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1 INDAGINE SUI CONSUMI DELLE FAMIGLIE ANNO 2001 CAPITOLI DI SPESA: CARNI (FRESCHE E SURGELATE) E SALUMI LEGUMI E ORTAGGI CULTURA GIORNALI, LIBRI E CANCELLERIA.

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1 1 INDAGINE SUI CONSUMI DELLE FAMIGLIE ANNO 2001 CAPITOLI DI SPESA: CARNI (FRESCHE E SURGELATE) E SALUMI LEGUMI E ORTAGGI CULTURA GIORNALI, LIBRI E CANCELLERIA FRANCESCO BONTEMPONE DANIELE MEDRI MARCO STELLA AGNESE VASAI

2 2 OBIETTIVO DELL’ANALISI VERIFICARE SE I CONSUMI DELLE FAMIGLIE ITALIANE, PER UNA PARTICOLARE CLASSE DI BENI, SI DIFFERENZIANO IN MANIERA STATISTICAMENTE SIGNIFICATIVA, IN RELAZIONE ALLA ZONA DI RESIDENZA, AL TITOLO DI STUDIO ED ALLA POSIZIONE PROFESSIONALE DEL CAPO-FAMIGLIA (O PERSONA DI RIFERIMENTO)

3 3 DATI E STRUTTURA DEL DATASET FONTE: DATI ISTAT SUI CONSUMI DELLE FAMIGLIE PER L’ANNO RECORDS INFORMAZIONI DEMOGRAFICHE E SOCIALI VOCI DI COSTO SUDDIVISE PER CAPITOLI DI SPESA

4 4 OPERAZIONI EFFETTUATE SUL DATASET Suddivisione delle famiglie in 10 classi di ammontare della spesa totale Classificazione in 4 aree geografiche ( NO, NE, CE, SU ) Classificazione per titolo di studio ( BA, MA, MB, AL ) Classificazione per posizione professionale ( AUTONO, DIRIGE, IMPIEG., OPERAI, ALTRID ) Calcolo della spesa totale per capitolo Calcolo delle medie per classi di zona, titolo, professione Trasformata logaritmica sulle medie Calcolo dei pesi (frequenze relative)

5 5 IL MODELLO analisi della covarianza Attraverso l’uso di variabili categoriche vengono comparate curve di regressione di una variabile di risposta Y su una variabile indipendente X, definita covariata, determinando se una nuova curva di regressione è necessaria per descrivere la relazione tra Y e X

6 6 IL MODELLO Il legame tra le varibili Y e X è espresso tramite una funzione doppio-logaritmica log Y ij = A j + B j log X ij Y = spesa media per il capitolo di interesse X = spesa totale media (reddito) A = intercetta B = elasticità della spesa rispetto al reddito

7 7 IL MODELLO Il consumo di una particolare classe di beni è espressa da: Y ij = A j + B j X ij + ε ij 10 classi di spesa totale (i) j = modalità della variabile categorica

8 8 ANALISI DELLA COVARIANZA Y dipende da x? H01: B1 = B2 = … = Bi = … = Bk = 0 Non rifiutiamo l’ipotesi nulla: analisi della varianza ad una via Rifiutiamo l’ipotesi nulla: test su H02 Y dipende da X in maniera differente per i diversi raggruppameti? H02: B1 = B2 = … = Bi = … = Bk = B Non rifiutiamo l’ipotesi nulla : coeff. di regr. uguali fra loro (test su H03) Rifiutiamo l’ipotesi nulla : coeff. di regr. diversi fra loro (rette libere) Le intercette delle regressioni sull’asse delle ordinate sono differenti tra loro? H03: A1 = A2 = … = Ai = … = Ak = A Non rifiutiamo l’ipotesi nulla : le intercette sono uguali fra loro (RETTA UNICA) Rifiutiamo l’ipotesi nulla : le intercette sono significativamente diverse fra loro (RETTE PARALLELE)

