CURVE DI ENGEL Laura Croccia Filippo Falasca Rosangelo Giampaolo Miriam Gotti.

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1 CURVE DI ENGEL Laura Croccia Filippo Falasca Rosangelo Giampaolo Miriam Gotti

2 Fonte Dati Istat sui consumi delle famiglie per lanno 2001

3 Obiettivo Verificare se le elasticità dei consumi rispetto al reddito si differenziano in maniera statisticamente significativa nei gruppi di famiglie omogenei secondo le variabili strutturali area geografica, titolo di studio e posizione professionale del capofamiglia.

4 Operazioni preliminari Classificazione delle famiglie in 10 classi in base allammontare 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

5 Operazioni preliminari: calcolo frequenze relative In riferimento alle 10 classi di spesa totale e alle 4 classi di area geografica (valori espressi in %): Classi di SpesaCENENOSUTOTALE 10,292,094,052,629,05 20,194,573,992,0610,81 30,233,394,331,279,22 41,362,144,931,8410,27 51,293,052,931,819,08 60,755,713,281,2310,97 70,984,473,750,539,73 83,253,233,320,7910,59 92,584,322,120,729,74 101,436,162,470,4810,54 TOTALE12,3539,1335,1713,35100

6 Operazioni preliminari: calcolo frequenze relative In riferimento alle 10 classi di spesa totale e alle 4 classi di titolo di studio (valori espressi in %): Classi di SpesaALBAMAMBTOTALE 101,820,060,162,04 20,074,650,421,036,17 30,266,231,412,6810,58 40,616,023,134,4314,19 51,255,965,165,7918,16 61,54,545,645,5517,23 71,512,784,794,3713,45 81,31,723,672,699,38 91,210,972,471,566,21 100,560,421,030,582,59 TOTALE8,2735,1127,7828,84100

7 Operazioni preliminari: calcolo frequenze relative In riferimento alle 10 classi di spesa totale e alle 5 classi di posizione professionale (valori espressi in %): Classi di SpesaALTRIDAUTONODIRIGEIMPIEGOPERAITOTALE 10,030,050,010,040,160,29 20,110,390,020,360,871,75 30,311,130,131,722,235,52 40,62,550,543,854,5612,1 50,814,390,966,516,1118,78 60,875,051,816,745,8320,3 70,674,52,035,914,2717,38 80,483,471,923,852,3312,05 90,212,631,742,451,378,4 100,141,260,740,910,383,43 TOTALE4,2325,429,932,3428,11100

8 Modello Il metodo statistico utilizzato è lanalisi della covarianza. Per esprimere il legame tra la variabile dipendente y (spesa media per capitolo) e la variabile indipendente x (spesa media totale) viene utilizzata una funzione doppio logaritmica del tipo log y = a + b log x nella quale b è il coefficiente dellelasticità della spesa rispetto al reddito.

9 Verifica delle ipotesi H01: B1 = B2 = … = Bi = … = Bk = 0 Non rifiutiamo: non cè dipendenza tra Y e X Rifiutiamo: test su H02 H02: B1 = B2 = … = Bi = … = Bk = B Non rifiutiamo : B uguali fra loro (test su H03) Rifiutiamo: B diversi fra loro (RETTE LIBERE) H03: A1 = A2 = … = Ai = … = Ak = A Non rifiutiamo : A sono uguali fra loro (RETTA UNICA) Rifiutiamo: A sono significativamente diverse fra loro (RETTE PARALLELE)

10 Possibili situazioni La relazione è unica per tutte le unità considerate indipendentemente dalle modalità di raggruppamento (Retta Unica); La relazione varia per leffetto della scala della variabile dipendente dunque variano le intercette mentre i coefficienti angolari sono uguali (Rette Parallele); La relazione varia in ragione di un differente comportamento delle famiglie, dunque variano sia le intercette che i coefficienti angolari (Rette Libere).

11 BEVANDE (peso sulla spesa tot 1,67%) Vini Birra Liquori, Champagne Acqua minerale Succhi di frutta, ecc…

12 BEVANDE – Zona Geografica Verifica delle ipotesi nulle H01 e H02 Media Valore Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F b1=b2=b3=b4=0 4 0.26312781 0.06578195 109.36 <.0001* b1=b2=b3=b4=b 3 0.00277156 0.00092385 1.54 0.2242** La spesa totale può essere utilizzata come covariata (H01respinta*) H02 accettata in quanto il test F non è significativo **

13 BEVANDE – Zona Geografica Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| CE 0.842302186 0.08073011 10.43 <.0001 NE 0.730707957 0.08436388 8.66 <.0001 NO 0.687550367 0.07848967 8.50 <.0001 SU 0.862163506 0.06404654 13.46 <.0001 quindi: le elasticità non sono significativamente differenti fra loro come è dimostrato dai valori stimati dei coefficienti di regressione*** si passa alla verifica di H03 retta unica o rette parallele?

