社會(huì)消費(fèi)品零售總額影響因素分析

1、社會(huì)消費(fèi)品零售總額影響因素分析 摘要：本文旨在對(duì)1989-2005年我國(guó)人口總數(shù)，商品零售價(jià)格指數(shù)，職工工資對(duì)我國(guó)社會(huì)消費(fèi)品零售額變動(dòng)的影響進(jìn)行實(shí)證分析。首先針對(duì)這種經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象建立了理論模型。然后，收集了相關(guān)的數(shù)據(jù)，進(jìn)而利用EVIEWS軟件對(duì)計(jì)量模型進(jìn)行了參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)，并加以修正。最后，對(duì)所得的分析結(jié)果作了經(jīng)濟(jì)意義的分析，得出結(jié)論，并相應(yīng)提出一些政策建議。關(guān)鍵詞：社會(huì)消費(fèi)品零售總額 多因素分析 模型 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué) 檢驗(yàn)一引言2006 年是我國(guó)實(shí)施“十一五”規(guī)劃的第一年?？傮w看，消費(fèi)品市場(chǎng)發(fā)展面臨較為有利的環(huán)境和條件。一是2006 年繼續(xù)實(shí)施穩(wěn)健的宏觀經(jīng)濟(jì)政策，人民幣匯率保持基本穩(wěn)定，國(guó)民經(jīng)濟(jì)將保

2、持平穩(wěn)較快的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)在需求仍然較強(qiáng)，為消費(fèi)品市場(chǎng)的穩(wěn)定增長(zhǎng)奠定了良好基礎(chǔ)；二是國(guó)家進(jìn)一步重視擴(kuò)大消費(fèi)的作用。把增加居民消費(fèi)特別是農(nóng)民消費(fèi)作為擴(kuò)大消費(fèi)需求的重點(diǎn)，不斷拓寬消費(fèi)領(lǐng)域和改善消費(fèi)環(huán)境,經(jīng)濟(jì)工作的重點(diǎn)將突出進(jìn)一步擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民消費(fèi)；三是居民收入水平將隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而穩(wěn)步提高，特別是中央確定要扎實(shí)推進(jìn)社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)，農(nóng)民收入有望保持快速增長(zhǎng)。提高最低生活保障、嚴(yán)格執(zhí)行企業(yè)最低工資制度、失業(yè)人員補(bǔ)貼、提高個(gè)人所得稅起征點(diǎn)、增加公務(wù)員工資、全面取消農(nóng)業(yè)稅、增加農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼、增加義務(wù)教育投入等政策措施，將促進(jìn)城鄉(xiāng)居民增加收入，改善消費(fèi)預(yù)期，提高消費(fèi)能力；四是國(guó)家進(jìn)一步重視流通對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展

3、的推動(dòng)作用，促進(jìn)流通業(yè)改革和發(fā)展的一系列政策措施的積極作用將逐步顯現(xiàn)，為完善消費(fèi)設(shè)施、改善消費(fèi)環(huán)境、拓寬消費(fèi)領(lǐng)域、開(kāi)拓農(nóng)村市場(chǎng)創(chuàng)造了有利條件；五是隨著國(guó)家對(duì)市場(chǎng)秩序整頓和監(jiān)管力度的加大，商品質(zhì)量特別是食品安全狀況有所好轉(zhuǎn)，有利于居民消費(fèi)信心的提升；六是世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍處于平穩(wěn)增長(zhǎng)周期，國(guó)際市場(chǎng)需求旺盛，據(jù)國(guó)際貨幣基金組織預(yù)測(cè)，2006 年世界經(jīng)濟(jì)將保持4.3%的快速增長(zhǎng)，世界貿(mào)易也將增長(zhǎng)7.3%；跨國(guó)投資開(kāi)始回升；原油等原材料價(jià)格將呈穩(wěn)中下降趨勢(shì)，有利于國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的平衡。社會(huì)消費(fèi)品零售總額指各種經(jīng)濟(jì)類型的批發(fā)零售貿(mào)易業(yè)、餐飲業(yè)、制造業(yè)和其他行業(yè)對(duì)城鄉(xiāng)居民和社會(huì)集團(tuán)的消費(fèi)品零售額和農(nóng)民對(duì)非農(nóng)業(yè)居民零

