结构的优化与收入增加［J］.商业研究，2010，（5）．
［7］孙小会.河北省农民消费结构的变化趋势［J］.商场现代化，2012，（24）．
［8］卢纹岱．SPSS 统计分析（第 4 版）［M］.北京：电子工业出版社，2010.500.
居民消费统计分析范文第4篇
近年来，中国城镇居民消费结构在食品、居住、家庭设备及用品、交通通信、文教娱乐方面发生了一系列的变化。文章用主成分分析方法，对2013年中国城镇居民家庭平均全年消费支出进行了分析比较，发现东部地区与中西部地区在消费水平和消费结构上存在明显差异，并针对差异提出了改进的对策与建议。
［关键词］
主成分分析;城镇居民;消费结构;地区差异
消费结构是指在一定的社会经济条件下，人们在消费过程中对各类消费品和劳务消费的数量比例和相互关系。消费结构可以按实际支出各个方面分为吃、穿、住、用、行等具体形式，也可以按消费内容分为实物性消费和服务性消费，还可以按支出形式划分为自给型消费和商品性消费，还有人按需求层次划分为生存消费、享受消费和发展消费等。近年来，我国城镇居民消费结构发生了一系列变化，文章利用主成分分析，对《中国统计年鉴2014》中“各地区城镇居民家庭平均每人全年消费性支出(2013年)”的数据资料进行统计分析。
1分析方法介绍
主成分分析是一种数据降维或数据压缩的基本方法，是将原来众多具有一定相关性的指标重新组合成一组新的相互无关的综合指标来代替原来指标的统计方法。综合指标彼此之间互不相关，保留了原变量的主要信息，又比原变量具有更优越的性质。文章利用主成分分析选取了食品、衣着、居住、家庭设备及用品、医疗保健、交通通信、文教娱乐、其他8项指标对《中国统计年鉴2014》中“各地区城镇居民家庭平均每人全年消费性支出(2013年)”的数据资料进行统计分析。
2评价指标的建立及数据分析过程
选取的相关评价指标如表1所示。通过《中国统计年鉴2014》中“各地区城镇居民家庭平均每人全年消费性支出(2013年)”的数据资料，用统计软件SPSS对数据进行分析处理，结果如表2、表3、表4及碎石图所示。从表2中可以看出，KMO的检验值为0.833，认为变量之间的相关性好，因而可以做主成分分析，并且Barelett检验的P值为0，也认为可以做主成分分析。因此表2中的检验结果表明，根据选取的指标对数据进行主成分分析有意义。从表3中可以看出，第一个特征根的方差贡献率为68.781%，第二个特征根的方差贡献率为14.911%，前两个特征根的方差累计贡献率为83.69%，接近于85%的检验准则要求。从碎石图也可以看出趋势图在第二个因子后趋于平稳，所以从总体上来讲，应保留两个公因子。依据主成分分析和因子分析的数学关系及表4中SPSS输出的结果，可得到如下所示的两个主成分计算公式及综合得分的计算公式。
3数据分析的结果分析
第一，由综合因子得分的计算公式可以看出，第一主成分对综合评价的影响远大于第二主成分。由第一主成分的计算公式可知，影响第一主成分的8个系数均为正值，它们之间的区别只是影响主成分大小不同而已，其中X1、X3、X4、X5、X6的系数值，都大于0.8，明显较高，说明它们对第一主成分的影响较大，它们分别是在食品、居住、家庭设备及用品、交通通信、文教娱乐方面的消费，由此可以看出，我国城镇居民越来越重视享受性生活，对食品的要求也不仅限于达到温饱，而是追求营养与美味，对居住环境的要求也在逐渐提高，不管是房屋，还是家具，都成为了居民消费的重要部分，加之电子及交通行业的迅速发展，使城镇居民在该方面的消费日益增长，从而逐步推进社会经济的发展。