14 BEVANDE – Zona Geografica Verifica ipotesi H03 e confronti fra coppie Media Valore Contrast DF Contrast quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a 3 0.00517799 0.00172600 2.74 0.0577* Accettiamo H03 perché il test F non è significativo abbiamo un'unica intercetta Unica Retta

15 BEVANDE – Zona Geografica Errore Parameter Stima** standard Valore t Pr > |t| CE-NE 0.08260416 0.07699491 1.07 0.2907 CE-NO -0.06426471 0.07347211 -0.87 0.3877 CE-SU -0.11463190 0.06862831 -1.67 0.1038 NE-NO -0.14686887 0.07595435 -1.93 0.0613 NE-SU -0.19723606 0.07253687 -2.72 0.0101** NO-SU -0.05036718 0.06845209 -0.74 0.4668 Inoltre il fatto che lintercetta sia unica è dimostrato anche dai confronti tra coppie (**) e dai valori stimati dei parametri (***) tutti molto vicini tra loro.

16 BEVANDE – Zona Geografica Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| regione_classe CE -.8077186126 0.58477366 -1.38 0.1760 regione_classe NE -.8903227722 0.59242695 -1.50 0.1419 regione_classe NO -.7434538996 0.58909834 -1.26 0.2153 regione_classe SU -.6930867149 0.57622742 -1.20 0.2371 Si può anche osservare che le due modalità più distanti sono NE e SU, anche se tale distanza risulta non statisticamente significativa.

17 BEVANDE – Zona Geografica

18 BEVANDE – Titolo di Studio Verifica delle ipotesi nulle H01 e H02 Media Valore Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F b1=b2=b3=b4=0 4 0.24535846 0.06133962 111.48 <.0001* b1=b2=b3=b4=b 3 0.00383110 0.00127703 2.32 0.0939** la spesa totale può essere utilizzata come covariata (H01 respinta*) H02 accettata in quanto il test F non è significativo **

19 BEVANDE – Titolo di Studio Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| AL 0.646290671 0.13802722 4.68 <.0001 BA 0.909235965 0.05862543 15.51 <.0001 MA 0.689443497 0.07711917 8.94 <.0001 MB 0.766601529 0.07533744 10.18 <.0001 quindi: le elasticità non sono significativamente differenti fra loro come è dimostrato dai valori stimati dei coefficienti di regressione*** si passa alla verifica di H03 retta unica o rette parallele?

20 BEVANDE – Titolo di Studio Verifica ipotesi H03 e confronti fra coppie Media Valore Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a 3 0.00658619 0.00219540 3.58 0.0233* Rifiutiamo H03 perché il test F è significativo. Quindi: abbiamo diverse intercette Rette parallele

21 BEVANDE – Titolo di Studio Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| AL-BA -0.27525797 0.10031194 -2.74 0.0095** AL-MA -0.14842834 0.09832786 -1.51 0.0691 AL-MB -0.27346282 0.09877270 -2.77 0.0089** BA-MA 0.12682963 0.06685942 1.90 0.0661 BA-MB 0.00179515 0.06403401 0.03 0.9778** MA-MB -0.12503448 0.06622836 -1.89 0.0673 Risultato: Dai valori stimati dei parametri (***) e dai confronti tra coppie (**) osserviamo che BA e MB sono praticamente coincidenti, mentre AL-BA e AL-MB sono le rette più distanziate tra loro.

22 BEVANDE – Titolo di Studio Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| titstud_classe AL -1.175143445 0.62922712 -1.87 0.0702 titstud_classe BA -0.899885477 0.59465232 -1.51 0.1392 titstud_classe MA -1.026715105 0.61779571 -1.66 0.1055 titstud_classe MB -0.901680626 0.61015881 -1.48 0.1484

23 BEVANDE – Titolo di Studio

24 BEVANDE – Posizione Professionale Verifica delle ipotesi nulle H01 e H02 Media Valore Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr>F b1=b2=b3=b4=b5=0 5 0.14292433 0.02858487 70.21 <.0001* b1=b2=b3=b4=b5=b 4 0.00079207 0.00019802 0.49 0.7456** la spesa totale può essere utilizzata come covariata (H01 rifiutata*) H02 accettata in quanto il test F non è significativo **

25 BEVANDE – Posizione Professionale Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| ALTRID 0.732847250 0.16575402 4.42 <.0001 AUTONO 0.623433419 0.06691258 9.32 <.0001 DIRIGE 0.609489144 0.11699601 5.21 <.0001 IMPIEG 0.672165287 0.06564381 10.24 <.0001 OPERAI 0.741887482 0.06988381 10.62 <.0001 quindi: le elasticità non sono significativamente differenti fra loro come è dimostrato dai valori stimati dei coefficienti di regressione*** si passa alla verifica di H03 retta unica o rette parallele?

