計量經(jīng)濟作業(yè) 社會消費品零售總額模型

1、社會消費品零售總額模型Total Retail Sales of Social Consumer Goods Model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等因素對于社會消費品零售總額的影響進行實證分析。首先我們從中國統(tǒng)計網(wǎng)搜集了相關(guān)的數(shù)據(jù)，根據(jù)數(shù)據(jù)，我們試著建立模型，并用eviews對模型進行檢驗，篩選出較優(yōu)的模型。并且運用eviews做了參數(shù)估計和檢驗，并加以修正。最后，根據(jù)所得出的結(jié)果作了經(jīng)濟意義的分析，得出結(jié)論，并提出政策性建議。關(guān)鍵詞社會消費品零售總額；計量經(jīng)濟分析；檢驗；經(jīng)濟意義分析Abstract: This thesis

2、aims at analyzing the elements that influence the total volume of retail sales. Here we choose several factors to be analyzed. They are total population, the mean income of cottar, the mean income of hometown residents, CPI (customer price indicator). The collected data came from china statistic web

3、site. Based on these data, we identify models through selection, which passed the tests of Eviews. By using Eviews, parameter estimation and measurements were finished. In order to make the results better, some adjustments on parameter were done. In terms of the results, the analysis of economical s

4、ignificance was made, that is also leading to a conclusion and political suggestion in the end .Key words: the total volume of retail sales , economic analysis measurement ,analysis of economical significance一.引言1.研究背景及意義在十二五計劃中，將“堅持?jǐn)U大內(nèi)需戰(zhàn)略，保持經(jīng)濟平穩(wěn)較快發(fā)展”放在了較為戰(zhàn)略性重要地位。堅持?jǐn)U大內(nèi)需特別是消費需求的戰(zhàn)略，必須充分挖掘我國內(nèi)需的巨大潛力，著力破

5、解制約擴大內(nèi)需的體制機制障礙，加快形成消費、投資、出口協(xié)調(diào)拉動經(jīng)濟增長新局面。為了達(dá)到這一規(guī)劃目標(biāo)，在“十二五規(guī)劃”中也相應(yīng)地提出了相應(yīng)的建議。如以下幾條：（1）加強和改善宏觀調(diào)控。鞏固和擴大應(yīng)對國際金融危機沖擊成果是“十二五”時期的重要任務(wù)。要處理好保持經(jīng)濟平穩(wěn)較快發(fā)展、調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和管理通脹預(yù)期的關(guān)系，保持宏觀經(jīng)濟政策的連續(xù)性和穩(wěn)定性，增強針對性和靈活性，提高宏觀調(diào)控的科學(xué)性和預(yù)見性，防范各類潛在風(fēng)險，避免經(jīng)濟大的起落。把短期調(diào)控政策和長期發(fā)展政策有機結(jié)合起來，加強各項政策協(xié)調(diào)配合，促進經(jīng)濟平穩(wěn)較快發(fā)展。（2）建立擴大消費需求的長效機制。把擴大消費需求作為擴大內(nèi)需的戰(zhàn)略重點，進一步釋放城鄉(xiāng)

6、居民消費潛力，逐步使我國國內(nèi)市場總體規(guī)模位居世界前列。要積極穩(wěn)妥推進城鎮(zhèn)化，大力發(fā)展服務(wù)業(yè)和中小企業(yè)，增加就業(yè)創(chuàng)業(yè)機會。要完善收入分配制度，合理調(diào)整國民收入分配格局，著力提高城鄉(xiāng)中低收入居民收入，增強居民消費能力。要增加政府支出用于改善民生和社會事業(yè)比重，擴大社會保障制度覆蓋面，逐步完善基本公共服務(wù)體系，形成良好的居民消費預(yù)期。要加強市場流通體系建設(shè)，發(fā)展新型消費業(yè)態(tài)，拓展新興服務(wù)消費，完善鼓勵消費的政策，改善消費環(huán)境，保護消費者權(quán)益，積極促進消費結(jié)構(gòu)升級。要合理引導(dǎo)消費行為，發(fā)展節(jié)能環(huán)保型消費品，倡導(dǎo)與我國國情相適應(yīng)的文明、節(jié)約、綠色、低碳消費模式。（3）調(diào)整優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)。發(fā)揮投資對擴大內(nèi)需

