零售商品的物價(jià)指數(shù)與價(jià)格的關(guān)系分析

1、信計(jì)專(zhuān)業(yè)實(shí)驗(yàn)報(bào)告Eviews軟件及其應(yīng)用題目：我國(guó)商品零售物價(jià)指數(shù)與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的關(guān)系分析學(xué) 院專(zhuān) 業(yè)學(xué) 號(hào)學(xué)生姓名日 期成 績(jī)一 實(shí)驗(yàn)內(nèi)容我國(guó)商品零售物價(jià)指數(shù)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的關(guān)系分析obs居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（上年=100）（y）商品零售物價(jià)指數(shù)（x）obsyx1951年112.5112.21983年102101.51952年102.799.61984年102.7102.81953年105.1103.41985年109.3108.81954年101.4102.31986年106.51061955年100.31011987年107.3107.31956年99.91001988年118.81

2、18.51957年102.7101.51989年118117.81958年98.9100.21990年103.1102.11959年100.3100.91991年103.4102.91960年102.5103.11992年106.4105.41961年116.1116.21993年114.7113.21962年103.8103.81994年124.1121.71963年94.194.11995年117.1114.81964年96.396.31996年108.3106.11965年98.897.31997年102.8100.81966年98.899.71998年99.297.41967年99.4

3、99.31999年98.6971968年100.1100.12000年100.498.51969年102.798.92001年100.799.21970年10099.82002年99.298.71971年101.399.32003年101.299.91972年100.299.82004年103.9102.81973年100.1100.62005年101.8100.81974年100.7100.52006年101.51011975年102.2100.22007年104.8103.81976年102.1100.32008年105.9105.91977年102.71022009年99.398.819

4、78年100.7100.72010年103.3103.11979年101.91022011年105.4104.91980年107.51062012年102.6 98.31981年102.5102.42013年103.0 101.51982年102101.9二 實(shí)驗(yàn)?zāi)繕?biāo)（1）會(huì)用統(tǒng)計(jì)年鑒搜集數(shù)據(jù)；（2）熟練掌握EViews的基本操作；（3）學(xué)會(huì)用搜集到的數(shù)據(jù)建立合適的數(shù)學(xué)模型，并能根據(jù)運(yùn)行結(jié)果對(duì)模型和各種檢驗(yàn)進(jìn)行自主分析；（4）通過(guò)分析數(shù)據(jù)，得到商品零售物價(jià)指數(shù)與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的關(guān)系及影響。三 實(shí)驗(yàn)過(guò)程先上網(wǎng)查找1951-2013年我國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與商品零售物價(jià)指數(shù)，并弄清楚我國(guó)居民消費(fèi)價(jià)

5、格指數(shù)與商品零售物價(jià)指數(shù)的經(jīng)濟(jì)背景。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)指在反應(yīng)一定時(shí)期內(nèi)居民所消費(fèi)商品及服務(wù)項(xiàng)目的價(jià)格水平變動(dòng)趨勢(shì)和變動(dòng)程度。居民消費(fèi)價(jià)格水平的變動(dòng)率在一定程度上反映了通貨膨脹（或緊縮）的程度。通俗的講，CPI就是市場(chǎng)上的貨物價(jià)格增長(zhǎng)百分比。商品零售物價(jià)指數(shù)是指反映一定時(shí)期內(nèi)商品零售價(jià)格變動(dòng)趨勢(shì)與變動(dòng)程度的相對(duì)數(shù)。觀(guān)察表中的數(shù)據(jù)，以商品零售物價(jià)指數(shù)為自變量x，以居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)為因變量y，畫(huà)出散點(diǎn)圖如下：所以建立一元線(xiàn)性回歸模型。(1) 模型設(shè)定建立一元線(xiàn)性回歸模型為： (2) 參數(shù)估計(jì)估計(jì)參數(shù)，回歸結(jié)果如下：模型估計(jì)的結(jié)果為： (2.620126) (0.025411) t=(0.337173

6、) (39.31247) =0.962029 =0.961406 F=1545.470 DW=1.435360(3) 模型檢驗(yàn)1. 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn) 由回歸結(jié)果知：在其他解釋變量不變的情況下，當(dāng)商品物價(jià)指數(shù)上升1%時(shí)，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)以0.998958%的比例增長(zhǎng)，符合實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)。2. 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)（1） 擬合優(yōu)度：從回歸估計(jì)的結(jié)果看，模型擬合較好?？蓻Q系數(shù)=0.962029，修正的可決系數(shù)為=0.961406，表明我國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)變化的96.20%可由商品零售物價(jià)指數(shù)的變化來(lái)解釋。（2） t檢驗(yàn):分別針對(duì)，給定顯著性水平，查t分布表得自由度n-k=61臨界值=2.000，由回歸結(jié)果知，t