26 BEVANDE – Posizione Professionale Verifica ipotesi H03 e confronti fra coppie Media Valore Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a4=a5=a 4 0.00534543 0.00133636 3.44 0.0156* Rifiutiamo H03 perché il test F è significativo*. Quindi: abbiamo diverse intercette Rette parallele

27 BEVANDE – Posizione Professionale Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| ALTRID-AUTONO 0.03755172 0.10360665 0.36 0.7188 ALTRID-DIRIGE 0.16589939 0.11536835 1.44 0.1575 ALTRID-IMPIEG 0.06325142 0.10188084 0.62 0.5379 ALTRID-OPERAI -0.08063680 0.10275647 -0.78 0.4368 AUTONO-DIRIGE 0.12834767 0.07431771 1.73 0.0912 AUTONO-IMPIEG 0.02569970 0.05230560 0.49 0.6256 AUTONO-OPERAI -0.11818852 0.05464734 -2.16 0.0360 DIRIGE-IMPIEG -0.10264797 0.07251668 -1.42 0.1640 DIRIGE-OPERAI -0.24653619 0.07489343 -3.29 0.0020** IMPIEG-OPERAI -0.14388823 0.05113597 -2.81 0.0073**

28 BEVANDE – Posizione Professionale Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| posprof_classe ALTRID 0.983434871 0.54311657 1.81 0.0770 posprof_classe AUTONO 0.945883154 0.54214758 1.74 0.0880 posprof_classe DIRIGE 0.817535483 0.55289008 1.48 0.1464 posprof_classe IMPIEG 0.920183450 0.53879030 1.71 0.0947 posprof_classe OPERAI 1.064071675 0.53315944 2.00 0.0522 Risultato: Dai valori stimati dei parametri (***) e dai confronti tra coppie (**) risulta che le rette maggiormente distanti sono OPERAI - DIRIGE e OPERAI - IMPIEGATI

29 BEVANDE – Posizione Professionale

30 Conclusioni Per tutte e tre le variabili categoriche considerate le elasticità al reddito sono uguali. Tuttavia: da zona a zona, anche il livello di consumo di bevande non varia (Retta Unica) mentre se consideriamo la variabile titolo di studio e posizione professionale il livello di consumo di bevande varia (Rette Parallele): In particolare coloro che sono in possesso di un titolo di studio alto e i dirigenti hanno un consumo di bevande inferiore rispetto a coloro che possiedono un titolo di studio basso e gli operai

31 GIOCHI (peso sulla spesa tot 1,01%) Giocattoli, giochi e video giochi Totocalcio, lotto e altri concorsi Biglietti per cinema, teatro, concerti Biglietti per musei, manifestazioni sportive e varie

32 GIOCHI – Zona Geografica Verifica delle ipotesi nulle H01 e H02 Media Valore Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F b1=b2=b3=b4=0 4 0.94940303 0.23735076 70.39 <.0001* b1=b2=b3=b4=b 3 0.00090389 0.00030130 0.09 0.9654** la spesa totale può essere utilizzata come covariata (H01 rifiutata*) H02 accettata in quanto il test F non è significativo**

33 GIOCHI – Zona Geografica quindi: le elasticità non sono significativamente differenti fra loro come è dimostrato dai valori stimati dei coefficienti di regressione*** si passa alla verifica di H03 retta unica o rette parallele? Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| CE 1.58573382 0.19114282 8.30 <.0001 NE 1.45984914 0.19974640 7.31 <.0001 NO 1.47238949 0.18583818 7.92 <.0001 SU 1.48986722 0.15164151 9.82 <.0001

34 GIOCHI – Zona Geografica Verifica ipotesi H03 e confronti fra coppie Media Valore Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a 3 0.01617620 0.00539207 1.73 0.1779* Accettiamo H03 perché il test F non è significativo. Quindi: abbiamo ununica intercetta Unica Retta

