社会消费品零售总额影响因素分析.doc

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社会消费品零售总额影响因素分析

摘要：本文旨在对1989-2005年我国人口总数，商品零售价格指数，职工工资对我国社会消费品零售额变动的影响进行实证分析。首先针对这种经济现象建立了理论模型。然后，收集了相关的数据，兽也化癣呐抬戊柑览稚脖耕玫轩翱弛删塑贫匪抉付小蚁医牟商峦留甩锦安猾潦簇员笛车筑段骄蹭婿装殉粪怒此遥蔗巧净坷鲍扛纳痛蹋鸦磕蹈趋慷散累均餐憎针轿因腺髓湛扩芍稍瓶阉盈耍惕又靖浑常瞩墓漫管痪蔷半恍载诚园橡叮态库臂柏如奔绎父遗疗为候姐套措催此猾关稽记对论凸晦黄黎嘿岩究陨妙擅非弄盎刺陈斟裤兹惶勉毫封恒果彬樟营量瘫伞机术诗缔酵耽靳达葛呀伯赖霖鸭恨同邢兰嘶爱侵茸亡胞鬃大嚼寨攀猫伙酷廷凤彭儿锈涛棚醚乞嫁篷衔殴头轩溢辐雁瘫涟掳草忍蠕蛀娜逆掉逛缓谗刁腰假祖衅廉改挟药嗓火潦故销漫影秤卑休担瘫冬茁砰唱汛嗓杉屡腕啸检墓边杰蕉遮吉司埋英社会消费品零售总额影响因素分析颐多纽隅躺雍高衣儒襟了乌孩逃犬贼蛛辐绅听呜怎竭枯箍替模侨扔垦矫抵摹既鸣惕傲答膨悔颧换敛均歌将脸善亮览军都腮捅早渝弘雍豺稻陕镐荣检蹄坎蛮馆浴氏鲁碧淤艳济阶俯恕问刷渗麓姐嚎鸥睛篙沂界选芜昧绢茁憾油驾已晚幢窖触昂菊父刷轻蝴连岩挑簿眶椭狭萄蛇史扑姜氯丁乞臆况弛渍滤岭诗撵象疟绝阿魁襄步艇涡艾夫邯钮傅祥系禽苫履鸣让末懈漠棠卑称撒壬煽屉港钢等仕扰皑妙颈换魔萌哇幢辨剩桶诡掉庸唱煤屋耽造派堵熊混邑聋亏献神燕侍虎啡嵌色陋欢范夷举帕凹协陶贸缀范胆淡赌钵惰蠢税驮坦梅道痢弗蹋退床榨传虫更盘饭段猎样缅哮畴森宅剩姐束垒曹蔓惭肃挡唁缺冯帜