7、的重要作用，保持投資合理增長，優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)，完善投資體制機制，提高投資質(zhì)量和效益，有效拉動經(jīng)濟增長。“十二五”前期要確保國家擴大內(nèi)需的重點在建和續(xù)建項目順利完成并發(fā)揮效益。發(fā)揮產(chǎn)業(yè)政策作用，引導(dǎo)投資進一步向民生和社會事業(yè)、農(nóng)業(yè)農(nóng)村、科技創(chuàng)新、生態(tài)環(huán)保、資源節(jié)約等領(lǐng)域傾斜。堅持區(qū)別對待、分類指導(dǎo)，引導(dǎo)投資更多投向中西部地區(qū)。嚴(yán)格執(zhí)行投資項目用地、節(jié)能、環(huán)保、安全等準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)，有效遏制盲目擴張和重復(fù)建設(shè)。促進投資消費良性互動，把擴大投資和增加就業(yè)、改善民生有機結(jié)合起來，創(chuàng)造最終需求。明確界定政府投資范圍，加強和規(guī)范地方政府融資平臺管理，防范投資風(fēng)險。規(guī)范國有企業(yè)投資行為，注重提高經(jīng)濟效益和社會效益。

8、鼓勵擴大民間投資，放寬市場準(zhǔn)入，支持民間資本進入基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)、基礎(chǔ)設(shè)施、市政公用事業(yè)、社會事業(yè)、金融服務(wù)等領(lǐng)域。為了能夠更明確地了解影響消費品零售總額的因素，我們采用了定量分析方法，對相關(guān)因素變量進行逐一分析，找出影響消費零售總額的確切因素及其應(yīng)影響方向和大小。從結(jié)果分析中，我們可以對于拉升消費提出一些政策性建議。2.確立問題商品要進入市場，只有通過流通到達(dá)消費品的手中，才能實現(xiàn)其使用價值。社會消費品零售總額是指各種經(jīng)濟類型的批發(fā)零售貿(mào)易業(yè)，餐飲業(yè)和其他行業(yè)對城鄉(xiāng)居民和社會集團的消費品零售總和。這個指標(biāo)反映通過各種商品流通渠道向居民和社會集團供應(yīng)的生活消費品來滿足他們的生活需要，要研究人民生活，社

9、會消費品購買力，貨幣流通等問題的重要指標(biāo)。對居民的消費品零售額指售給城鄉(xiāng)居民用于生活消費的商品。對社會集團的消費品零售額指售給機關(guān)，團體，部隊，學(xué)校，企業(yè)，事業(yè)單位和城市街道居民委員會，農(nóng)村村民委員會用公款購買的用作非生產(chǎn)，非經(jīng)營使用的消費品。一個國家的社會消費品零售總額在很大程度上決定了一個國家的綜合國力，國民生產(chǎn)和消費能力，因此分析影響它的主要因素至關(guān)重要。本文利用計量經(jīng)濟學(xué)的方法對影響社會消費品零售總額的因素做出分析，從而得出各因素分別對社會消費品總額的影響程度。3.變量選擇及數(shù)據(jù)來源現(xiàn)實經(jīng)濟生活中，影響“社會消費品零售總額”的因素很多，但從直接影響程度看，主要有以下4個：(1)年末總?cè)?/p>

10、口(萬人)：X1(2)農(nóng)村居民家庭人均年總收入：X2(3)城鎮(zhèn)居民家庭人均年總收入：X3(4)CPI（上年=100） ：X4數(shù)據(jù)如下：年度社會消費品零售總額年末總?cè)丝?萬人)農(nóng)村居民家庭人均年總收入城鎮(zhèn)居民家庭人均年總收入CPI（上年=100）19908300.1114333990.41516.2103.119919415.611582310461713.1103.4199210993.711717111552031.5106.4199314270.411851713342583.2114.7199418622.911985017893502.3124.1199523613.812112123

11、384288.1117.1199628360.212238928074844.8108.3199731252.912362629995188.5102.8199833378.112476129955458.399.2199935647.912578629875888.898.6200039105.71267433146.26295.9100.4200143055.41276273306.96907.1100.7200248135.91284533431.78177.499.2200352516.31292273582.49061.2101.22004595011299884039.610128

12、.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)來源：國家統(tǒng)計局二.

