计量经济学 课程作业
05信管 小组成员：李雅聪 40511018
张伟 40511019
喻宇 40511088
关于居民消费价格指数的变动研究分析
一． 引子提出
2007年11月份，居民消费价格总水平同比上涨%，其中，城市上涨%,,农村上涨%；食品价格上涨%，非食品价格上涨%，消费品价格上涨%，服务项目价格上涨%，居民消费价格总水平持续攀升，食品，住房等价格上涨较快，重要原材料，土地等要素价格不断上涨。
物价变动对居民有着切身的关系，因此成为人人密切关注的问题。
二．下面列出几个相关的指数的概念：
居民消费价格指数 是反映一定时期内城乡居民所购买的生活消费品价格和服务项目价格变动趋势和程度的相对数，是对城市居民消费价格指数和农村居民消费价格指数进行综合汇总计算的结果。该指数可以观察和分析消费品的零售价格和服务价格变动对城乡居民实际生活费支出的影响程度。
城市居民消费价格指数 是反映一定时期内城市居民家庭所购买的生活消费品价格和服务项目价格变动趋势和程度的相对数。该指数可以观察和分析消费品的零售价格和服务项目价格变动对城镇职工货币工资的影响，作为研究职工生活和确定工资政策的依据。
农村居民消费价格指数 是反映一定时期内农村居民家庭所购买的生活消费品价格和服务项目价格变动趋势和程度的相对数。该指数可以观察农村消费品的零售价格和服务项目价格变动对农村居民生活消费支出的影响，直接反映农民生活水平的实际变化情况，为分析和研究农村居民生活问题提供依据。
商品零售价格指数 是反映一定时期内城乡商品零售价格变动趋势和程度的相对数。商品零售价格的变动直接影响到城乡居民的生活支出和国家的财政收入，影响居民购买力和市场供需的平衡，影响到消费与积累的比例关系。因此，该指数可以从一个侧面对上述经济活动进行观察和分析。
三．数据收集
下面是收集到的居民消费价格指数和商品零售价格指数历年的数据
9-5 居民消费价格指数和商品零售价格指数
(上年=100)
年 份
居民消费价格指数
商品零售价格指数
地 区
全省 (区、市)
城 市
农 村
全省 (区、市)
城 市
农 村
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
北 京
天 津
河 北
山 西
内蒙古
辽 宁
吉 林
黑龙江
上 海
江 苏
浙 江
安 徽
福 建
江 西
山 东
河 南
湖 北
湖 南
广 东
广 西
海 南
重 庆
四 川
贵 州
云 南
西 藏
陕 西
甘 肃
青 海
宁 夏
新 疆
计量经济模型建立和检验
（一）、变量相关关系散点图
（二） 模型的设定
模型设定：
影响居民消费的因素很多，商品 零售价格的变动，服务价格的变动都会显著表现在其中。但由于受各种条件的限制，现只引入商品零售价格指数变动作解释变量，建立模型
从散点图可以看出全省居民消费价格指数（Y）和全省商品零售价格指数（X） 大体呈现为线性关系，所以建立的计量经济模型为如下线性模型：
全省X Y的OLS分析
用最小二乘法作多元线性回归模型
参数估计结果如下： Y=+
se=() ()
t=() (54041314)
R ^2= F= df=10 DW=
1、经济意义检验
所估计的参数 ，说明全省商品零售价格指数 每相差1个单位，可导致全省居民消费价格指数变动个单位。
2、拟合优度和统计检验
用EViews得出回归模型参数估计结果的同时，已经给出了用于模型检验的相关数据。
拟合优度的度量：由表中可以看出，本例中可决系数为，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，即解释变量“全省商品零售价格指数 ”对被解释变量“全省居民消费价格指数 ”的绝大部分差异作出了解释。
对回归系数的t检验：针对和 ，由表中还可以看出，估计的回归系数的标准误差和t值分别为：SE(1)=，t()=；的标准误差和t值分别为：SE(2)= ，t()= 。取，查t分布表得自由度为n-2=12-2=10的临界值(10 )=因为t()=< (10 )=，所以不能拒绝；因为t()= > (10 )= ，所以应拒绝。这表明，全省商品零售价格指数变动对全省居民消费价格指数变动有显著影响。
由上图可知，残差的变动有系统模式，表明残差项存在一阶自相关，模型中t 统计量和F 统计量不可信，需要采取补救措施。
时间序列平稳性检验和协整检验
1 当User specifi=2时，由原始数据及一阶拆分和二阶拆分均均做不出协整
Null Hypothesis: X has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 2 (Fixed)
t-Statistic
Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic
Test critical values:
1% level
5% level
10% level
Null Hypothesis: D(X) has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 2 (Fixed)
t-Statistic
Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic
Test critical values:
1% level
5% level
10% level
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Warning: Probabilities and critical values calculated for 20
observations and may not be accurate for a sample size of 8
2 当Maximum=4时，结果如下
Null Hypothesis: X has a unit root
Exogenous: Constant
Lag Length: 4 (Automatic based on SIC, MAXLAG=4)
t-Statistic
Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic
Test critical values:
1% level
5% level
10% level
*MacKinnon (1996) one-sided p-values.
Warning: Probabilities and critical values calculated for 20
observations and may not be accurate for a sample size of 7
从检验结果来看，在1%，5%，10% 三个显著性水平下，单位根检验的mackinnon临界值分别为，，，T检验统计量值为，小于相应临界值，从而拒绝H0 ，表明全省商品零售价格指数（X）的差分序列不存在单位根，是平稳序列，。
采用同样方法，可检验得到Y序列也是平稳序列。
检验模型异方差*
white检验
自相关问题的处理
使用 Et进行滞后一期的自回归，可得回归方程如下：
et= et-1,对原模型进行广义差分，得到广义差分方程：-1=(-1)+Ut ,在 Eviews 进行回归，得到广义差分方程输出结果：
可以看出，广义差分模型已无自相关，但是可决系数R^2明显太小。下面使用普莱斯-温斯滕变换的广义 差分模型进行回归，Eviews输出结果如下：
Yt*=+*
Se=()()
t=()() R^2= F= DW=
由差分方程式有 （）
五．结果得出：
由此，得到的最终模型为
Yt=+
有上式可以看出商品零售价格指数每变动一个单位，居民消费价格指数变动个单位。