4、售額的總和。這個(gè)指標(biāo)反映通過(guò)各種商品流通渠道向居民和社會(huì)集團(tuán)供應(yīng)生活消費(fèi)品來(lái)滿足他們生活需要的情況，是研究人民 生活、社會(huì)消費(fèi)品購(gòu)買力、貨幣流通等問(wèn)題的重要指標(biāo)。包括售給城鄉(xiāng)居民用于生活消費(fèi)的商品(不包括住房)和售給機(jī)關(guān)、團(tuán)體、部隊(duì)、學(xué)校、企業(yè)、事業(yè)單位和城市街道居民委員會(huì)、農(nóng)村村民委員會(huì)用公款購(gòu)買的用作非生產(chǎn)、非經(jīng)營(yíng)使用的消費(fèi)品。社會(huì)消費(fèi)品零售總額”是一項(xiàng)重要、敏感的政府統(tǒng)計(jì)。定期發(fā)布的消費(fèi)品零售統(tǒng)計(jì)資料，常常引起國(guó)內(nèi)外的強(qiáng)烈關(guān)注，間或還會(huì)引發(fā)一些疑義和爭(zhēng)議。為了有利于把問(wèn)題搞清楚，需要對(duì)“社會(huì)消費(fèi)品零售總額”從多方面逐一進(jìn)行剖析，找出影響其增長(zhǎng)變化的各種因素，然后再加以判斷。二 變量的選取

5、及分析1人口數(shù)量。我國(guó)是一個(gè)人口大國(guó)。八十年代末期以來(lái)，我國(guó)的人口自然增長(zhǎng)率雖然逐年遞減，但平均每年仍有1000多萬(wàn)人出生。這些新生人口要吃、要穿、要用，這就必然要與零售市場(chǎng)發(fā)生關(guān)系。人口越多，消費(fèi)支出也越多，預(yù)計(jì)應(yīng)該為正相關(guān)的關(guān)系。 2商品零售價(jià)格指數(shù)。借此來(lái)說(shuō)明價(jià)格變動(dòng)對(duì)消費(fèi)的影響，價(jià)格水平越高，相應(yīng)的消費(fèi)支出就會(huì)減少，它們應(yīng)該是負(fù)相關(guān)的關(guān)系。這里均以上一年為基期。這一列數(shù)據(jù)基本上也是穩(wěn)步上升的。3職工工資總額。隨著人們收入水平的提高，人們購(gòu)買商品的數(shù)量和種類逐年發(fā)生變化。從過(guò)去的只購(gòu)買耐用品到今日各種種類和款式的商品以及一些高檔奢侈品，同時(shí)，收入的變化也使得消費(fèi)者使用在其他領(lǐng)域的消費(fèi)增多

6、，必然會(huì)對(duì)商品零售市場(chǎng)產(chǎn)生影響。它們應(yīng)該也是呈正相關(guān)的關(guān)系。Y-社會(huì)消費(fèi)品零售總額（億元）X1-人口數(shù)量（萬(wàn)人）X2-商品零售價(jià)格指數(shù)（） X3-職工工資（億元）三 數(shù)據(jù)及處理 19892005社會(huì)消費(fèi)品零售總額及其相關(guān)影響因素統(tǒng)計(jì)表 時(shí)間 社會(huì)消費(fèi)品 人口數(shù) 價(jià)格指 職工工 零售總額Y 量X1 數(shù)X2 資X319898101.4112704117.82618.519908300.1114333102.12951.119919415.6115823102.93323.9199210993.7117171105.43939.2199314270.4118517113.24916.21994186