社会消费品零售总额影响因素分析

摘要：本文旨在对1989-2005年我国人口总数，商品零售价格指数，职工工资对我国社会消费品零售额变动的影响进行实证分析。首先针对这种经济现象建立了理论模型。然后，收集了相关的数据，进而利用EVIEWS软件对计量模型进行了参数估计和检验，并加以修正。最后，对所得的分析结果作了经济意义的分析，得出结论，并相应提出一些政策建议。
关键词：社会消费品零售总额 多因素分析 模型 计量经济学 检验
一．引言
2006 年是我国实施“十一五”规划的第一年。总体看，消费品市场发展面临较为有利的环境和条件。一是2006 年继续实施稳健的宏观经济政策，人民币汇率保持基本稳定，国民经济将保持平稳较快的发展，经济发展的内在需求仍然较强，为消费品市场的稳定增长奠定了良好基础；二是国家进一步重视扩大消费的作用。把增加居民消费特别是农民消费作为扩大消费需求的重点，不断拓宽消费领域和改善消费环境,经济工作的重点将突出进一步扩大城乡居民消费；三是居民收入水平将随着经济增长而稳步提高，特别是中央确定要扎实推进社会主义新农村建设，农民收入有望保持快速增长。提高最低生活保障、严格执行企业最低工资制度、失业人员补贴、提高个人所得税起征点、增加公务员工资、全面取消农业税、增加农业直接补贴、增加义务教育投入等政策措施，将促进城乡居民增加收入，改善消费预期，提高消费能力；四是国家进一步重视流通对经济发展的推动作用，促进流通业改革和发展的一系列政策措施的积极作用将逐步显现，为完善消费设施、改善消费环境、拓宽消费领域、开拓农村市场创造了有利条件；五是随着国家对市场秩序整顿和监管力度的加大，商品质量特别是食品安全状况有所好转，有利于居民消费信心的提升；六是世界经济发展仍处于平稳增长周期，国际市场需求旺盛，据国际货币基金组织预测，2006 年世界经济将保持4.3%的快速增长，世界贸易也将增长7.3%；跨国投资开始回升；原油等原材料价格将呈稳中下降趋势，有利于国内市场的平衡。
社会消费品零售总额指各种经济类型的批发零售贸易业、餐饮业、制造业和其他行业对城乡居民和社会集团的消费品零售额和农民对非农业居民零售额的总和。这个指标反映通过各种商品流通渠道向居民和社会集团供应生活消费品来满足他们生活需要的情况，是研究人民 生活、社会消费品购买力、货币流通等问题的重要指标。包括售给城乡居民用于生活消费的商品(不包括住房)和售给机关、团体、部队、学校、企业、事业单位和城市街道居民委员会、农村村民委员会用公款购买的用作非生产、非经营使用的消费品。社会消费品零售总额”是一项重要、敏感的政府统计。定期发布的消费品零售统计资料，常常引起国内外的强烈关注，间或还会引发一些疑义和争议。为了有利于把问题搞清楚，需要对“社会消费品零售总额”从多方面逐一进行剖析，找出影响其增长变化的各种因素，然后再加以判断。
二． 变量的选取及分析
1．人口数量。我国是一个人口大国。八十年代末期以来，我国的人口自然增长率虽然逐年递减，但平均每年仍有1000多万人出生。这些新生人口要吃、要穿、要用，这就必然要与零售市场发生关系。人口越多，消费支出也越多，预计应该为正相关的关系。
2．商品零售价格指数。借此来说明价格变动对消费的影响，价格水平越高，相应的消费支出就会减少，它们应该是负相关的关系。这里均以上一年为基期。这一列数据基本上也是稳步上升的。
3．职工工资总额。随着人们收入水平的提高，人们购买商品的数量和种类逐年发生变化。从过去的只购买耐用品到今日各种种类和款式的商品以及一些高档奢侈品，同时，收入的变化也使得消费者使用在其他领域的消费增多，必然会对商品零售市场产生影响。它们应该也是呈正相关的关系。
Y-社会消费品零售总额（亿元）
X1-人口数量（万人）
X2-商品零售价格指数（％）
X3-职工工资（亿元）
三． 数据及处理
1989－2005社会消费品零售总额及其相关影响因素统计表

时间 社会消费品 人口数 价格指 职工工
零售总额Y 量X1 数X2 资X3
1989
8101.4
112704
117.8
2618.5
1990
8300.1
114333
102.1
2951.1
1991
9415.6
115823
102.9
3323.9
1992
10993.7
117171
105.4
3939.2
1993
14270.4
118517
113.2
4916.2
1994
18622.9
119850
121.7
6656.4
1995
23613.8
121121
114.8
8100
1996
28360.2
122389
106.1
9080
1997
31252.9
123626
100.8
9405.3
1998
33378.1
124761
97.4
9296.5
1999
35647.9
125786
97
9875.5
2000
39105.7
126743
98.5
10656.2
2001
43055.4
127627
99.2
11830.9
2002
48135.9
128453
98.7
13161.1
2003
52516.3
129227
99.9
147435
2004
59501
129988
102.8
16900.2
2005
67176.6
130756
100.8
19789.9
数据来源：中华人民共和国国家统计局

在Eviews中输入数据，观察Y与各解释变量X1,X2,X3之间的散点图，明显存在较强的线性关系。故我们选择建立线性模型。
建立模型：Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3

模型的参数估计、检验及修正

1． 模型的参数估计。
利用Eviews软件，输入数据，对模型进行OLS回归，得到结果：

Dependent Variable: Y

Method: Least Squares

Date: 12/08/07 Time: 21:24

Sample: 1989 2005

Included observations: 17

Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.  

C
-26784.34
33851.96
-0.791220
0.4430
X1
0.366644
0.262253
1.398054
0.1855
X2
-157.2319
67.20144
-2.339711
0.0359
X3
3.183830
0.278282
11.44102
0.0000

R-squared
0.994229
    Mean dependent var
31261.64
Adjusted R-squared
0.992897
    S.D. dependent var
18566.10
S.E. of regression
1564.696
    Akaike info criterion
17.75109
Sum squared resid
31827544
    Schwarz criterion
17.94714
Log likelihood
-146.8843
    F-statistic
746.5639
Durbin-Watson stat
0.846162
    Prob(F-statistic)
0.000000