35 GIOCHI – Zona Geografica Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| CE-NE 0.20764518 0.17115358 1.21 0.2332 CE-NO 0.07381172 0.16332267 0.45 0.6541 CE-SU -0.14758296 0.15255529 -0.97 0.3400 NE-NO -0.13383346 0.16884050 -0.79 0.4333 NE-SU -0.35522814 0.16124371 -2.20 0.0343** NO-SU -0.22139468 0.15216356 -1.45 0.1546 Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| regione_classe CE -12.27373008 1.29990549 -9.44 <.0001 regione_classe NE -12.48137526 1.31691813 -9.48 <.0001 regione_classe NO -12.34754180 1.30951891 -9.43 <.0001 regione_classe SU -12.12614712 1.28090786 -9.47 <.0001 Dai valori stimati dei parametri (***) e dai confronti tra coppie (**) osserviamo che le due modalità più distanti sono NE e SU, anche se tale distanza risulta non statisticamente significativa.

36 GIOCHI – Zona Geografica

37 GIOCHI – Titolo di studio Verifica delle ipotesi nulle H01 e H02 Media Valore Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F b1=b2=b3=b4=0 4 0.72609998 0.18152500 101.25 <.0001* b1=b2=b3=b4=b 3 0.02537517 0.00845839 4.72 0.0080** la spesa totale può essere utilizzata come covariata (H01 rifiutata*) H02 rifiutata in quanto il test F è significativo ** Rette Libere

38 GIOCHI – Titolo di studio Questo risultato è evidenziato anche dai valori stimati dei coefficienti di regressione***. Effettuiamo comunque il test H03 sulle intercette Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| AL 1.00874838 0.24980754 4.04 0.0003 BA 1.65753106 0.10582515 15.66 <.0001 MA 1.11842202 0.13920831 8.03 <.0001 MB 1.20732198 0.13599210 8.88 <.0001

39 GIOCHI – Titolo di studio Verifica ipotesi H03 e confronti fra coppie Media Valore Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a 3 0.03218151 0.01072717 4.51 0.0091* Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| Titstud_classe AL -10.24001035 1.24090658 -8.25 <.0001 titstud_classe BA -10.42801882 1.17264748 -8.89 <.0001 titstud_classe MA -10.05176415 1.21828577 -8.25 <.0001 titstud_classe MB -10.00428589 1.20322590 -8.31 <.0001

40 GIOCHI – Titolo di Studio Test F significativo Rifiutiamo H03 Diverse intercette Risultato: le elasticità al reddito dei diversi gradi distruzione sono differenti così come le intercette; questo implica che, in base al titolo di studio, variano sia il livello di consumo di giochi che la quota di reddito destinata ad essa. In particolare BA ha unintercetta molto più piccola delle altre, mentre AL, MA e MB hanno intercette più vicine tra loro.

41 GIOCHI – Titolo di studio

42 GIOCHI – Posizione professionale Verifica delle ipotesi nulle H01 e H02 Media Valore Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F b1=b2=b3=b4=b5=0 5 0.36294687 0.07258937 66.70 <.0001* b1=b2=b3=b4=b5=b 4 0.00232328 0.00058082 0.53 0.7118** la spesa totale può essere utilizzata come covariata (H01 rifiutata*) H02 accettata in quanto il test F è non significativo **

43 GIOCHI – Posizione professionale quindi: le elasticità non sono significativamente differenti fra loro come è dimostrato dai valori stimati dei coefficienti di regressione*** si passa alla verifica di H03 retta unica o rette parallele? Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| ALTRID 1.051995466 0.28099695 3.74 0.0007 AUTONO 1.151635714 0.11062439 10.41 <.0001 DIRIGE 0.910141002 0.19357397 4.70 <.0001 IMPIEG 1.004610006 0.10798085 9.30 <.0001 OPERAI 1.156530756 0.11425198 10.12 <.0001

44 GIOCHI – Posizione professionale Verifica ipotesi H03 e confronti fra coppie Media Valore Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a4=a5=a 4 0.00746914 0.00186729 1.80 0.1480* Accettiamo H03 perché il test F non è significativo. Quindi: abbiamo un'unica retta

