零售商品的物價指數(shù)與價格的關(guān)系分析

1、信計專業(yè)實驗報告Eviews軟件及其應(yīng)用題目：我國商品零售物價指數(shù)與居民消費價格指數(shù)的關(guān)系分析學(xué) 院專 業(yè)學(xué) 號學(xué)生姓名日 期成 績一 實驗內(nèi)容我國商品零售物價指數(shù)和居民消費價格指數(shù)的關(guān)系分析obs居民消費價格指數(shù)（上年=100）（y）商品零售物價指數(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 實驗?zāi)繕?biāo)（1）會用統(tǒng)計年鑒搜集數(shù)據(jù)；（2）熟練掌握EViews的基本操作；（3）學(xué)會用搜集到的數(shù)據(jù)建立合適的數(shù)學(xué)模型，并能根據(jù)運行結(jié)果對模型和各種檢驗進行自主分析；（4）通過分析數(shù)據(jù)，得到商品零售物價指數(shù)與居民消費價格指數(shù)的關(guān)系及影響。三 實驗過程先上網(wǎng)查找1951-2013年我國居民消費價格指數(shù)與商品零售物價指數(shù)，并弄清楚我國居民消費價

5、格指數(shù)與商品零售物價指數(shù)的經(jīng)濟背景。居民消費價格指數(shù)指在反應(yīng)一定時期內(nèi)居民所消費商品及服務(wù)項目的價格水平變動趨勢和變動程度。居民消費價格水平的變動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就是市場上的貨物價格增長百分比。商品零售物價指數(shù)是指反映一定時期內(nèi)商品零售價格變動趨勢與變動程度的相對數(shù)。觀察表中的數(shù)據(jù)，以商品零售物價指數(shù)為自變量x，以居民消費價格指數(shù)為因變量y，畫出散點圖如下：所以建立一元線性回歸模型。(1) 模型設(shè)定建立一元線性回歸模型為： (2) 參數(shù)估計估計參數(shù)，回歸結(jié)果如下：模型估計的結(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1. 經(jīng)濟意義檢驗 由回歸結(jié)果知：在其他解釋變量不變的情況下，當(dāng)商品物價指數(shù)上升1%時，居民消費價格指數(shù)以0.998958%的比例增長，符合實際經(jīng)濟意義的檢驗。2. 統(tǒng)計檢驗（1） 擬合優(yōu)度：從回歸估計的結(jié)果看，模型擬合較好。可決系數(shù)=0.962029，修正的可決系數(shù)為=0.961406，表明我國居民消費價格指數(shù)變化的96.20%可由商品零售物價指數(shù)的變化來解釋。（2） t檢驗:分別針對，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、檢驗值大于臨界值，表明通過了t檢驗，即在其他解釋變量不變的情況下，解釋變量“商品零售物價指數(shù)”對被解釋變量“居民消費價格指數(shù)”有顯著的影響。 （3） F檢驗：對，在顯著性水平，=4.00，由表知F=1545.470，因為F=1545.470>=4.00,所以拒絕原假設(shè)，說明回歸方程顯著，即商品零售物價指數(shù)對我國居民消費價格指數(shù)有顯著影響。（4）自相關(guān)性的檢驗：Dw=1.435<=1.56，所以該模型存在一階正自相關(guān)。進行序列相關(guān)性檢驗，作殘差項圖：殘差項有規(guī)律的波動，可能存在自相關(guān)與的關(guān)系圖偏自相關(guān)性檢驗：圖中第一期偏相關(guān)系數(shù)直方塊超過了虛線，所以該模型存在一階自相關(guān)性。GB檢驗一

8、階輔助回歸表達式為： （-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模型，加入AR項得：則回歸模型表達式為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因為<DW=1.947650<4-=2.42,所以無自相關(guān)。進行序列相關(guān)性檢驗，作殘差項圖：偏自相關(guān)檢驗圖中偏相關(guān)系數(shù)方塊都沒有超過虛線，所以該模型不存在自相關(guān)性。GB檢驗一階輔助回歸表達式為： （-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，表明此時在顯著性水平為5%時，序列相關(guān)性不顯著，干擾項不存在自相關(guān)，所以修改過的模型成立。（6） 異方差的檢驗：進行White異方差檢驗：觀察相伴概率，

10、大于0.05，所以不存在異方差性。(4) 結(jié)果分析由上面的過程可看出：新建立的模型通過了檢驗，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表示商品零售物價指數(shù)相對增加1%時，居民消費價格指數(shù)相對增加0.988161%；四 實驗總結(jié)（收獲及存在的不足）總結(jié)：對時間序列數(shù)據(jù)作回歸，即使兩個變量間沒有任何實際聯(lián)系，也會得到較高的可決系數(shù)，會存在偽回歸現(xiàn)象。在本次實驗中，零售物價的調(diào)整變動直接影響到居民的生活支出和國家的財政收入，影響居民購