9 9 FREQUENZE (E PESI) ZONA GEOGRAFICA CE=5125(0,214) NE=4499(0,188) NO=5346(0,224) SU=8948(0,374) TOTALE = TITOLO DI STUDIO AL=1977(0,083) BA=8398(0,351) MA=6898(0,288) MB=6645(0,278) TOTALE = POSIZIONE PROFESSIONALE ALTRID=841(0,066) AUTONO=3220(0,254) DIRIGE=1253(0,099) IMPIEG=3791(0,299) OPERAI=3559(0,281) TOTALE = 12664

10 10 CAPITOLO DI SPESA CARNI (FRESCHE E SURGELATE) E SALUMI vitello e vitellone – manzo – maiale – cavallo – pecora e agnello – pollame – conigli,tacchini,selvaggina – salumi – carni preparate e in scatola (alimenti dietetici) – altre carni

11 11 RAPPORTO SPESA PER CARNI/SPESA TOTALE

12 12 CARNI-ZONA GEOGRAFICA CARNI-ZONA GEOGRAFICA (R 2 =0,949047) Origine DF Type III SS quadratica F Pr > F cls_regione F b1=b2=b3=b4= |t| cls_regione CE cls_regione NE <.0001 cls_regione NO cls_regione SU <.0001 logcosti*cls_regione CE <.0001 logcosti*cls_regione NE <.0001 logcosti*cls_regione NO <.0001 logcosti*cls_regione SU <.0001 Si rifiuta l’ipotesi H 01 relativa alla nullità dei paramtri b, mentre non si rifiuta l’ipotesi H 02 di uguaglianza del coefficiente di regressione i coefficienti angolari non sono significativamente differenti fra loro

13 13 CARNI-ZONA GEOGRAFICA CARNI-ZONA GEOGRAFICA (R 2 =0,945051) Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a <.0001 Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| a1-a <.0001 a1-a a1-a a2-a a2-a <.0001 a3-a Si rifiuta l’ipotesi H 03 relativa all’uguaglianza delle intercette Rette parallele le elasticità della spesa rispetto al reddito delle diverse zone geografiche sono uguali, ma le intercette sono differenti; questo implica che, da zona a zona, varia solo il livello di consumo di carne. Nel caso specifico NO, CE e SU hanno un consumo simile, mentre il NE si differenzia significativamente

14 14 CARNI-ZONA GEOGRAFICA

15 15 CARNI-TITOLO DI STUDIO (R 2 = ) Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F b1=b2=b3=b4= <.0001 b1=b2=b3=b4=b Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| cls_titstu1 AL cls_titstu1 BA cls_titstu1 MA <.0001 cls_titstu1 MB <.0001 logcosti*cls_titstu1 AL <.0001 logcosti*cls_titstu1 BA <.0001 logcosti*cls_titstu1 MA <.0001 logcosti*cls_titstu1 MB <.0001 H 01 rifiutata H 02 rifiutata coefficienti angolari sono significativamente differenti fra loro (rette non parallele)

16 16 CARNI-TITOLO DI STUDIO (R 2 = 0,943581) Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a <.0001 Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| a1-a <.0001 a1-a <.0001 a1-a a2-a a2-a a3-a Si rifiutata l’ipotesi H 03 di uguaglianza delle intercette. Le elasticità della spesa rispetto al reddito dei diversi gradi di istruzione sono differenti così come le intercette (rette libere); questo implica che, in base al titolo di studio, variano sia il livello di consumo di carne che la quota di reddito destinata ad essa Nel caso specifico le intercette sono simili solo per MA e MB; l’elasticità maggiore si ha per BA, quella minore per MB

