計(jì)量經(jīng)濟(jì)作業(yè)-社會(huì)消費(fèi)品零售總額模型教材

計(jì)量經(jīng)濟(jì)作業(yè)-社會(huì)消費(fèi)品零售總額模型教材社會(huì)消費(fèi)品零售總額模型TotalRetailSalesofSocialConsumerGoodsModel[摘要]本文旨在于1990至2008年間總?cè)丝跀?shù)、農(nóng)村居民家庭人均收入、城鎮(zhèn)居民年總收入、CPI等因素對(duì)于社會(huì)消費(fèi)品零售總額的影響進(jìn)行實(shí)證分析。首先我們從中國(guó)統(tǒng)計(jì)網(wǎng)搜集了相關(guān)的數(shù)據(jù)，根據(jù)數(shù)據(jù)，我們?cè)囍⒛Ｐ?，并用eviews對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，篩選出較優(yōu)的模型。并且運(yùn)用eviews做了參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)，并加以修正。最后，根據(jù)所得出的結(jié)果作了經(jīng)濟(jì)意義的分析，得出結(jié)論，并提出政策性建議。[關(guān)鍵詞]社會(huì)消費(fèi)品零售總額；計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析；檢驗(yàn)；經(jīng)濟(jì)意義分析Abstract:Thisthesisaimsatanalyzingtheelementsthatinfluencethetotalvolumeofretailsales.Herewechooseseveralfactorstobeanalyzed.Theyaretotalpopulation,themeanincomeofcottar,themeanincomeofhometownresidents,CPI(customerpriceindicator).Thecollecteddatacamefromchinastatisticwebsite.Basedonthesedata,weidentifymodelsthroughselection,whichpassedthetestsofEviews.ByusingEviews,parameterestimationandmeasurementswerefinished.Inordertomaketheresultsbetter,someadjustmentsonparameterweredone.Intermsoftheresults,theanalysisofeconomicalsignificancewasmade,thatisalsoleadingtoaconclusionandpoliticalsuggestionintheend.Keywords:thetotalvolumeofretailsales,economicanalysismeasurement,analysisofeconomicalsignificance一.引言1.研究背景及意義在十二五計(jì)劃中，將“堅(jiān)持?jǐn)U大內(nèi)需戰(zhàn)略，保持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快發(fā)展”放在了較為戰(zhàn)略性重要地位。堅(jiān)持?jǐn)U大內(nèi)需特別是消費(fèi)需求的戰(zhàn)略，必須充分挖掘我國(guó)內(nèi)需的巨大潛力，著力破解制約擴(kuò)大內(nèi)需的體制機(jī)制障礙，加快形成消費(fèi)、投資、出口協(xié)調(diào)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)新局面。為了達(dá)到這一規(guī)劃199935647.912578629875888.898.6200039105.71267433146.26295.9100.4200143055.41276273306.96907.1100.7200248135.91284533431.78177.499.2200352516.31292273582.49061.2101.22004595011299884039.610128.5103.9200568352.61307564631.211320.8101.8200679145.21314485025.112719.2101.5200793571.61321295791.114908.6104.82008114830.11328026700.717067.8105.92009132678.41334507115.618858.199.32010156998.41340918119.521033.4103.32011183918.61347359833.123979.2105.4201221030713540410990.726959102.6數(shù)據(jù)來(lái)源：國(guó)家統(tǒng)計(jì)局二.建立模型1.模型的建立首先我們擬合了2個(gè)模型：（1）四元線(xiàn)性回歸模型：建立線(xiàn)性模型：Y=模型為：Y=210896.63-1.784394*X1+9.175370*X2+5.690219*X3-133.3074*X4可決系數(shù)R方=0.997979F檢驗(yàn)p值為0可見(jiàn)，線(xiàn)性模型擬合效果較好，表明模型中解釋變量對(duì)被解釋變量的解釋程度較高。對(duì)截距以及4個(gè)自變量分別進(jìn)行t檢驗(yàn)，只有變量x4的t統(tǒng)計(jì)量不顯著，未通過(guò)檢驗(yàn)。（2）四元對(duì)數(shù)回歸模型模型為：LNY=57.9460919-4.841638*LNX1+0.2010875*LNX2+1.228895*LNX3-0.6288267*LNX4可決系數(shù)R方=0.998539F檢驗(yàn)p值為0可見(jiàn)，對(duì)數(shù)模型擬合效果較好，表明模型中解釋變量對(duì)被解釋變量的解釋程度較高。對(duì)截距以及4個(gè)自變量分別進(jìn)行t檢驗(yàn)，只有變量lnx2的t統(tǒng)計(jì)量不顯著，未通過(guò)檢驗(yàn)。2.