研究中國豬肉需求影響因素

題目：研究中國豬肉需求影響因素學(xué)院：經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院專業(yè)：國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)號：姓名：研究中國豬肉需求影響因素豬肉是我國重要的畜產(chǎn)品之一，也是我國城鄉(xiāng)居民動物性蛋白的主要來源之一。自1985年以來，豬肉市場從計劃流通體制向國家宏觀調(diào)控下的自由流通體制過渡。始于2021年六月份的這一輪價格的大幅度波動，由于其幅度和速度都是前所未有的，更引起了社會各界的高度關(guān)注。而在市場經(jīng)濟(jì)條件下，豬肉價格有各自的供需均衡決定，本文目的在于研究豬肉需求的影響因素。1模型的設(shè)定和解釋變量的說明1.1模型的設(shè)定：需求函數(shù)是以商品的需求量作為被解釋變量，用影響需求量的因素，如收入，價格等作為解釋變量的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。中國豬肉需求函數(shù)即選擇收入和價格為解釋變量，同時考慮到，豬肉需求主要包括國內(nèi)需求和國外需求，影響豬肉需求的因素主要是可替代品的產(chǎn)量。因此，將上述對豬肉影響因素作為解釋變量。收入選擇的是城鎮(zhèn)居民家庭每年人均可支配收入。價格選擇的是豬肉生產(chǎn)價格指數(shù)即豬肉收購價格指數(shù)。模型中的被解釋變量為國內(nèi)人均豬肉消費量（Y）。根據(jù)其因素的大小和資料的可用性以及查閱的相關(guān)文獻(xiàn)，本文選擇一下指標(biāo)作為模型的解釋變量：城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入指數(shù)（X1）豬肉收購價格指數(shù)（X2）、豬肉替代品牛羊肉人均產(chǎn)量（X3）、生豬出口量（X4）。參照單方程線性需求的表達(dá)式，國內(nèi)需求函數(shù)模型的形式確定為：Y=b0+b1X1+b2X2+b3X3+b4X4+u其中：Y代表國內(nèi)人均豬肉消費量（千克）；X1代表城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入指數(shù)（1978=100）X2代表豬肉收購價格指數(shù)（1978=100）X3代表豬肉替代品牛羊肉人均產(chǎn)量（千克）X4代表生豬出口量（萬頭）u為隨機(jī)誤差項。得到模型之后，觀察復(fù)判定系數(shù)R2、F值、p值和D-W值，初步對模型的可用性進(jìn)行判斷，然后查看變量的相關(guān)系數(shù)矩陣，檢測模型多重共線性的嚴(yán)重性，用懷特（White）異方差檢驗方法檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲畹膯栴}，再在觀察D-W值的前提下，用LM檢驗法檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谧韵嚓P(guān)的問題。最后，根據(jù)以上檢驗得到的結(jié)果對模型進(jìn)行修正，消除或減弱在初次建模中存在的問題，得到最終的模型。1.2解釋變量的說明（1）城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入指數(shù)：城鎮(zhèn)居民可支配收入是城鎮(zhèn)居民家庭在調(diào)查期獲得并且可以用來自由支配的收入。城鎮(zhèn)居民可支配收入是通過居民家庭日常獲得的總收入計算得來的。居民家庭總收入中包括個人所得稅、公積金、養(yǎng)老基金、醫(yī)療基金、失業(yè)基金等，這些屬于國家先發(fā)后征或居民家庭成員必須繳納的剛性支出，因此這部分名義收入（居民不可自由支配的）必須予以扣除，余下的即為居民可以用來自由支配的收入?