7、22.9119850121.76656.4199523613.8121121114.88100199628360.2122389106.19080199731252.9123626100.89405.3199833378.112476197.49296.5199935647.9125786979875.5200039105.712674398.510656.2200143055.412762799.211830.9200248135.912845398.713161.1200352516.312922799.914743.5200459501129988102.816900.220056717

8、6.6130756100.819789.9數(shù)據(jù)來(lái)源：中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局 在Eviews中輸入數(shù)據(jù)，觀察Y與各解釋變量X1,X2,X3之間的散點(diǎn)圖，明顯存在較強(qiáng)的線性關(guān)系。故我們選擇建立線性模型。建立模型：Y=0+1X1+2X2+3X3 模型的參數(shù)估計(jì)、檢驗(yàn)及修正1 模型的參數(shù)估計(jì)。利用Eviews軟件，輸入數(shù)據(jù)，對(duì)模型進(jìn)行OLS回歸，得到結(jié)果：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/08/07 Time: 21:24Sample: 1989 2005Included observations: 17VariableCoeffi

9、cientStd. Errort-StatisticProb.  C-26784.3433851.96-0.7912200.4430X10.3666440.2622531.3980540.1855X2-157.231967.20144-2.3397110.0359X33.1838300.27828211.441020.0000R-squared0.994229    Mean dependent var31261.64Adjusted R-squared0.992897    S.D. depe

10、ndent var18566.10S.E. of regression1564.696    Akaike info criterion17.75109Sum squared resid31827544    Schwarz criterion17.94714Log likelihood-146.8843    F-statistic746.5639Durbin-Watson stat0.846162    Prob(F-statist

11、ic)0.000000 Y=-26784.34+0.366644X1-157.2319X2+3.183830X2t=(-0.791220) (1.398054) (-2.339711) (11.44102) R²=0.994229 R²=0.992897 F=746.5639可見(jiàn)，模型擬合得較好，可決系數(shù)較高，表明模型中解釋變量對(duì)被解釋變量的解釋程度較高。只有X1的t統(tǒng)計(jì)值不顯著，其余兩個(gè)解釋變量都通過(guò)F檢驗(yàn)和T檢驗(yàn)。故我們需對(duì)上述模型進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法檢驗(yàn)，并且進(jìn)行修正。2 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)(1) 多重共線性檢驗(yàn)利用Eviews軟件，得相關(guān)系數(shù)矩陣表： X1X2X3X1&#

12、160;1.000000-0.584892 0.954544X2-0.584892 1.000000-0.479630X3 0.954544-0.479630 1.000000從系數(shù)矩陣可以看出，解釋變量X1與X3相關(guān)系數(shù)較高，表明可能存在多重共線性。（2）修正多重共線性1) 利用OLS方法分別求Y對(duì)各解釋變量X1,X2,X3進(jìn)行一元回歸，回歸結(jié)果為： 選取X3作為回歸模型的第一個(gè)解釋變量，形成一元回歸模型。2） 逐步回歸。將剩余變量X1,X2分別加入模型，得到回歸結(jié)果：加入變量X2的二元回歸方程R²最大，并且各參數(shù)的t檢驗(yàn)顯著，加入X1后R&

13、#178;值有所下降，并且t檢驗(yàn)值不顯著，表明變量對(duì)模型的解釋能力不強(qiáng)，因此選擇保留X2,剔除X1.相應(yīng)的回歸結(jié)果為：Yi=19635.79-202.8748X2+3.552267X3 t=(2.880917) (-3.341833) (38.45188)R²=0.993361 R²=0.992413 F=1047.451 DW=1.003252 由綜合判斷法知，上述回歸結(jié)果基本上消除了多重共線性，并且，在其他因素不變的情況下，價(jià)格指數(shù)X2每增加1，職工工資總額X3每上升1億元，社會(huì)商品零售總額Y將分別減少202.87億元，增加3.55億元。（3）異方差檢驗(yàn)1）圖形法檢驗(yàn)。