从第一主成分的排名来看，主成分得分为正值的有11个地区，除了内蒙古和重庆为西部地区外，其他的都为东部地区，由此可见，东部地区的城镇居民在食品、居住、家庭设备及用品、交通通信、文教娱乐方面的消费高于中西部地区，而消费是拉动经济增长的“三驾马车”之一，又促进了经济增长，使东部地区的经济发展水平普遍高于中西部地区。由此可见，居民的消费结构是影响经济发展不平衡的因素之一。第二，由综合因子得分的计算公式可以看出，第二主成分对综合评价的影响小于第一主成分。由第二主成分的计算公式可知，X2、X7的系数为正值，其越大对第二主成分的影响则越大，它们分别是在衣着和医疗保健方面的消费，由此可知，影响第二主成分的因素主要是在衣着和医疗保健方面的消费。而X1、X3、X4、X5、X6的系数为负值，其越小对第二主成分的影响则越大。从第二主成分的排名情况来看，排名前16位的大多数是中西部地区，由此可见，中西部地区的城镇居民在衣着和医疗保健方面的消费与东部地区居民在衣着和医疗保健方面的消费相比相对较高，这说明中西部地与东部地区的居民在消费结构方面存在着显著差异，这也是导致中西部地区与东部沿海地区经济发展不平衡的因素之一。第三，从综合得分的排名中可以看出，前17名的排名与第一主成分的排名一样，后4名的排名也与第一主成分一样，这表明食品、居住、家庭设备及用品、交通通信、文教娱乐这5项指标在城镇居民消费中占有重要地位，它们是城镇居民消费主要支出项。
4对策与建议
缩小地区间城镇居民消费支出差异。由主成分的分析结果可知，中国城镇居民消费支出存在着地区间的发展不平衡现象。中国的居民消费支出虽然在持续不断地增长，但增长过程中也出现了一系列的问题，地区之间的消费支出不平衡尤为明显，总体来说东部地区的消费支出的增长要快于中西部地区，使中西部地区与东部地区的消费支出差异逐渐增大，而东部沿海发达地区的消费支出主要集中在食品、居住、家庭设备及用品、交通通信、文教娱乐方面，因此，需要促进中西部地区的城镇居民消费。完善中西部地区城镇的医疗保健制度。通过上述的分析结果可知，中西部地区的城镇居民在医疗保健方面的消费支出要高于东部沿海发达地区，因此，完善中西部地区的医疗保健制度能够减少中西部地区的城镇居民在医疗保健方面的消费支出，从而有更多的剩余资金用于其他享受支出，进一步拉动服务性行业的经济发展。优化中西部地区城镇的消费结构。中西部地区与东部沿海发达地区相比，中西部地区的消费结构有待进一步优化。大力支持服务性行业的发展，有利于改善中西部地区城镇的消费结构。政府及有关部门应对于中西部地区服务行业的发展给予一定的优惠政策，从而缩小这种地区间的消费支出不平衡的趋势。
5结论
本文运用主成分分析方法分析了城镇居民消费支出结构在不同地区之间存在着显著差异。东部发达地区的消费支出高于中西部地区，并且主要集中在食品、居住、家庭设备及用品、交通通信、文教娱乐方面，而中西部地区城镇居民的消费在衣着和医疗保健方面又高于东部发达地区，针对出现的此种现象，提出了相应的对策及建议。
参考文献:
［1］傅德印.应用多元统计分析［M］．北京:高等教育出版社，2013:155－163.
［2］中国统计年鉴2014［M］．北京:中国统计出版社，2014.
［3］朱建军.我国城镇居民消费结构主成分分析［J］．无锡商业职业技术学院学报，2009，9(1):21－22.
［4］殷世贵，尤启明.近年来中国城乡居民消费结构及趋势分析［J］．价值工程，2009(4):161－162.
［5］辛燕.基于主成分分析视角的我国城镇居民消费结构［J］．财经视点，2010(7):167－168.
［6］姚爱丽.主成分分析及其应用探讨———以山西省农村居民消费结构为例［J］．山西农业大学学报，2007(6):138－142.