17 17 CARNI-TITOLO DI STUDIO

18 18 CARNI-POSIZIONE PROFESIONALE (R 2 =0,920869) Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F b1=b2=b3=b4=b5= <.0001 b1=b2=b3=b4=b5=b Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| cls_posprof1 ALTRID cls_posprof1 AUTONO <.0001 cls_posprof1 DIRIGE cls_posprof1 IMPIEG <.0001 cls_posprof1 OPERAI <.0001 logcosti*cls_posprof ALTRID <.0001 logcosti*cls_posprof AUTONO <.0001 logcosti*cls_posprof DIRIGE <.0001 logcosti*cls_posprof IMPIEG <.0001 logcosti*cls_posprof OPERAI <.0001 H 01 rifiutata H 02 non rifiutata Unico coefficiente angolare per le cinque modalità della variabile categorica ‘posizione professionale’

19 19 CARNI-POSIZIONE PROFESIONALE (R 2 =0,915928) Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a4=a5=a <.0001 Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| a1-a a1-a a1-a a1-a a2-a a2-a a2-a a3-a a3-a <.0001 a4-a <.0001 H 03 rifiutata, quindi possiamo affermare che la relazione varia solo per effetto della scala della variabile dipendente. Ciò è evidenziato dalla differenza tra le intercette delle diverse funzioni, mentre i coefficienti angolari sono uguali (rette parallele). Nel caso specifico AUTONO e ALTRID hanno un consumo simile, mentre OPERAI, IMPIEG e DIRIG si differenziano significativamente

20 20 CARNI-POSIZIONE PROFESIONALE

21 21 Conclusioni In relazione alla zona geografica ed alla posizione professionale si osserva una differenziazione che si espleta soltanto in un diverso livello di consumi (le elasticità non sono significativamente diverse). In particolare il consumo maggiore si osserva al Sud e tra gli operai (minore, al contrario, tra i dirigenti e al Nord). La variabile categorica che sembra meglio segmentare la popolazione è il titolo di studio. Raggruppando le famiglie in base a questo, difatti, si osservano comportamenti significativamente diversi tra i vari gruppi: coloro che hanno un titolo di studio basso presentano una elasticità maggiore (la carne risulta, dunque, un bene di lusso).

22 22 CAPITOLO DI SPESA LEGUMI E ORTAGGI pomodori freschi – pomodori in scatola e conserve – patate o patatine fritte – legumi freschi o surgelati – legumi secchi o conservati – ortaggi freschi o surgelati – ortaggi secchi o conservati – altri prodotti preparati a base di legumi e ortaggi

23 23 RAPPORTO SPESA PER LEGUMI/SPESA TOTALE

24 24 LEGUMI-ZONA GEOGRAFICA LEGUMI-ZONA GEOGRAFICA (R 2 =0,963256) Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F b1=b2=b3=b4= <.0001 b1=b2=b3=b4=b Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| cls_regione CE cls_regione NE <.0001 cls_regione NO <.0001 cls_regione SU <.0001 logcosti*cls_regione CE <.0001 logcosti*cls_regione NE <.0001 logcosti*cls_regione NO <.0001 logcosti*cls_regione SU <.0001 H 01 rifiutata H 02 non rifiutata Sebbene vengano stimati diversi coefficienti per ognuna delle quattro modalità della variabile categorica ‘zona geografica’, essi non risultano significativamente diversi tra loro.

25 25 LEGUMI-ZONA GEOGRAFICA LEGUMI-ZONA GEOGRAFICA (R 2 =0,956819) Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| a1-a a1-a a1-a a2-a a2-a a3-a a4-a <.0001 Non si rifiutata l’ipotesi H 03 di uguaglianza delle intercette. le elasticità della spesa rispetto al reddito delle diverse zone sono uguali, così come le intercette; questo implica che applicheremo un modello di regressione lineare semplice (retta unica)

26 26 LEGUMI-ZONA GEOGRAFICA

27 27 LEGUMI-TITOLO DI STUDIO (R 2 = 0,962399) Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F b1=b2=b3=b4= |t| cls_titstu1 AL cls_titstu1 BA <.0001 cls_titstu1 MA <.0001 cls_titstu1 MB <.0001 logcosti*cls_titstu1 AL <.0001 logcosti*cls_titstu1 BA <.0001 logcosti*cls_titstu1 MA <.0001 logcosti*cls_titstu1 MB <.0001 Si rifiutata l’ipotesi H 01 di uguaglianza dei coefficienti di regressione, ma si accetta che gli stessi siano uguali tra loro (ipotesi H 02 non rifiutata)