14、繪制e²t對(duì)Xt的散點(diǎn)圖： 由圖可以看出，殘差平方對(duì)解釋變量的散點(diǎn)圖主要分布在圖形的下三角部分，并且殘差平方隨Xi的變動(dòng)有逐漸增大的趨勢(shì)，因此模型可能存在異方差。通過(guò)進(jìn)一步檢驗(yàn)看是否存在。2）White檢驗(yàn) 從表中可以看出，nR2=8.915963,由White檢驗(yàn)可知道，在0.05下，查2分布表，得臨界值20.05(5)=11.0705,因?yàn)閚R2<20.05(5)，所以接受原假設(shè)，即模型不存在異方差。不用進(jìn)行修正。（4）自相關(guān)檢驗(yàn)用普通最小二乘法得到的估計(jì)模型為：Yi=19635.79-202.8748X2+3.552267X3 t=(2.880917) (-3.34183

15、3) (38.45188)R²=0.993361 R²=0.992413 F=1047.451 df=14 DW=1.003252 該回歸方程可決系數(shù)較高，回歸系數(shù)均顯著。對(duì)樣本量為17，兩個(gè)解釋變量的模型，5顯著水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，dL=1.015, dU=1.536.模型中DW<dL,顯然模型存在自相關(guān)。殘差圖為： 如圖所示，殘差的變動(dòng)隨t的變化不斷的改變著符號(hào)，表明隨機(jī)誤差項(xiàng)存在負(fù)自相關(guān)，模型中的t統(tǒng)計(jì)量和F統(tǒng)計(jì)量的結(jié)論不可信，需要采取補(bǔ)救措施。 （5）自相關(guān)修正 用科克倫奧克特迭代法解決自相關(guān)問(wèn)題：1） 由模型得到殘差序列et,并對(duì)et進(jìn)行滯后一期的自回歸

16、，得到回歸方程：et=0.350065et-12） 由方程可知0.350065，對(duì)模型進(jìn)行廣義差分，得到廣義差分方程：Yt-0.350065Yt-1=1(1-0.350065)+2(X2t-0.350065X2t-1)+3(X3t-0.350065X3t-1)+ut-0.350065ut-13）對(duì)廣義差分方程進(jìn)行回歸，得結(jié)果： Dependent Variable: Y-0.350065*Y(-1)Method: Least SquaresDate: 12/09/07 Time: 18:29Sample (adjusted): 1990 2005Included observations: 1

17、6 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C11534.024408.7552.6161620.0213X2-0.350065*X2(-1)-192.057062.34481-3.0805620.0088X3-0.350065*X3(-1)3.5913320.10385934.578780.0000R-squared0.990295    Mean dependent var22551.34Adjusted R-squared0.988802&#

18、160;   S.D. dependent var12362.55S.E. of regression1308.215    Akaike info criterion17.35808Sum squared resid22248543    Schwarz criterion17.50294Log likelihood-135.8646    F-statistic663.2598Durbin-Watson stat1.954995 &

19、#160;  Prob(F-statistic)0.000000由回歸結(jié)果可得新的回歸方程為：Y*+3.591332X3*t=(2.616162) (-3.080562) (34.57878) R2=0.990295 R2=0.988802 F=663.2598 df=13 DW=1.954995 其中，Y*Yt-0.350065Yt-1，X2*X2t-0.350065X2t-1，X3*X3t-0.350065X3t-1對(duì)樣本量為16，兩個(gè)解釋變量的模型，5顯著水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，dL=0.982, dU=1.539.模型中DW>dL,說(shuō)明廣義差分模型已無(wú)自相關(guān)，