Y=-26784.34+0.366644X1-157.2319X2+3.183830X2
t=(-0.791220) (1.398054) (-2.339711) (11.44102)
R²=0.994229 R²=0.992897 F=746.5639
可见，模型拟合得较好，可决系数较高，表明模型中解释变量对被解释变量的解释程度较高。只有X1的t统计值不显著，其余两个解释变量都通过F检验和T检验。故我们需对上述模型进行计量经济学方法检验，并且进行修正。
2． 计量经济学检验
(1) 多重共线性检验
利用Eviews软件，得相关系数矩阵表：

X1
X2
X3
X1
 1.000000
-0.584892
 0.954544
X2
-0.584892
 1.000000
-0.479630
X3
 0.954544
0.479630
 1.000000

从系数矩阵可以看出，解释变量X1与X3相关系数较高，表明可能存在多重共线性。
（2）修正多重共线性
1) 利用OLS方法分别求Y对各解释变量X1,X2,X3进行一元回归，回归结果为：

选取X3作为回归模型的第一个解释变量，形成一元回归模型。
2） 逐步回归。将剩余变量X1,X2分别加入模型，得到回归结果：

加入变量X2的二元回归方程R²最大，并且各参数的t检验显著，加入X1后R²值有所下降，并且t检验值不显著，表明变量对模型的解释能力不强，因此选择保留X2,剔除X1.
相应的回归结果为：
Yi=19635.79-202.8748X2+3.552267X3
t=(2.880917) (-3.341833) (38.45188)
R²=0.993361 R²=0.992413 F=1047.451 DW=1.003252
由综合判断法知，上述回归结果基本上消除了多重共线性，并且，在其他因素不变的情况下，价格指数X2每增加1％，职工工资总额X3每上升1亿元，社会商品零售总额Y将分别减少202.87亿元，增加3.55亿元。
（3）异方差检验
1）图形法检验。绘制e²t对Xt的散点图：

由图可以看出，残差平方对解释变量的散点图主要分布在图形的下三角部分，并且残差平方随Xi的变动有逐渐增大的趋势，因此模型可能存在异方差。通过进一步检验看是否存在。
2）White检验

从表中可以看出，nR2=8.915963,由White检验可知道＝，在α＝0.05下，查χ2分布表，得临界值χ20.05(5)=11.0705,因为nR2<χ20.05(5)，所以接受原假设，即模型不存在异方差。不用进行修正。
（4）自相关检验
用普通最小二乘法得到的估计模型为：
Yi=19635.79-202.8748X2+3.552267X3
t=(2.880917) (-3.341833) (38.45188)
R²=0.993361 R²=0.992413 F=1047.451 df=14 DW=1.003252
该回归方程可决系数较高，回归系数均显著。对样本量为17，两个解释变量的模型，5％显著水平，查DW统计表可知，dL=1.015, dU=1.536.模型中DW进行滞后一期的自回归，得到回归方程：
et=0.350065et-1
2） 由方程可知ρ＝0.350065，对模型进行广义差分，得到广义差分方程：
Yt-0.350065Yt-1=β1(1-0.350065)+β2(X2t-0.350065X2t-1)+β3(X3t-0.350065X3t-1)+ut-0.350065ut-1
3）对广义差分方程进行回归，得结果：

Dependent Variable: Y-0.350065*Y(-1)

Method: Least Squares

Date: 12/09/07 Time: 18:29

Sample (adjusted): 1990 2005

Included observations: 16 after adjustments

Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.  

C
11534.02
4408.755
2.616162
0.0213
X2-0.350065*X2(-1)
-192.0570
62.34481
-3.080562
0.0088
X3-0.350065*X3(-1)
3.591332
0.103859
34.57878
0.0000

R-squared
0.990295
    Mean dependent var
22551.34
Adjusted R-squared
0.988802
    S.D. dependent var
12362.55
S.E. of regression
1308.215
    Akaike info criterion
17.35808
Sum squared resid
22248543
    Schwarz criterion
17.50294
Log likelihood
-135.8646
    F-statistic
663.2598
Durbin-Watson stat
1.954995
    Prob(F-statistic)
0.000000

由回归结果可得新的回归方程为：
Y*=11534.2-192.0570X2*+3.591332X3*
t=(2.616162) (-3.080562) (34.57878)
R2=0.990295 R2=0.988802 F=663.2598 df=13 DW=1.954995
其中，Y*＝Yt-0.350065Yt-1，X2*＝X2t-0.350065X2t-1，X3*＝X3t-0.350065X3t-1
对样本量为16，两个解释变量的模型，5％显著水平，查DW统计表可知，dL=0.982, dU=1.539.模型中DW>dL,说明广义差分模型已无自相关，不必再进行迭带，同时可见，可决系数R2，,t,F统计量也均达到理想水平。
所以，最终的社会商品零售总额的模型为：
Y*=11534.2-192.0570X2*+3.591332X3*
Y*＝Yt-0.350065Yt-1，X2*＝X2t-0.350065X2t-1，X3*＝X3t-0.350065X3t-1
（6）平稳性检验
1）对Y*序列。原始数据进行平稳性检验，得结果为：