45 GIOCHI – Posizione professionale Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| ALTRID-AUTONO 0.09358342 0.16982202 0.55 0.5847 ALTRID-DIRIGE 0.18727168 0.18901115 0.99 0.3279 ALTRID-IMPIEG -0.06904704 0.16701095 -0.41 0.6816 ALTRID-OPERAI -0.04700194 0.16846676 -0.28 0.7817 AUTONO-DIRIGE 0.09368827 0.12157836 0.77 0.4456 AUTONO-IMPIEG -0.16263046 0.08553880 -1.90 0.0647 AUTONO-OPERAI -0.14058536 0.08938724 -1.57 0.1239 DIRIGE-IMPIEG -0.25631873 0.11865200 -2.16 0.0370** DIRIGE-OPERAI -0.23427362 0.12258118 -1.91 0.0634 IMPIEG-OPERAI 0.02204510 0.08359789 0.26 0.7934 Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| posprof_classe ALTRID -5.730124177 0.89509243 -6.40 <.0001 posprof_classe AUTONO -5.823707596 0.89302703 -6.52 <.0001 posprof_classe DIRIGE -5.917395861 0.91068666 -6.50 <.0001 posprof_classe IMPIEG -5.661077135 0.88740220 -6.38 <.0001 posprof_classe OPERAI -5.683122237 0.87800141 -6.47 <.0001

46 GIOCHI – Posizione professionale

47 Conclusioni Lelasticità del consumo di giochi al reddito per titolo di studio è diversa (Rette Libere). In particolare, per un grado distruzione basso lelasticità è maggiore rispetto a tutti gli altri titoli di studio; si nota infatti che questa pur partendo da un valore molto più basso, raggiunge e supera il livello di consumo degli altri titoli in corrispondenza del valore di circa 15,5 del log della spesamedia. Invece per le variabili categoriche zona geografica e posizione professionale, non variano né le elasticità al reddito né il livello di consumo di giochi (Rette Uniche)

48 OGGETTI (peso sulla spesa tot 1,47%) Tovaglioli, piatti, bicchieri di carta o plastica Carta per cucina, contenitori di alluminio Scope, guanti di gomma, fiammiferi Detersivi, cere per mobili, insetticidi Piccoli utensili e accessori

49 OGGETTI – Zona geografica Verifica delle ipotesi nulle H01 e H02 Media Valore Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F b1=b2=b3=b4=0 4 0.25629705 0.06407426 97.64 <.0001* b1=b2=b3=b4=b 3 0.00270260 0.00090087 1.37 0.2687** la spesa totale può essere utilizzata come covariata (H01 rifiutata*) H02 accettata in quanto il test F è non significativo **

50 OGGETTI – Zona geografica quindi: le elasticità non sono significativamente differenti fra loro come è dimostrato dai valori stimati dei coefficienti di regressione*** si passa alla verifica di H03 retta unica o rette parallele? Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| CE 0.861697177 0.08431823 10.22 <.0001 NE 0.843299504 0.08811351 7.30 <.0001 NO 0.844539860 0.08197822 10.30 <.0001 SU 0.792974305 0.06689314 11.26 <.0001

51 OGGETTI – Zona geografica Verifica ipotesi H03 e confronti fra coppie Media Valore Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a 3 0.03952352 0.01317451 19.46 <.0001* Rifiutiamo H03 perché il test F è significativo. Quindi: abbiamo diverse intercette Rette parallele

52 OGGETTI – Zona geografica Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| CE-NE 0.09832273 0.07987823 1.23 0.2266 CE-NO 0.09919319 0.07622351 1.30 0.2016 CE-SU -0.36096644 0.07119832 -5.07 <.0001** NE-NO 0.00087046 0.07879870 0.01 0.9912 NE-SU -0.45928916 0.07525324 -6.10 <.0001** NO-SU -0.46015963 0.07101550 -6.48 <.0001** Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| regione_classe CE -.8184642949 0.60667239 -1.35 0.1860 regione_classe NE -.9167870202 0.61461228 -1.49 0.1447 regione_classe NO -.9176574850 0.61115902 -1.50 0.1422 regione_classe SU -.4574978596 0.59780611 -0.77 0.4492

53 OGGETTI – Zona geografica Risultato: Dai valori stimati dei parametri (***) e dai confronti tra coppie (**) osserviamo che NO e NE sono praticamente coincidenti, mentre il SU si distanzia di molto da tutte le altre modalità.