28 28 LEGUMI-TITOLO DI STUDIO (R 2 = 0,960448) Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| a1-a a1-a a1-a a2-a a2-a a3-a H 03 non rifiutata La funzione consumo-spesa globale, relativamente al capitolo di spesa legumi, è indipendente dalle modalità di raggruppamento della variabile categorica ‘titolo di studio’

29 29 LEGUMI-TITOLO DI STUDIO

30 30 LEGUMI-POSIZIONE PROFESIONALE (R 2 =0,926581) Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F b1=b2=b3=b4=b5= |t| cls_posprof1 ALTRID cls_posprof1 AUTONO cls_posprof1 DIRIGE cls_posprof1 IMPIEG cls_posprof1 OPERAI logcosti*cls_posprof ALTRID <.0001 logcosti*cls_posprof AUTONO <.0001 logcosti*cls_posprof DIRIGE <.0001 logcosti*cls_posprof IMPIEG <.0001 logcosti*cls_posprof OPERAI <.0001 H 01 rifiutata H 02 non rifiutata I coefficienti angolari non sono significativamente differenti fra loro

31 31 LEGUMI-POSIZIONE PROFESIONALE (R 2 =0,925662) Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a4=a5=a Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| a1-a a1-a a1-a a1-a a2-a a2-a a2-a a3-a a3-a a4-a H 03 non rifiutata I comportamenti di consumo risultano omogenei: abbiamo una retta unica che spiega il consumo

32 32 LEGUMI-POSIZIONE PROFESIONALE

33 33 Conclusioni In relazione a tutte le variabili categoriche si osserva una differenziazione che si espleta soltanto in un diverso livello di consumi (le elasticità non sono significativamente diverse). In particolare il consumo maggiore si osserva al Sud e tra coloro che sono in possesso di un titolo di studio basso (minore, al contrario, tra i dirigenti).

34 34 CAPITOLO DI SPESA CULTURA Abbonamenti a giornali, riviste, dispense, ecc - Abbonamenti a concerti, teatri, circoli culturali, ecc

35 35 RAPPORTO SPESA PER CULTURA/SPESA TOTALE

36 36 CULTURA-ZONA GEOGRAFICA CULTURA-ZONA GEOGRAFICA (R 2 =0,943814) Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F b1=b2=b3=b4= |t| cls_regione CE cls_regione NE <.0001 cls_regione NO <.0001 cls_regione SU <.0001 logcosti*cls_regione CE <.0001 logcosti*cls_regione NE <.0001 logcosti*cls_regione NO <.0001 logcosti*cls_regione SU <.0001 Si rifiutata l’ipotesi H 01 di uguaglianza dei coefficienti di regressione. Non rifiutiamo l’ipotesi H 02, accettiamo quindi un unico coefficiete angolare per la diverse modalità della variabile categorica ‘zona geografica’

37 37 CULTURA-ZONA GEOGRAFICA CULTURA-ZONA GEOGRAFICA (R 2 =0,935817) Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| a1-a a1-a a1-a a2-a a2-a a3-a Rifiutiamo H03 abbiamo diverse intercette Riassumendo: i coefficienti angolari di ciascuna modalità della variabile categorica ‘zona geografica di residenza’ non sono significativamente diversi tra loro e rispetto al coefficiente comune entro gli strati e quindi l’eterogeneità dei comportammenti è dovuta alle differenze tra le intercette relative a ciscuno strato Nel caso specifico NE,NO,CE hanno un consumo simile fra loro ma differente dal SUD