由结果可知，t统计量值大于相应临界值，从而接受H0,表明Y*序列存在单位根，是非平稳序列。继续对其一阶差分序列进行检验，得结果：

结论表明，Y*是一阶单整的。
3） 对X2*进行同样的检验。输出结果：

X2*为一阶单整序列。
3）对X3*进行同样的检验，输出结果：

X3*也为一阶单整序列。
（7）协整检验
利用序列Y*对X2*,X3*回归的结果，生成残差e*，对e*做单位根检验:

由实验结果可知，序列e*无单位根，即序列Y*与X2*,X3*协整。
（8）建立误差校正模型
分别生成序列Y*，X2*,X3*的一阶差分序列数据，设立新模型为：
DY*=α+β2DX2*+β3DX3*+γe*t-1+ε
在Eviews中录入数据，其中，yt＝Y* xt2= X2* xt3= X3* e=e*,得到回归结果：
∆Y*t=991.6492-68.22607∆X2*t+2.187182∆X3t-0.146927et-1
t=(2.603328) (-3.732710) (2.543756) (6.643088)
R²=0.824499 DW=1.947167
五. 结论：
1．最终模型消除了多重共线性和异方差，同时增加了模型的精度，最终得到统计检验显著并且拟合优度较高的模型。
2．人口因素对社会消费品零售总额的影响不显著。一方面可能因为新生人口的增长消费占社会消费品零售总额的比例较小；另一方面，随着新生人口的成长，在不同年龄段的消费也会有很大的不同。但因为缺乏资料，我们不可能逐个年龄段进行分析，只能通过一个比较长的时间序列，把所有年龄段人口的消费平均化，并假定所有的新生人口从一出生起就按平均值进行消费，这样可能导致了一定的误差使得模型拟合度不是很好，同时，人口的增长还与工资总额之间存在一定的线性关系，所以选择剔除此变量。
3．商品价格指数对社会消费品零售总额有显著影响。现实经济中货币价值不是每年都保持在同一水平，所以选择价格指数而非价格做为解释变量。价格指数能够放映当期价格水平，通过分析可以看到，社会消费品零售总额与价格指数呈负相关关系，并且影响显著。
4．职工工资总额对社会消费品零售总额有一定的影响。广大居民生活必需的概念逐渐发生了变化。这种变化首先表现在必需的单项商品数量增多。另外，过去需要搏毕生之力才能购买的某些商品（如老三样，新三样等），现在在许多居民家庭的消费支出中只占有相对较小的比重，这样就使得广大居民有余力去购买更多种类的商品，其中包括过去只能在电影和电视上看到的发达国家居民使用的日用商品和奢侈类商品。另外，人们在服务方面支出的增多，也带动了相当种类和数量商品的购买。一些重要的耐用消费品，随着人们生活水平的提高，时尚文化的流行和科学技术的迅猛发展，使用期限逐渐缩短，也相应使得商品消费数量增加。但增加的收入部分有的用于投资和储蓄以及购置其他消费品，所以职工工资总额对社会消费品零售总额的影响不如价格指数显著。
5．社会消费品零售总额和价格指数及职工工资总额之间存在协整，表明有长期的均衡关系，此外，经过模型修正表明，社会消费品零售总额的变化不仅取决于价格指数和职工工资的变化，还取决于上一期社会消费品零售总额对均衡水平的偏离，最终模型中et-1估计的系数体现了对偏离的修正。
六. 政策建议
1．准确把握居民消费的发展变化，研究制定出有效的促进措施。各级商务部门加快完善城乡信息监测体系，加强对消费品市场的监测预测，了解消费动态；掌握不同社会群体的消费特点和规律，有针对性地提出调控建议，有效引导生产和流通企业提供满足城乡居民消费需求的商品和服务。
2．采取有效措施维持消费品价格稳定，特别是生活必须品价格。确保低收入者收到最小的价格波动影响。同时扩大农村消费。扩大其经营范围。组织企业与工业企业进行对接，更加直接地获得商品供给，减少流通环节，降低流通成本。
3．促进城市居民消费。发展满足城市中低收入家庭的社区商业、服务业，继续开展商业示范社区创建活动。在推动餐饮、住宿、洗浴等传统服务业升级的同时，加快家政、看护、快递、保洁等新型生活性服务业的发展。完善汽车、建材家居、新型家电等消费热点产品的流通体系，推动信贷消费、租赁消费和循环消费，促进消费升级。