居民消费统计分析范文第5篇
关键词：集约边际 贸易扩张 经济增长 消费福利
引言
贸易作为一个完整的生产过程四大环节中交换环节的重要内容，它不仅制约着交换效率的提高，也直接影响到居民最终对贸易商品和服务的消费福利感知，同时还影响到下一阶段生产过程是否顺利进行。而国际贸易的产生和发展更是关系到贸易国居民消费福利和经济增长等方面的问题，当前针对国际贸易为何增长、贸易增长对贸易国经济的影响如何，以及如何更好地发挥各国比较优势制定适当的贸易政策来促进贸易增长等问题，国内外的理论研究和实证研究并没有取得一致共识，Irving B. Kravis （1970）认为一国内部因素是经济增长主要推动要素，而对外贸易作为外部因素只能刺激经济增长。但D.H. Robertson和R. Nurkse分别在20世纪30、50年代指出国际贸易已经成为一国经济增长的“发动机”。尽管现有的关于贸易发展和经济增长之间关系的研究并没有取得共识，但有必要指出的是贸易尤其是国际贸易对制约贸易国居民对商品和服务消费的福利这方面的研究更缺乏共识。鉴于此，本文不仅是在新的国际贸易背景下对贸易与经济增长之间关系进行量化分析，更为重要是尝试给出国际贸易对我国居民消费福利波动影响的直接经验证据。
文献述评
现有的相关文献在分析贸易扩张和经济增长之间关系时，基本上从贸易广度扩张、价格扩张及数量扩张三个层面进行解析。其关注的核心问题就是贸易广度扩张也即是贸易的集约边际扩张对经济增长及国民福利的影响。
（一）贸易扩张与经济增长
现有的关于贸易扩张和经济增长关系的代表性文献更多的体现在国外研究层面。Armington（1969）通过构建贸易理论模型对贸易扩张和经济增长关系进行研究，其认为经济体系规模的扩张会导致对外贸易的扩张，如果贸易商品或服务的同质程度较高，那么就会导致贸易商品或服务价格下降，就此意义而言经济体系迅速扩张一般会导致贸易状况的恶化。但在实际经济增长和贸易扩张实践进程中，这一关系并没有得到显著验证，其中一个可能关键原因在于经济增长会扩充贸易商品或服务的广度，会增加更多的可贸易新型商品或服务进而导致贸易进一步扩张（Gagnon，2004）。同时这一结论也得到Krugman（1989）的研究支持。Ghosh，Ostry（1994）；Bleaney，Greenaway（2002）通过对贸易扩张和经济增长之间关系研究揭示，贸易扩张对经济增长的影响主要通过贸易扩张导致出口商品或服务多样化，而贸易产品多样化在很大程度上推动了经济增长。其研究进一步指出贸易集约边际扩张可以实现贸易增长的稳定性，在一定程度上可以削弱国外市场需求扰动的冲击，最终促进经济稳定增长。Hauman，Rodrik（2003）研究认为，贸易扩张导致的贸易商品或服务种类的扩张，进而形成贸易商品的规模经济效应并降低贸易商品或服务成本，最终实现经济稳定增长（Marin，1992）。Heiko，Hesse（2008）通过构建实证分析框架认为，贸易集约边际扩张与一国经济增长存在正相关关系。以上代表性文献显示，一国对外贸易集约边际扩张可以在一定程度上克服贸易商品或服务同质性所造成的价格下降而导致的经济增长不利影响，因此我们给出第一个研究假设H1：在其他条件既定情况下，贸易集约边际扩张与我国经济增长之间存在正相关关系。
（二）贸易扩张与居民消费