38 38 CULTURA-ZONA GEOGRAFICA

39 39 CULTURA-TITOLO DI STUDIO (R 2 = 0,957518) Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F b1=b2=b3=b4= <.0001 b1=b2=b3=b4=b Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| cls_titstu1 AL cls_titstu1 BA <.0001 cls_titstu1 MA cls_titstu1 MB <.0001 logcosti*cls_titstu1 AL <.0001 logcosti*cls_titstu1 BA <.0001 logcosti*cls_titstu1 MA <.0001 logcosti*cls_titstu1 MB <.0001 H 01 rifiutata H 02 rifiutata coefficienti angolari sono significativamente differenti fra loro (rette non parallele)

40 40 CULTURA-TITOLO DI STUDIO (R 2 = 0,940510) Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| a1-a a1-a a1-a a2-a a2-a a3-a Si anche rifiutata l’ipotesi H 03, le intercette sono quindi significativamente diverse tra loro (rette libere). La relazione varia in ragione di un differente comportamento delle famiglie e ciò si ripercuote tanto sulla diversità delle intercette che dei coefficienti angolari delle funzioni. Questo implica che, in base al titolo di studio, variano sia il livello di consumo di cultura che la quota di reddito destinata ad essa. Nel caso specifico le intercette sono significativamente diverse tra loro, risultano simili quelle di MA e MB e AL.

41 41 CULTURA-TITOLO DI STUDIO

42 42 CULTURA-POSIZIONE PROFESIONALE (R 2 =0,945959) Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F b1=b2=b3=b4=b5= <.0001 b1=b2=b3=b4=b5=b Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| cls_posprof1 ALTRID cls_posprof1 AUTONO cls_posprof1 DIRIGE cls_posprof1 IMPIEG <.0001 cls_posprof1 OPERAI logcosti*cls_posprof ALTRID <.0001 logcosti*cls_posprof AUTONO <.0001 logcosti*cls_posprof DIRIGE <.0001 logcosti*cls_posprof IMPIEG <.0001 logcosti*cls_posprof OPERAI <.0001 Si rifiutata l’ipotesi H 01 di uguaglianza dei coefficienti di regressione, ma si accetta che gli stessi siano uguali tra loro (ipotesi H 02 non rifiutata) Retta unica o rette parallele?

43 43 CULTURA-POSIZIONE PROFESIONALE (R 2 =0,933660) Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a4=a5=a Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| a1-a a1-a a1-a a1-a a2-a a2-a a2-a a3-a a3-a a4-a Non si rifiutata l’ipotesi H 03 di uguaglianza delle intercette. Questo ci suggerisce che le elasticità della spesa rispetto al reddito per le diverse professioni sono uguali, così come le intercette; questo implica che applicheremo un modello di regressione lineare semplice (retta unica).

44 44 CULTURA-POSIZIONE PROFESIONALE

45 45 Conclusioni In relazione alla zona geografica si osserva una differenziazione che si espleta soltanto in un diverso livello di consumi (le elasticità non sono significativamente diverse). In particolare il consumo minore si osserva al Sud. Le diverse professioni, invece, sono rappresentate da un’unica retta (comportamenti non significativamente diversi). La variabile categorica che sembra meglio segmentare la popolazione è il titolo di studio. Raggruppando le famiglie in base a questo, difatti, si osservano comportamenti significativamente diversi tra i vari gruppi: coloro che hanno un titolo di studio basso presentano una elasticità minore (questo perché sul bilancio di queste famiglie la cultura pesa maggiormente, in termini relativi, rispetto ad altre classi).

46 46 CAPITOLO DI SPESA GIORNALI, LIBRI E CANCELLERIA Giornali,riviste,fumetti – quaderni,cancelleria,fotocopie e fax – libri non scolastici

47 47 RAPPORTO SPESA PER GIORNALI/SPESA TOTALE

48 48 GIORNALI-ZONA GEOGRAFICA GIORNALI-ZONA GEOGRAFICA (R 2 =0,974962) Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F b1=b2=b3=b4= <.0001 b1=b2=b3=b4=b Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| cls_regione CE cls_regione NE cls_regione NO cls_regione SU logcosti*cls_regione CE <.0001 logcosti*cls_regione NE <.0001 logcosti*cls_regione NO <.0001 logcosti*cls_regione SU <.0001 I coefficienti angolari non sono significativamente differenti fra loro. (H 01 rifiiutata; H 02 non rifiutata)