54 OGGETTI – Zona geografica

55 OGGETTI – Titolo di studio Verifica delle ipotesi nulle H01 e H02 Media Valore Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F b1=b2=b3=b4=0 4 0.21417007 0.05354252 92.25 <.0001* b1=b2=b3=b4=b 3 0.00069665 0.00023222 0.40 0.7539** la spesa totale può essere utilizzata come covariata (H01 rifiutata*) H02 accettata in quanto il test F è non significativo **

56 OGGETTI – Titolo di studio quindi: le elasticità non sono significativamente differenti fra loro come è dimostrato dai valori stimati dei coefficienti di regressione*** si passa alla verifica di H03 retta unica o rette parallele? Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| AL 0.7151637083 0.14213438 5.03 <.0001 BA 0.7996352918 0.06021192 13.28 <.0001 MA 0.6998241283 0.07920612 8.84 <.0001 MB 0.7309940278 0.07737618 9.45 <.0001

57 OGGETTI – Titolo di studio Verifica ipotesi H03 e confronti fra coppie Media Valore Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a 3 0.00911043 0.00303681 5.52 0.0034* Rifiutiamo H03 perché il test F è significativo. Quindi: abbiamo diverse intercette Rette parallele

58 OGGETTI – Titolo di studio Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| AL-BA -0.32279115 0.09505770 -3.40 0.0018** AL-MA -0.11874337 0.09316862 -1.27 0.2111 AL-MB -0.23751429 0.09359306 -2.54 0.0159** BA-MA 0.20404778 0.06333858 3.22 0.0028** BA-MB 0.08527686 0.06066124 1.41 0.1689 MA-MB -0.11877092 0.06273946 -1.89 0.0669 Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| titstud_classe AL -.5631963637 0.59623379 -0.94 0.3515 titstud_classe BA -.2404052137 0.56343649 -0.43 0.6723 titstud_classe MA -.4444529985 0.58536488 -0.76 0.4529 titstud_classe MB -.3256820767 0.57812888 -0.56 0.5769

59 OGGETTI – Titolo di studio Risultato: Dai valori stimati dei parametri (***) e dai confronti tra coppie (**) osserviamo che più o meno tutte le modalità sono equidistanti tra loro.

60 OGGETTI – Titolo di studio

61 OGGETTI – Posizione Professionale Verifica delle ipotesi nulle H01 e H02 Media Valore Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F b1=b2=b3=b4=b5=0 5 0.14885531 0.02977106 60.11 <.0001* b1=b2=b3=b4=b5=b 4 0.00024233 0.00006058 0.12 0.9736** la spesa totale può essere utilizzata come covariata (H01 rifiutata*) H02 accettata in quanto il test F è non significativo **

62 OGGETTI – Posizione Professionale quindi: le elasticità non sono significativamente differenti fra loro come è dimostrato dai valori stimati dei coefficienti di regressione*** si passa alla verifica di H03 retta unica o rette parallele? Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| ALTRID 0.731840914 0.18281497 4.17 0.0002 AUTONO 0.685091595 0.07379985 8.88 <.0001 DIRIGE 0.673936632 0.12972640 5.20 <.0001 IMPIEG 0.712407314 0.07240049 9.84 <.0001 OPERAI 0.691911801 0.07707691 8.98 <.0001

63 OGGETTI – Posizione Professionale Verifica ipotesi H03 e confronti fra coppie Media Valore Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a4=a5=a 4 0.00706158 0.00176540 3.88 0.0089* Rifiutiamo H03 perché il test F è significativo. Quindi: abbiamo diverse intercette Rette parallele

64 OGGETTI – Posizione Professionale Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| ALTRID-AUTONO 0.09580389 0.11215677 0.85 0.3977 ALTRID-DIRIGE 0.25150299 0.12491237 2.01 0.0504 ALTRID-IMPIEG 0.14359406 0.11028839 1.30 0.1999 ALTRID-OPERAI -0.02264130 0.11123627 -0.20 0.8397** AUTONO-DIRIGE 0.15569910 0.08048104 1.93 0.0596 AUTONO-IMPIEG 0.04779017 0.05662211 0.84 0.4033** AUTONO-OPERAI -0.11844519 0.05915779 -2.00 0.0516 DIRIGE-IMPIEG -0.10790893 0.07853516 -1.37 0.1766 DIRIGE-OPERAI -0.27414430 0.08111291 -3.38 0.0016** IMPIEG-OPERAI -0.16623536 0.05535621 -3.00 0.0044 Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| posprof_classe ALTRID 0.6586140514 0.58822240 1.12 0.2691 posprof_classe AUTONO 0.5628101633 0.58718057 0.96 0.3432 posprof_classe DIRIGE 0.4071110586 0.59887652 0.68 0.5003 posprof_classe IMPIEG 0.5150199924 0.58354473 0.88 0.3824 posprof_classe OPERAI 0.6812553555 0.57744594 1.18 0.2446

65 OGGETTI – Posizione Professionale Risultato: Da questi valori e dal grafico sottostante, possiamo dedurre che OPERAI e DIRIGE sono le modalità più distanti, mentre OPERAI e ALTRID sono praticamente coincidenti, così come AUTONO e IMPIEG.