；诔青l(xiāng)居民收入抽樣調(diào)查的居民可支配收入統(tǒng)計數(shù)據(jù)是我國國民經(jīng)濟(jì)核算體系中重要的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)之一，它不僅是衡量國家和各地區(qū)居民生活水平的基本指標(biāo)，而且在宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)理論及實證研究中有著非常重要的地位，對國家宏觀經(jīng)濟(jì)政策的制定也有著重要的作用。據(jù)此，本文把利用城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入指數(shù)作為影響豬肉消費水平的一個重要因素。（2）豬肉收購價格指數(shù):豬肉收購價格指數(shù)是反應(yīng)市場上豬肉收購價格變動的趨勢和程度的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。指數(shù)中商品分類在全國是統(tǒng)一的。指數(shù)計算中的具體商品，各?。▍^(qū)、市）可參照商品目錄根據(jù)具體情況自行確定，但代表規(guī)格品仍按統(tǒng)一的商品目錄規(guī)定執(zhí)行。編制豬肉收購價格指數(shù)，有利于研究豬肉消費水平情況。（3）豬肉替代品牛羊肉人均產(chǎn)量：牛羊肉是我國除豬肉外的主要消費肉類產(chǎn)品，目前，我國牛羊肉需求快速增長趨勢。在我國實施生態(tài)保護(hù)和禁牧還草政策以后，供需矛盾日益突出。據(jù)有關(guān)部門分析，2021年我國養(yǎng)殖業(yè)變動劇烈，其中肉牛養(yǎng)殖開始進(jìn)入緩慢恢復(fù)進(jìn)程；與2021年相比，2021年我國牛肉產(chǎn)量530萬噸，同比下降9%。2021年我國肉羊存欄基本恢復(fù)，羊肉產(chǎn)量410萬噸，同比上升5%。目前我國人均牛肉消費量為4。7公斤左右，這和世界人均消費量約10公斤的水平相比，還存在約1倍的差距。這是國內(nèi)牛肉消費總量將快速增長的主要原因。2021年我國牛肉產(chǎn)量648萬噸，中研普華行業(yè)研究機(jī)構(gòu)預(yù)計2021年末我國牛肉產(chǎn)量將接近700萬噸。牛羊肉消費水平的變化必然影響豬肉的消費水平。因此，本文在建模時將豬肉替代品牛羊肉人均產(chǎn)量作為影響豬肉消費水平的一個因素進(jìn)行分析論證。（4）生豬出口量：是生豬國外銷售的數(shù)量，本文把生豬出口量作為影響豬肉消費水平的一個重要因素，建立此模型的基礎(chǔ)是認(rèn)為生豬出口量對豬肉消費水平有單項直接的因果聯(lián)系。2實證分析及結(jié)果說明2.1實證分析：2.1.1初步分析本文將選取1996年至2021年的數(shù)據(jù)來對影響中國豬肉消費水平的因素來進(jìn)行分析，下表是通過國家統(tǒng)計局查詢統(tǒng)計年鑒得到了相關(guān)數(shù)據(jù)：整理得到所需數(shù)據(jù)為：用表中二十五年的樣本數(shù)據(jù)借助Eviews軟件使用最小二乘法（OLS）估計得到：則：得到的樣本回歸模型為：Y=-9.71e-05X1-0.022135X2+4.385564X3+0.059833X4-4.318606t=(-0.631325)(-0.832702)(-2.220544)(10.46160)（2.759613)R2=0.989762F校正R2=0.9877144（1）檢驗多重共線性：利用相關(guān)矩陣從上表得出：X1與X3、X1與X4、X3與X4等均存在著較為嚴(yán)重的多重共線性。多重共線性并不違反回歸假定，OLS估計量仍保持最優(yōu)線性無偏性質(zhì)（bestlinearunbiasednessproperty），并且對它們的標(biāo)準(zhǔn)誤仍將有正確的估計。但是在存在多重共線性時，會存在比較大的方差和協(xié)方差，以使置信區(qū)間變寬，還會使一個或多個系數(shù)的t比率傾向于在統(tǒng)計上不顯著，而總的擬合優(yōu)度R2仍可能非常高。在上文的模型中，自變量X1的t值為-0.832702，相應(yīng)的p值為0.4154，但擬合優(yōu)度R2仍為1.00，這也說明模型中嚴(yán)重的多重共線性影響了最后估計的精確性。