模型的選取對(duì)比線(xiàn)性回歸模型和對(duì)數(shù)模型，對(duì)數(shù)模型的可決系數(shù)更高，因此采用對(duì)數(shù)模型對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合，但是變量lnx2的t值都不顯著，因此，需要對(duì)上述模型進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法檢驗(yàn)。三.模型的檢驗(yàn)1.異方差性檢驗(yàn)擬合圖和殘差圖如下：擬合直線(xiàn)和殘差的有關(guān)結(jié)果如下：從上圖不能很很直接地看出殘差是否存在異方差，因此，需要對(duì)模型進(jìn)行更加深入的檢驗(yàn)分析。（1）G-Q檢驗(yàn)首先對(duì)23個(gè)樣本按總?cè)丝跀?shù)從小到大排列，去掉中間5個(gè)觀(guān)察值，對(duì)前后兩個(gè)樣本進(jìn)行OLS估計(jì)，樣本容量均為9。前一個(gè)OLS估計(jì)結(jié)果如圖所示：后一個(gè)樣本的OLS估計(jì)結(jié)果如下圖所示：于是得到如下F統(tǒng)計(jì)量為：在5%的顯著性水平下，自由度為（4,4）的F分布的臨界值為：。于是不能拒絕同方差的假設(shè)，表明原模型不存在異方差。由于樣本量偏少，G-Q檢驗(yàn)說(shuō)服力不夠，因此再進(jìn)行懷特檢驗(yàn)。（2）懷特檢驗(yàn)帶交叉項(xiàng)的懷特檢驗(yàn)：從統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)值的伴隨概率值0.272979，不能拒絕同方差的假設(shè)，表明序列不存在異方差性。去除交叉項(xiàng)的懷特檢驗(yàn)：從統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)值的伴隨概率值0.170023，不能拒絕同方差的假設(shè)，因此，同樣顯示序列不存在異方差性。2.共線(xiàn)性檢驗(yàn)及修正2.1相關(guān)系數(shù)矩陣從上面可以看出lnx1與lnx2，lnx1與lnx3，lnx2與lnx3都存在很強(qiáng)的相關(guān)性，它們之間存在高度的相關(guān)性。因此有可能存在共線(xiàn)性問(wèn)題。說(shuō)明lnx2是引起多重共線(xiàn)性的解釋變量，應(yīng)該剔除掉。用LNX1、LNX2、LNX3、LNX4分別單獨(dú)與LNY進(jìn)行回歸擬合，結(jié)果如下：變量LNX1LNX2LNX3LNX4T檢驗(yàn)P值0000.11R20.970050.991650.996640.11655D.W.0.1550.4980.3660.109按R2的大小排列為：LNX3、LNX2、LNX1、LNX4，但是，LNX4的R2很小，所以剔除X4。最后確定的模型如下：LNY=12.39220428-1.064951931*LNX1+0.3827030036*LNX2+0.8674025931*LNX3這是消除多重共線(xiàn)性以后的結(jié)果從上圖結(jié)果看出：方程通過(guò)了F檢驗(yàn)，截距項(xiàng)和每個(gè)自變量均通過(guò)了t檢驗(yàn)，且=0.997972，解釋變量對(duì)被解釋變量的解釋性很高，模型擬合效果較好。3.序列自相關(guān)性檢驗(yàn)在eviews的的軟件下，得出如圖的回歸結(jié)果：由于D.W值為0.529337，小于顯著性水平為5%下，樣本容量為21的D.W.分布的像限臨界值=1.13。所以，序列存在正自相關(guān)，于是，我們?cè)偻ㄟ^(guò)LM檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn),假設(shè)存在一階序列相關(guān)，結(jié)果為：上表說(shuō)明，該模型存在1階自相關(guān)。用廣義差分法進(jìn)行修改之后，擬合結(jié)果如下：修正后的模型為L(zhǎng)NY=-174.078585+14.988947*LNX1+0.312899*LNX2+0.584324*LNX3+0.920583*AR(1)由上表可以說(shuō)明，該模型存在1階自相關(guān)，并且修正后的模型擬合效果較好。四.經(jīng)濟(jì)意義分析確定模型：LNY=-174.078585+14.988947*LNX1+0.312899*LNX2+0.584324*LNX3+0.920583*AR(1)其中，Y代表社會(huì)消費(fèi)品零售總，X1代表年末總?cè)丝?萬(wàn)人)，X2代表農(nóng)村居民家庭人均年總收入，X3代表城鎮(zhèn)居民家庭人均年總收入，AR(1)表示隨機(jī)干擾項(xiàng)的1階自回歸，LNY或LNXi表示對(duì)應(yīng)的變量取自然對(duì)數(shù)。1.總?cè)丝趯?duì)社會(huì)消費(fèi)品零售總額的影響從模型中可以看出，總?cè)丝趯?duì)社會(huì)消費(fèi)品零售總額對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)為14.9889，說(shuō)明每增加以一單位的LNX2，LNY會(huì)增加14.9889個(gè)單位。這與事實(shí)相符，總?cè)丝谠黾?，社?huì)消費(fèi)品零售總額必然也隨之增加。從p值上看，相對(duì)于其他兩個(gè)變量影響并不是很顯著。2.農(nóng)村居民家庭人均年總收入對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售總額的影響模型表明，農(nóng)村居民家庭人均年總收入對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售總額對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)為0.3129，且p值=0.0247，說(shuō)明影響較為顯著，農(nóng)村居民家庭人均年總收入的增加對(duì)提高社會(huì)消費(fèi)品零售總額有較顯著的影響。因此，這也與我國(guó)現(xiàn)階段的消費(fèi)政策：進(jìn)一步加大對(duì)農(nóng)民和困難群眾的消費(fèi)支持相一致。3.城鎮(zhèn)居民人均年總收入對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售總額的影響從模型中可以看出，城鎮(zhèn)居民人均年總收入對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售總額同樣有拉動(dòng)作用，回歸系數(shù)為0.5843。P值=0.