综合现有的关于贸易和居民消费福利之间关系的研究文献，我们发现对于二者之间直接关系的研究较少。徐璐（2010）对我国居民消费和对外贸易之间关系进行实证检验，其研究认为，我国居民人均消费与进出口贸易之间存在正向相关关系，并讨论了改变消费理念和消费环境对于促进我国对外贸易扩张的意义。赵应宗（2000）研究认为对外贸易扩张进程中消费品进口的扩张会导致居民边际消费倾向的扩张，进而导致对外贸易乘数的扩大（赵应宗，2001）。林永生、张生玲（2006）通过考察我国1991-2005年间对外贸易和居民消费实际数据并进行实证分析，其研究认为增加进口会导致国内消费水平的提高，样本期内消费品进口增加1个百分点，国内居民消费水平就会上升0.7左右的百分点。胡延平（2009）结合二元经济特征对我国国际贸易与居民消费之间关系进行实证分析，其研究认为以进出口为代表的国际贸易波动是我国居民消费波动的不可忽视的诱因，而进口对居民消费尤其是农业居民消费波动的影响要小于同等条件下出口对居民消费波动的影响，而对于城镇居民消费而言，进口波动对其影响更为显著。刘德学、陈必伟等（2011）通过构建计量实证模型对我国居民消费结构与国家贸易之间关系进行探讨，其研究表明出口在一定程度上抑制了我国居民消费结构的升级，与此对应的是进口促进我国城镇居民消费的升级，但国际贸易对我国农村居民消费结构的影响并不显著。基于已有的关于贸易扩张和居民消费之间关系研究文献，可以看出二者关系存在但并不显著。因此，给出本文第二个研究假设H2：在其它条件不变的情况下，贸易集约边际扩张对我国居民消费福利存在直接性影响。但是这种影响性质需要下文中的经验验证。同时，既有的诸多关于经济增长与居民消费之间关系的研究显示，居民消费与经济增长存在紧密关联，而由上文关于贸易扩张与经济增长之间关系研究文献可以看出，贸易扩张与经济增长之间同样存在紧密关联。基于这种内生逻辑传导路径，给出本文的第三个研究命题H3：贸易集约边际扩张通过影响经济增长对我国居民消费福利的影响存在并且显著。
研究设计
（一）模型设定及变量选取的经济学解释
结合本文的研究思想，为了更好的捕捉贸易集约边际扩张与经济增长及居民消费福利波动之间的关系，延续一般相关实证研究选取C.Cobb-P.Douglas生产函数模型作为基本分析框架，并结合本文实际研究需要对其进行合理扩展。C.Cobb-P.Douglas生产函数模型基本形式为：
（1）
在（1）式基础上，我们对其两端同时取对数可得一般线性模型形式，如下：
Ln（Y）=Ln（A）+a1*Ln（x1）+a2*Ln（x2） （2）
其中，Y为产出要素，x1和x2为投入要素，A、a1、a2分别为正常数，并且满足0
则可以得出该生产函数也是a1+a2次齐次函数，也即是说对于任意非0常数λ，若a1+a2=1，则投入要素对于产出要素而言具有规模不变性态，同时该模型也刻画了非严格凹函数的生产特性；若a1+a21，则投入要素对于产出要素而言具有规模递增性态，此时生产函数刻画的生产特性既不是凹函数也不是凸函数。由此可见，采取C.Cobb-P.Douglas生产函数模型可以避免先验决定投入要素对产出要素影响性态而造成主观性偏误。
在理论模型设定的基础上，依据已有的相关研究文献和变量自身的经济学意义对本文变量进行筛选和解释。首先，结合已有研究文献定义贸易集约边际扩张（Intensive Expansion）一国出口商品或服务的总体规模和数量的增加（龚向明，2012）。由此，本文选取我国出口商品或服务总量的增长率（EXIE）表征我国贸易集约边际扩张因素；其次，继承已有研究，选取我国GDP增长率（g）表征我国经济增长因素；最后，针对我国居民消费福利波动因素，还选取城镇和农村家庭消费性支出（CS）来反映我国居民实际消费状况，在此基础上，我们利用Hodrick-Prescott滤波分别得出居民消费循环项（CSC）和趋势项（CST），并依据公式：得出我国居民消费缺口量，其实质就是我国居民消费支出围绕消费支出趋势（CST）上下波动序列，也即是本文用于反映我国居民消费福利波动因素的变量。同时，根据经典计量经济学相关理论，为了避免遗漏变量所导致的可能拟合偏误，我们结合已有相关研究对相关变量进行控制。控制变量有：政府支出增长率（RGE）、居民可支配收入增长率（RDI）及通货膨胀（CPI）。