66 OGGETTI – Posizione Professionale

67 Conclusioni Per le tre variabili categoriche considerate, le elasticità al reddito sono uguali; si differenziano soltanto i livelli di consumo di oggetti per la casa. In particolare: i residenti al Sud, coloro che detengono un titolo di studio più basso e gli operai, consumano più oggetti per la casa rispetto ai residenti al Nord, a coloro che detengono un titolo di studio alto e ai dirigenti.

68 PASTI FUORI CASA (peso sulla spesa tot 2,95%) Bar, pasticcerie, chioschi Ristoranti, trattorie, tavole calde Mense aziendali, scolastiche

69 PASTI FUORI – Zona Geografica Verifica delle ipotesi nulle H01 e H02 Media Valore Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F b1=b2=b3=b4=0 4 0.71414474 0.17853618 94.02 <.0001* b1=b2=b3=b4=b 3 0.00795914 0.00265305 1.40 0.2616** La spesa totale può essere utilizzata come covariata (H01 rifiutata*) H02 accettata in quanto il test F è non significativo **

70 PASTI FUORI – Zona Geografica Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| CE 1.402848274 0.14343521 9.78 <.0001 NE 1.051287544 0.14989141 7.01 <.0001 NO 1.245688876 0.13945456 8.93 <.0001 SU 1.400368862 0.11379308 12.31 <.0001 quindi: le elasticità non sono significativamente differenti fra loro come è dimostrato dai valori stimati dei coefficienti di regressione*** si passa alla verifica di H03 retta unica o rette parallele?

71 PASTI FUORI – Zona Geografica Verifica ipotesi H03 e confronti fra coppie Media Valore Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a 3 0.01972077 0.00657359 3.35 0.0299* Rifiutiamo H03 perché il test F è significativo. Quindi: abbiamo diverse intercette Rette parallele

72 PASTI FUORI– Zona Geografica Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| CE-NE -0.15845065 0.13601924 -1.16 0.2519 CE-NO -0.07952161 0.12979586 -0.61 0.5441 CE-SU 0.21032187 0.12123880 1.73 0.0116** NE-NO 0.07892904 0.13418099 0.59 0.5602 NE-SU 0.36877252 0.12814366 2.88 0.0068** NO-SU 0.28984348 0.12092749 2.40 0.0220** Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| regione_classe CE -8.052069964 1.03306141 -7.79 <.0001 regione_classe NE -7.893619312 1.04658170 -7.54 <.0001 regione_classe NO -7.972548351 1.04070138 -7.66 <.0001 regione_classe SU -8.262391833 1.01796361 -8.12 <.0001

73 PASTI FUORI – Zona Geografica Risultato: Dai valori stimati dei parametri (***) e dai confronti tra coppie (**) osserviamo che SU si distanzia da tutti gli altri, in particolare dal NE, mentre le altre zone geografiche hanno intercette tutte molto vicine tra loro.

74 PASTI FUORI – Zona Geografica

75 PASTI FUORI – Titolo di Studio Verifica delle ipotesi nulle H01 e H02 Media Valore Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F b1=b2=b3=b4=0 4 0.61234165 0.15308541 107.73 <.0001* b1=b2=b3=b4=b 3 0.03894371 0.01298124 9.14 0.0002** La spesa totale può essere utilizzata come covariata (H01 rifiutata*) H02 rifiutata in quanto il test F è significativo **

76 PASTI FUORI – Titolo di Studio Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| AL 0.68468992 0.22239936 3.08 0.0043 BA 1.57866944 0.09421431 16.76 <.0001 MA 0.90010281 0.12393477 7.26 <.0001 MB 1.13525894 0.12107143 9.38 <.0001 quindi: le elasticità sono significativamente differenti fra loro come è dimostrato dai valori stimati dei coefficienti di regressione*** rette libere effettuiamo comunque il test sulle intercette

77 PASTI FUORI – Titolo di Studio Verifica ipotesi H03 e confronti fra coppie Media Valore Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a 3 0.07056296 0.02352099 9.64 <.0001* Rifiutiamo H03 perché il test F è significativo. Quindi: abbiamo diverse intercette Rette libere

78 PASTI FUORI – Titolo di Studio Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| AL-BA 0.66757814 0.20031742 3.33 0.0021 AL-MA 0.02624191 0.19633651 0.13 0.8945 AL-MB 0.14238530 0.19723095 0.72 0.4753 BA-MA -0.64133623 0.13347495 -4.80 <.0001 BA-MB -0.52519284 0.12783291 -4.11 0.0002 MA-MB 0.11614339 0.13221241 0.88 0.3859 Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| titstud_classe AL -6.871061069 1.25645808 -5.47 <.0001 titstud_classe BA -7.538639206 1.18734353 -6.35 <.0001 titstud_classe MA -6.897302976 1.23355377 -5.59 <.0001 titstud_classe MB -7.013446364 1.21830517 -5.76 <.0001

