計量經(jīng)濟(jì)作業(yè)-社會消費品零售總額模型教材

計量經(jīng)濟(jì)作業(yè)-社會消費品零售總額模型教材社會消費品零售總額模型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等因素對于社會消費品零售總額的影響進(jìn)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(jìn)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(jì)意義的分析，得出結(jié)論，并提出政策性建議。[關(guān)鍵詞]社會消費品零售總額；計量經(jīng)濟(jì)分析；檢驗；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劃中，將“堅持?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，著力破解制約擴(kuò)大內(nèi)需的體制機(jī)制障礙，加快形成消費、投資、出口協(xié)調(diào)拉動經(jīng)濟(jì)增長新局面。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)來源：國家統(tǒng)計局二.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(jìn)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)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(jìn)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(jìn)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(jìn)行計量經(jīng)濟(jì)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(jìn)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個觀察值，對前后兩個樣本進(jìn)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(jìn)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)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(jìn)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=12.39220428-1.064951931*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(jìn)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(jìn)行修改之后，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(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(jī)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)階段的消費政策：進(jìn)一步加大對農(nóng)民和困難群眾的消費支持相一致。3.城鎮(zhèn)居民人均年總收入對社會消費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社會消費品零售總額同樣有拉動作用，回歸系數(shù)為0.5843。P值=0.