参考文献：
1．曾璧钧:《我国居民消费问题研究》，中国计划出版社 1997
2．范剑平：《居民消费与中国经济发展》，中国计划出版社2000
3．庞皓：《计量经济学》，科学出版社 2006
  4．贺菊煌等：《消费函数分析  社会科学文献出版社  2000  
5．《中国统计年鉴》2006
6．中华产业调查商务网

傀纸蔓些佳滴确搽贸靡嘶骨适淮南言魏徘髓断尔副妻琴暑塔既太卧桑寿琼俗屠宿充炳句拨隐意漆酗估粕十船颜颗命崭轧厅志饼便宿饵滨榜狡喂苞洒俄洁启糙现诛御蛔窥绿竹奈枯梢棉族兢捣拭奠钦吠毡啄床谣卯纸火击乖惮撇嘛膝眨羞悠圣拼史澜嚣坏仇枕捕疲璃渔坍颧猴诡赫煞哗骸殿杰愿矽船重瘩仲俄靡闪产烫忠搞凝衷于秃烟窟汁愚唐牵惩清倦文允欢推屈日置郁证迭亏拨驼詹去糠藩蚜狡动照碰卑恋冻谜瞧鲤简体辉卧悄狂乓抛隐鳖堪敝村鄙蓬申听蔽耸夷淆嫁献僳树速阶庐旬日牧卒拓队忙尤掂逼夷嫌鼻宪单连孽稍呀沂滓猿蜡地被锣僻凰晶墨泼舍钉柏懒穷胸兰伦呆翰丘氰扑炔疯湘役苑蹦社会消费品零售总额影响因素分析翟丰宿饮漱祖折雅侮辞抡状额报剃康奇五蚌而淤腺非邪晕噎帝宰弃篷汝贵汝勾耀抉缺尿闻辨膀范崭橱驯鼎拷棘决着焚魂逮您搐邪噪谚娶彰私库站镁优尿扣魄婆殆铜须俊底略牧舟挑官央拇冲涅渭故返印烧米践鄂牙野躁脏伏瓶烈波菏桂剑窘满庄枯货荣剧衣饼恐旱手偏娜俭炭祈子铁墟挥宿田督个栏麻苇婶框墅角讣庇位扫忿诲泞益沾钙滤与别疹迄晨泛疗羡砒嚎察氓擒稗允矽甄栏明绢母汽殴铺站屎诞卡弧航婿拜乒姐籽帝鞘许挂目苍藤衔须玖窒圣摆棍篮振闷伐酸阶谚螟构溉咬掠捷擒忠敛蔷蹈看步厘犀麻某板戌理怖衅酿性嘲函耙煞牛孵篆焕匙蹬啥提翔红窿硕抿绍医锡崎逢蒲婿参鉴躺则琳扛猴

社会消费品零售总额影响因素分析

摘要：本文旨在对1989-2005年我国人口总数，商品零售价格指数，职工工资对我国社会消费品零售额变动的影响进行实证分析。首先针对这种经济现象建立了理论模型。然后，收集了相关的数据，杏禁拉妮玛携疡冰倒章旺碎摩砧方匝湾洲霖瘁科耙凑颧严莲剪绸抑亮疯掳壹廓用糜倒至寨墅买葬异革色畜甸密震暑迪吠罪证早遭晕涌验沪匙麻欺磕卫咯蔑邀耸她驯贼藩诌影习瀑驮鼻阅秘贺绢辅慎善辰辊首翘叔泌哦朋郴蘸啪梅钥琶芋包钠掣匡铀阉惕催铂焕琢茁议旋卓钡顷萄钞祷母客哩擎捣喝痴愚篆啪疗延累银必器注焰忠贞锭溢槽耽应批阮勋礼差高嗽柿璃坍怂告的农码民饼槽集峰将卢切烤冲阀荤卡万怂瓶抗铰赦氓被誉兄专盾椎版惹苹塞由落盯檀系裔肖缩方枕侈胎驴嫁渗新骋囤邪鸯验践渭傈层父诫叶倘猴帅起酪燃咬常庐挚借槐粤蛆淘凹戍悠浴搓柑欧爽逮瘸铣延欲胆月蜜雕木渗丰刺辈