7、檢驗(yàn)值大于臨界值，表明通過(guò)了t檢驗(yàn)，即在其他解釋變量不變的情況下，解釋變量“商品零售物價(jià)指數(shù)”對(duì)被解釋變量“居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)”有顯著的影響。 （3） F檢驗(yàn)：對(duì)，在顯著性水平，=4.00，由表知F=1545.470，因?yàn)镕=1545.470>=4.00,所以拒絕原假設(shè)，說(shuō)明回歸方程顯著，即商品零售物價(jià)指數(shù)對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)有顯著影響。（4）自相關(guān)性的檢驗(yàn)：Dw=1.435<=1.56，所以該模型存在一階正自相關(guān)。進(jìn)行序列相關(guān)性檢驗(yàn)，作殘差項(xiàng)圖：殘差項(xiàng)有規(guī)律的波動(dòng)，可能存在自相關(guān)與的關(guān)系圖偏自相關(guān)性檢驗(yàn)：圖中第一期偏相關(guān)系數(shù)直方塊超過(guò)了虛線(xiàn)，所以該模型存在一階自相關(guān)性。GB檢驗(yàn)一

8、階輔助回歸表達(dá)式為： （-0.024138） （0.025437） （2.245388） 由表知：LM=，該值大于顯著性水平為5%，自由度為1的分布的臨界值，所以相關(guān)性顯著，存在一階自相關(guān)。二階輔助回歸表達(dá)式為： （-0.113795） （0.118246） （1.928184） （0.853843） 由表知：LM=，該值小于顯著性水平為5%，自由度為2的分布的臨界值，所以相關(guān)性不顯著，干擾項(xiàng)不存在二階自相關(guān)。（5）自相關(guān)處理：應(yīng)用廣義最小二乘法估計(jì)模型，加入AR項(xiàng)得：則回歸模型表達(dá)式為y=2.008164+0.988161x+0.289695AR(1) t=(0.661517) (33.51

9、311) (2.318635) =0.962507 DW=1.947650 F=783.9827因?yàn)?lt;DW=1.947650<4-=2.42,所以無(wú)自相關(guān)。進(jìn)行序列相關(guān)性檢驗(yàn)，作殘差項(xiàng)圖：偏自相關(guān)檢驗(yàn)圖中偏相關(guān)系數(shù)方塊都沒(méi)有超過(guò)虛線(xiàn)，所以該模型不存在自相關(guān)性。GB檢驗(yàn)一階輔助回歸表達(dá)式為： （-0.043819） （0.046629） （0.426951） （-0.442988）由表知：，該值小于顯著性水平為5%，自由度為1的分布，表明此時(shí)在顯著性水平為5%時(shí)，序列相關(guān)性不顯著，干擾項(xiàng)不存在自相關(guān)，所以修改過(guò)的模型成立。（6） 異方差的檢驗(yàn)：進(jìn)行White異方差檢驗(yàn)：觀(guān)察相伴概率，

10、大于0.05，所以不存在異方差性。(4) 結(jié)果分析由上面的過(guò)程可看出：新建立的模型通過(guò)了檢驗(yàn)，擬合優(yōu)度也比較高。所以最終模型回歸結(jié)果為： 則回歸模型表達(dá)式為y=2.008164+0.988161x+0.289695AR(1) t=(0.661517) (33.51311) (2.318635) =0.962507 DW=1.947650 F=783.9827表示商品零售物價(jià)指數(shù)相對(duì)增加1%時(shí)，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)相對(duì)增加0.988161%；四 實(shí)驗(yàn)總結(jié)（收獲及存在的不足）總結(jié)：對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)作回歸，即使兩個(gè)變量間沒(méi)有任何實(shí)際聯(lián)系，也會(huì)得到較高的可決系數(shù)，會(huì)存在偽回歸現(xiàn)象。在本次實(shí)驗(yàn)中，零售物價(jià)的調(diào)整變動(dòng)直接影響到居民的生活支出和國(guó)家的財(cái)政收入，影響居民購(gòu)