79 PASTI FUORI – Titolo di Studio Risultato: le elasticità al reddito dei diversi gradi distruzione sono differenti così come le intercette; questo implica che, in base al titolo di studio, variano sia il livello di consumo di pasti fuori casa che la quota di reddito destinata ad essa. In particolare BA ha unintercetta molto più piccola delle altre, mentre AL, MA e MB hanno intercette più vicine tra loro.

80 PASTI FUORI – Titolo di Studio

81 PASTI FUORI – Posizione Professionale Verifica delle ipotesi nulle H01 e H02 Media Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F b1=b2=b3=b4=b5=0 5 0.24886817 0.04977363 69.71 <.0001* b1=b2=b3=b4=b5=b 4 0.00365843 0.00091461 1.28 0.2936** la spesa totale può essere utilizzata come covariata (H01 rifiutata*) H02 accettata in quanto il test F è non significativo **

82 PASTI FUORI – Posizione Professionale Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| ALTRID 0.979339828 0.21950641 4.46 <.0001 AUTONO 0.972643077 0.08861167 10.98 <.0001 DIRIGE 0.681887994 0.15493666 4.40 <.0001 IMPIEG 0.778379235 0.08693145 8.95 <.0001 OPERAI 0.964501682 0.09254644 10.42 <.0001 quindi: le elasticità non sono significativamente differenti fra loro come è dimostrato dai valori stimati dei coefficienti di regressione*** si passa alla verifica di H03 retta unica o rette parallele?

83 PASTI FUORI – Posizione Professionale Verifica ipotesi H03 e confronti fra coppie Media Contrast DF Contrast SS quadratica F Pr > F a1=a2=a3=a4=a4=a5=a 4 0.00904025 0.00226006 3.09 0.0252* Rifiutiamo H03 perché il test F è significativo. Quindi: abbiamo diverse intercette Rette parallele

84 PASTI FUORI– Posizione Professionale Errore Parameter Stima standard Valore t Pr > |t| ALTRID-AUTONO -0.21811561 0.14230846 -1.53 0.1325 ALTRID-DIRIGE -0.31061043 0.15846369 -1.96 0.0015** AITRID-IMPIEG -0.27780613 0.13993798 -1.99 0.0534 ALTRID-OPERAI -0.07427909 0.14114070 -0.53 0.6013** AUTONO-DIRIGE -0.09249482 0.10207877 -0.91 0.3698 AUTONO-IMPIEG -0.05969053 0.07184413 -0.83 0.4106 AUTONO-OPERAI 0.14383652 0.07506062 1.92 0.0618 DIRIGE-IMPIEG 0.03280430 0.09960497 0.33 0.7435** DIRIGE-OPERAI 0.23633134 0.10286955 2.30 0.0964 IMPIEG-OPERAI 0.20352704 0.07023758 2.90 0.0058 Errore Parameter Stima*** standard Valore t Pr > |t| posprof_classe ALTRID -1.768178488 0.74599539 -2.37 0.0222 posprof_classe AUTONO -1.550062882 0.74466443 -2.08 0.0432 posprof_classe DIRIGE -1.457568061 0.75941976 -1.92 0.0614 posprof_classe IMPIEG -1.490372356 0.74005306 -2.01 0.0502 posprof_classe OPERAI -1.693899397 0.73231882 -2.31 0.0255

85 PASTI FUORI – Posizione Professionale Risultato: Dai valori stimati dei parametri (***) e dal confronto tra coppie (**) possiamo dedurre che ALTRID e DIRIGE hanno le intercette con valori più distanti, mentre DIRIGE e IMPIEG o OPERAI e ALTRID hanno intercette molto vicine tra loro.

86 PASTI FUORI – Posizione Professionale

87 Conclusioni Lelasticità del consumo di pasti fuori casa al reddito per titolo di studio è diversa (Rette Libere). In particolare, per un grado distruzione basso lelasticità è maggiore rispetto a tutti gli altri titoli di studio; si nota infatti che questa pur partendo da un valore più basso, raggiunge e supera il livello di consumo degli altri titoli in corrispondenza del valore di circa 15,9 del log della spesamedia. Invece per le variabili categoriche zona geografica e posizione professionale, varia solo il livello di consumo di pasti fuori (Parallele)