（二）本文经验论证模型设定的经济学分析
在上文理论模型分析的基础上，结合本文的研究假设H1，在基本理论模型（2）的基础上我们给出假设H1的线性经验论证模型：
Ln（gt）=c3+α1*Ln（EXIEt）+α2*Ln（RGEt）+α3*Ln（RDIt）+α4*Ln（CPIt）+μt （3）
可知模型（3）捕捉的是在控制其他因素情况下，贸易集约边际扩张对经济增长的直接影响性态。同样，结合本文研究假设H2，我们给出假设H2的线性经验论证模型：
Ln（GaCSt）=c4+β1*Ln（EXIEt）+β2*Ln（gt）+β3*Ln（RGEt）+β4*Ln（RDLt）+β5*Ln（CPIt）+μt （4）
在基本假设H1和H2得到经验论证的基础上，我们结合其论证模型（3）和（4）可知，将（3）式中Ln（gt）代入到经验论证模型（4）中即可得到本文第三个研究假设H3的经验表达式，也即是我国贸易集约边际扩张通过对经济增长影响而最终对我国居民消费福利波动影响的性态。
在本文具体经验论证模型设定的基础上，进一步给出贸易集约边际扩张、经济增长对居民消费福利波动影响的比较静态分析框架。首先，给出贸易集约边际扩张对我国居民消费福利波动直接影响的比较静态等式（5）和（6）： （5）
（6）
在此基础上，给出贸易集约边际扩张通过经济增长因素对我国居民消费福利波动间接影响的比较静态等式（7）和（8） ： （7）
（8）
最后，结合我国经济运行实际和数据的可获得性，本文选取2001-2013年度期间变量数据，同时为了增加样本观测容量选取的数据频率为季度数据。本文数据均来自中经网统计数据库和EPS全球统计数据库。
实证分析
（一） 基本单变量统计分析和相关检验
单变量的基本统计描述分析作为实证研究中必不可少的组成部分，不仅有助于我们了解变量序列的基本统计分布规律，更重要的是通过合理的基本统计分析可以避免变量序列中可能存在的异常值对拟合结果的干扰。基于此，文章对原始变量序列的单变量分析如表1。表1显示，除去政府财政支出增长率分布呈现尖峰厚尾的金融时间序列分布特征外，其余变量均呈现近似正态分布性态。同时，我国居民消费福利缺口在样本期内呈现出了显著的波动性状，在一定程度上表明我国居民消费福利波动幅度较大，我国居民消费并不稳定。而对应实际居民可支配收入增长率和贸易集约边际扩张呈现稳健上升的性状，而政府支出增长率也表现出较为显著的波动上升态势，其增加的幅度高于居民可支配收入增长和贸易集约边际扩张的速度。整体来看，变量序列并不存在异常值，其变量序列分布具有良好的经验分析性状。
承接上文单变量分析，结合本文变量序列具有时间序列特征，我们有必要对变量序列平稳性进行检验，借以避免非平稳序列回归产生的经验分析偏误。则平稳性检验结果如表2。表2单位根检验进程中，我们不仅给出当前检验功效最强的DF-GLS单位根检验结果，同时也给出左单侧检验PP单位根检验结果进行对照。表格还分别给出两种单位根检验tau值和Z（t）值，及其对应的5%置信水平上阀值。由表2检验结果来看，除去ln（CPI）在10%的显著水平上拒绝存在单位根的原假设外，其余变量均在5%的水平上显著拒绝存在单位根的原假设，也即是说本文变量序列至少在10%的显著水平不能拒绝变量序列为平稳序列的假设。
（二）经验拟合分析