13、建立模型1.模型的建立首先我們擬合了2個模型：（1）四元線性回歸模型：建立線性模型：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 p值為0可見，線性模型擬合效果較好，表明模型中解釋變量對被解釋變量的解釋程度較高。對截距以及4個自變量分別進行t檢驗，只有變量x4的t統(tǒng)計量不顯著，未通過檢驗。（2）四元對數(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)

14、R方=0.998539F檢驗p值為0可見，對數(shù)模型擬合效果較好，表明模型中解釋變量對被解釋變量的解釋程度較高。對截距以及4個自變量分別進行t檢驗，只有變量lnx2的t統(tǒng)計量不顯著，未通過檢驗。2.模型的選取對比線性回歸模型和對數(shù)模型，對數(shù)模型的可決系數(shù)更高，因此采用對數(shù)模型對數(shù)據(jù)進行擬合，但是變量lnx2的t值都不顯著，因此，需要對上述模型進行計量經(jīng)濟學(xué)方法檢驗。三.模型的檢驗1. 異方差性檢驗擬合圖和殘差圖如下：擬合直線和殘差的有關(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，需要對模型進行更加深入的檢驗分析。（1）G-Q檢驗首先對23個樣本按總?cè)丝跀?shù)從小到大排列，去掉中間5個

15、觀察值，對前后兩個樣本進行OLS估計，樣本容量均為9。前一個OLS估計結(jié)果如圖所示：后一個樣本的OLS估計結(jié)果如下圖所示：于是得到如下F統(tǒng)計量為：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檢驗說服力不夠，因此再進行懷特檢驗。（2）懷特檢驗帶交叉項的懷特檢驗：從統(tǒng)計量對應(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。去除交叉項的懷特檢驗：從 統(tǒng)計量對應(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. 共線性檢驗及修正2.1相關(guān)系數(shù)

16、矩陣從上面可以看出lnx1與lnx2，lnx1與lnx3，lnx2與lnx3都存在很強的相關(guān)性，它們之間存在高度的相關(guān)性。因此有可能存在共線性問題。說明lnx2是引起多重共線性的解釋變量，應(yīng)該剔除掉。用LNX1、LNX2、LNX3、LNX4分別單獨與LNY進行回歸擬合，結(jié)果如下：變量LNX1LNX2LNX3LNX4T檢驗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=12.3922042

17、8-1.064951931*LNX1+0.3827030036*LNX2+0.8674025931*LNX3這是消除多重共線性以后的結(jié)果從上圖結(jié)果看出：方程通過了F檢驗，截距項和每個自變量均通過了t檢驗，且=0.997972，解釋變量對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，我們再通過LM檢驗法進行檢驗,假設(shè)存在一階序列相關(guān)，結(jié)果為：上表說明，該模型存在1階自相關(guān)。用廣義差分法進行修改之后

18、，擬合結(jié)果如下：修正后的模型為LNY= -174.078585+14.988947*LNX1+0.312899*LNX2+0.584324*LNX3+0.920583*AR(1)由上表可以說明，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代表社會消費品零售總，X1代表年末總?cè)丝?萬人)，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)表示隨機干擾項的1階自回歸，LNY或LNXi表示對應(yīng)的變量取自然對數(shù)。1.總?cè)丝趯ι鐣M品零售總額的影響從模型中可以看出，總?cè)丝趯ι鐣M品零售總額對應(yīng)的回歸系數(shù)為14.9889，說明每增加以一單位的LNX2，LNY會增加14.9889個單位。這與事實相符，總?cè)丝谠黾?，社會消費品零售總額必然也隨之增加。從p值上看，相對于其他兩個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社會消費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社會消費品零售總額對應(yīng)的回歸系數(shù)為0.3129，且p值=0.0247，說明影響較為顯著，農(nóng)村居民家庭人均年總收入的增加對提高社會消費品零售總額有較顯著的影響。因此，這也與我國現(xiàn)階段