（2）補(bǔ)救多重共線性：逐步回歸法為了減弱多重共線性對模型分析結(jié)果的影響，本文將采用逐步回歸法對模型模型進(jìn)行修正。具體做法是用因變量Y逐一對原模型中的自變量進(jìn)行一元回歸分析，再按擬合優(yōu)度R2的大小進(jìn)行排序，選取R2最大的自變量與Y建立一個一元回歸模型，然后逐個加入其它自變量，根據(jù)R2和t統(tǒng)計量來判斷拒絕或接受新加入的自變量，最后得出最佳的多元回歸模型。具體步驟如下：1）用因變量對每一個解釋變量做簡單回歸，并將解釋變量的重要性按可按R2系數(shù)大小排序。通過OLS估計得出：①Y對x1回歸得出：X1的R2等于0.755164②Y對X2回歸得出：X2的R2等于0.037503③Y對X3回歸得出：X3的R2等于0.977878④Y對X4回歸得出：X4的R2等于0.925747所以排序結(jié)果為：X3>X4>X1>X22)以對因變量貢獻(xiàn)最大的變量所對應(yīng)的回歸方程為基礎(chǔ)，按解釋變量重要性大小為順序逐個引入其余的解釋變量。①觀察X3所對應(yīng)的的回歸方程；由于X3代表豬肉替代品牛羊肉人均產(chǎn)量，Y代表國內(nèi)人均豬肉消費量，兩個變量間應(yīng)為負(fù)相關(guān)，系數(shù)所以應(yīng)為負(fù)號，所以X3放棄。②以X4所對應(yīng)的的回歸方程為基礎(chǔ)；因X4代表生豬出口量，Y代表國內(nèi)人均豬肉消費量，兩個變量間應(yīng)為負(fù)相關(guān)，系數(shù)所以應(yīng)為負(fù)號，符號合理。③以X4為基礎(chǔ)回歸，引入X1；由留下的條件可知：a、引入X1后，R2提高了；b、由t檢驗得出，n=24,k=3，a=0.05的臨界值為2.080的X1有統(tǒng)計顯著性；c、X1代表城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入指數(shù)，Y表示的是人均豬肉消費量，關(guān)系為正相關(guān)，符號應(yīng)為正號，所以符號不合理，故舍掉X1。④以X4為基礎(chǔ)回歸，引入X2；由留下的條件可知：a、引入X2后，R2提高了；b、由t檢驗得出，n=24,k=3,a=0.5得出t的臨界值為0.2080的X2具有統(tǒng)計顯著性；c、X2代表豬肉收購價格指數(shù)，Y表示的是人均豬肉消費量，關(guān)系為負(fù)相關(guān)，符號應(yīng)為負(fù)號，所以符號合理，故留下X2。2.1.2模型修正進(jìn)行逐步回歸后得到新的回歸方程為:Y=-0.027X2+0.070X4-7.097t=(-3.214758)(3.968549)(-1.197637)R2=0.926558F=132.4692D-W值=1.257768校正R2=0.98735異方差檢驗：（懷特檢驗）由Eviews得出懷特檢驗結(jié)果為：有上述可知：在原假設(shè)成立的條件下，檢驗統(tǒng)計量n*R2=11.016<分布臨界值19.6751.所以此模型不具有異方差性。（2）自相關(guān)檢驗（DW值以及LM檢驗）①D-W值的觀察：因D-W值為1.257768，臨界值（解釋變量為2，N=24）：dt=1.188,du=1.546;得出在不確定區(qū)域。②LM檢驗：上述看出：不具有自相關(guān)。所以得到的新回歸方程無異方差也無自相關(guān)，而且從各個變量的相關(guān)矩陣來看，各自變量之間的多重共線性明顯減弱，已不存在原來模型存在的嚴(yán)重多重共線性，逐步回歸起到了比較好的效果。2.2結(jié)果說明在對結(jié)果進(jìn)行說明之前，先把各自變量偏回歸系數(shù)一一列出，以便下文進(jìn)行分析和比較。如表2.2所示。表2.2偏回歸系數(shù)一覽表偏回歸系數(shù)自變量偏回歸系數(shù)因變量（Y）X2-0.027X40.070由上述我們的分析，近年來國內(nèi)人均豬肉消費量影響因素主要是：

(1)

生豬出口量不斷增加，是促成國內(nèi)人均豬肉消費量的主要因素；

(2)財政