承接上文分析，我们对本文经验论证模型（3）和（4）进行拟合回归，同时为了对目标回归结果的稳健性进行分析，文章继承已有相关文献中稳健性回归的检验方法，对模型（3）和（4）进行稳健性检验回归，选取样本期间内2004-2013年间样本进行拟合检验，借以捕捉拟合结果稳健性。鉴于此，文章将目标拟合和稳健性检验回归结果同时摘录到表3。
表3中经验拟合结果表明，贸易集约边际扩张与经济增长之间存在显著正相关关系，但在控制经济增长因素的情形下，贸易集约边际扩张与我国居民消费福利的波动呈现显著负向相关关系，直接经验分析显示贸易集约边际每扩张1个百分点，我国居民消费福利波动就会降低1.02个百分点，在一定程度上表明以出口为代表的贸易集约边际扩张有利于我国居民消费福利的稳定。同样经济增长因素与我国居民消费福利波动存在显著负向相关关系，表明经济增长有利于抑制我国居民消费的波动进而促进我国居民消费福利的提高。同时，政府财政支出因素和居民可支配收入因素与我国居民消费福利波动呈现正向相关关系，表明了财政支出和居民可支配收入增加不利于我国居民消费福利的稳定，但财政支出和可支配收入对居民消费福利影响程度小于贸易集约边际扩张和经济增长对其的影响程度。在直接经验分析的基础上，我们结合上文比较静态分析等式进一步对贸易集约边际扩张因素对居民消费福利波动直接和间接影响进行比较静态分析。则我们将直接经验分析结果分别代入到比较静态等式（5）、（6）、（7）和（8）中整理为 ： （9）
（10）
（11）
（12）
由（9）和（10）比较静态等式可以看出，贸易集约边际扩张对居民消费福利波动的边际影响主要受到集约边际因素的影响，如果当期贸易集约边际呈现扩张现状，那么其对居民消费福利波动边际影响为负并呈现非稳态的上升性态，表明出口集约边际扩张有利于抑制我国居民消费福利波动，从而稳定我国居民消费福利状态；反之，如果当期我国贸易集约边际呈现收缩状况，那么其对我国居民消费福利波动边际影响呈现正向助推作用，并且这种影响呈现持续上升的非稳态趋势，表明出口收缩表征贸易集约边际因素不利于确保我国居民消费福利的稳定。进而结合（11）和（12）比较静态等式可以看出，贸易集约边际因素通过经济增长因素对我国居民消费福利波动的间接影响呈现出与直接影响同质的性态，只是在某种程度上而言这种间接影响的程度略大于其直接影响的程度，也就是说，当我国贸易集约边际收缩时，如果考虑到对经济增长影响情形下这种贸易集约边际收缩更进一步的加剧了居民消费福利波动，反之，当贸易集约边际扩张时，如果考虑到对经济增长的影响，那么这种扩张会更有利于稳定居民消费福利状态。而贸易集约边际因素对居民消费福利波动的直接和间接边际影响趋势同样呈现非稳态上升性状，同时这种非稳态的上升性状也受到政府财政支出、居民可支配收入等因素的制约。
研究结论与启示
在合理扩展C.Cobb-P.Douglas函数模型基础上，文章系统地构建了贸易集约边际扩张和经济增长因素对我国居民消费福利波动影响的比较静态分析框架。直接实证分析和比较静态分析结论显示，以出口规模为代表的我国贸易集约边际的扩张有利于我国居民消费福利的稳定，与之对应是贸易集约边际的收缩在一定程度上加剧我国居民消费福利的波动。而在考虑经济增长因素情形下，这种贸易集约边际的收缩或扩张对我国居民消费福利波动的影响更为显著并且同质，也就是说经济增长因素会深化我国贸易集约边际波动对居民消费福利波动的影响。而经济增长因素本身对我国居民消费福利波动的影响与贸易集约边际因素对居民消费福利波动影响呈现同质性态。
参考文献：
1.李春顶.新新贸易理论文献综述 [J].世界经济文汇，2010（1）
2.潘向东.经济制度安排、国际贸易与经济增长影响机理的经验研究[J].经济研究，2005（11）
3.施炳展.中国出口增长的二元边际[J].经济学（季刊），2010（9）