49 49 GIORNALI-ZONA GEOGRAFICA GIORNALI-ZONA GEOGRAFICA (R 2 =0,971963) Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| a1-a a1-a a1-a a2-a a2-a a3-a <.0001 Si rifiutata l’ipotesi H 03 di uguaglianza delle intercette. Le elasticità della spesa rispetto al reddito delle diverse professioni sono uguali, ma le intercette sono differenti; questo implica che varia solo il livello di consumo di giornali. Nel caso specifico le rette che rappresentano NE,NO,CE e SUD hanno intercette significativamente differenti tra loro

50 50 GIORNALI-ZONA GEOGRAFICA

51 51 GIORNALI-TITOLO DI STUDIO (R 2 = 0,976389) Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F b1=b2=b3=b4= <.0001 b1=b2=b3=b4=b Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| cls_titstu1 AL cls_titstu1 BA cls_titstu1 MA cls_titstu1 MB logcosti*cls_titstu1 AL <.0001 logcosti*cls_titstu1 BA <.0001 logcosti*cls_titstu1 MA <.0001 logcosti*cls_titstu1 MB <.0001 Si rifiuta l’ipotesi H 01 relativa alla nullità dei paramtri b, mentre non si rifiuta l’ipotesi H 02 di uguaglianza del coefficiente di regressione i coefficienti angolari non sono significativamente differenti fra loro

52 52 GIORNALI-TITOLO DI STUDIO (R 2 = 0,975065) Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a <.0001 Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| a1-a <.0001 a1-a <.0001 a1-a a2-a a2-a <.0001 a3-a H 03 rifiutata, quindi possiamo affermare che la relazione varia solo per effetto della scala della variabile dipendente.( Rette parallele)

53 53 GIORNALI-TITOLO DI STUDIO

54 54 GIORNALI-POSIZIONE PROFESIONALE (R 2 =0,938144) Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F b1=b2=b3=b4=b5= <.0001 b1=b2=b3=b4=b5=b Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| cls_posprof1 ALTRID cls_posprof1 AUTONO cls_posprof1 DIRIGE cls_posprof1 IMPIEG cls_posprof1 OPERAI logcosti*cls_posprof ALTRID <.0001 logcosti*cls_posprof AUTONO <.0001 logcosti*cls_posprof DIRIGE <.0001 logcosti*cls_posprof IMPIEG <.0001 logcosti*cls_posprof OPERAI <.0001 H 01 rifiutata H 02 non rifiutata coefficienti angolari sono significativamente differenti fra loro (rette non parallele)

55 55 GIORNALI-POSIZIONE PROFESIONALE (R 2 =0,936243) Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a4=a5=a Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| a1-a a1-a a1-a a1-a a2-a a2-a a2-a a3-a a3-a a4-a Si rifiutata l’ipotesi H 03 ; ci troviamo quindi di fronte a cinque rettte con diverse intercette Risultato: le elasticità della spesa rispetto al reddito delle diverse categorie professionali sono uguali, ma le intercette sono differenti; questo implica che varia solo il livello di consumo di giornali.

56 56 GIORNALI-POSIZIONE PROFESIONALE

57 57 Conclusioni In relazione a tutte le variabili categoriche si osserva una differenziazione che si espleta soltanto in un diverso livello di consumi (le elasticità non sono significativamente diverse). In particolare il consumo maggiore si osserva al Nord, tra coloro che sono in possesso di un titolo di studio alto e tra dirigenti, impiegati e altri dipendenti.

58 58 Conclusioni generali La variabile che meglio permette di individuare comportamenti differenti è il titolo di studio (per carni e cultura si osservano elasticità differenti). Zona e professione, al contrario, non permettono di cogliere differenze significative. Questo conferma la tendenza all’omogeneizzazione dei consumi in atto in Italia da qualche decennio.


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