20、不必再進(jìn)行迭帶，同時(shí)可見(jiàn)，可決系數(shù)R2，,t,F統(tǒng)計(jì)量也均達(dá)到理想水平。所以，最終的社會(huì)商品零售總額的模型為：Y*+3.591332X3*Y*Yt-0.350065Yt-1，X2*X2t-0.350065X2t-1，X3*X3t-0.350065X3t-1 （6）平穩(wěn)性檢驗(yàn) 1）對(duì)Y*序列。原始數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，得結(jié)果為： 由結(jié)果可知，t統(tǒng)計(jì)量值大于相應(yīng)臨界值，從而接受H0,表明Y*序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列。繼續(xù)對(duì)其一階差分序列進(jìn)行檢驗(yàn)，得結(jié)果： 結(jié)論表明，Y*是一階單整的。3） 對(duì)X2*進(jìn)行同樣的檢驗(yàn)。輸出結(jié)果： X2*為一階單整序列。3）對(duì)X3*進(jìn)行同樣的檢驗(yàn)，輸出結(jié)果： X3*也為

21、一階單整序列。 （7）協(xié)整檢驗(yàn) 利用序列Y*對(duì)X2*,X3*回歸的結(jié)果，生成殘差e*，對(duì)e*做單位根檢驗(yàn): 由實(shí)驗(yàn)結(jié)果可知，序列e*無(wú)單位根，即序列Y*與X2*,X3*協(xié)整。 （8）建立誤差校正模型分別生成序列Y*，X2*,X3*的一階差分序列數(shù)據(jù)，設(shè)立新模型為：DY*=+2DX2*+3DX3*+e*t-1+ 在Eviews中錄入數(shù)據(jù)，其中，ytY* xt2= X2* xt3= X3* e=e*,得到回歸結(jié)果： Y*tX2*t+2.187182X3*t-0.146927et-1 t=(2.603328) (-3.732710) (2.543756) (6.643088) R²=0.8

22、24499 DW=1.947167 五. 結(jié)論：1最終模型消除了多重共線性和異方差，同時(shí)增加了模型的精度，最終得到統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)顯著并且擬合優(yōu)度較高的模型。 2人口因素對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售總額的影響不顯著。一方面可能因?yàn)樾律丝诘脑鲩L(zhǎng)消費(fèi)占社會(huì)消費(fèi)品零售總額的比例較??；另一方面，隨著新生人口的成長(zhǎng)，在不同年齡段的消費(fèi)也會(huì)有很大的不同。但因?yàn)槿狈Y料，我們不可能逐個(gè)年齡段進(jìn)行分析，只能通過(guò)一個(gè)比較長(zhǎng)的時(shí)間序列，把所有年齡段人口的消費(fèi)平均化，并假定所有的新生人口從一出生起就按平均值進(jìn)行消費(fèi)，這樣可能導(dǎo)致了一定的誤差使得模型擬合度不是很好，同時(shí)，人口的增長(zhǎng)還與工資總額之間存在一定的線性關(guān)系，所以選擇剔除此變量

23、。 3商品價(jià)格指數(shù)對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售總額有顯著影響?，F(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中貨幣價(jià)值不是每年都保持在同一水平，所以選擇價(jià)格指數(shù)而非價(jià)格做為解釋變量。價(jià)格指數(shù)能夠放映當(dāng)期價(jià)格水平，通過(guò)分析可以看到，社會(huì)消費(fèi)品零售總額與價(jià)格指數(shù)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，并且影響顯著。 4職工工資總額對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售總額有一定的影響。廣大居民生活必需的概念逐漸發(fā)生了變化。這種變化首先表現(xiàn)在必需的單項(xiàng)商品數(shù)量增多。另外，過(guò)去需要搏畢生之力才能購(gòu)買的某些商品（如老三樣，新三樣等），現(xiàn)在在許多居民家庭的消費(fèi)支出中只占有相對(duì)較小的比重，這樣就使得廣大居民有余力去購(gòu)買更多種類的商品，其中包括過(guò)去只能在電影和電視上看到的發(fā)達(dá)國(guó)家居民使用的日用商品和奢侈類商品。另外，人們?cè)诜?wù)方面支出的增多，也帶動(dòng)了相當(dāng)種類和數(shù)量商品的購(gòu)買。一些重要的耐用消費(fèi)品，隨著人們生活水平的提高，時(shí)尚文化的流行和科學(xué)技術(shù)的迅猛發(fā)