中國居民消費(fèi)價格指數(shù)影響因素的實(shí)證研究

曹陽

【摘要】改革開放以來，隨著中國經(jīng)濟(jì)不斷增長，各地居民對生活水平的高要求和高需求推動了居民消費(fèi)價格指數(shù)CPI不斷波動，給經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)快速發(fā)展帶來了負(fù)面影響。為了維持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)發(fā)展的態(tài)勢，需要對CPI波動進(jìn)行持續(xù)關(guān)注，而CPI波動又是由八大消費(fèi)品及服務(wù)類消費(fèi)價格的變化為基礎(chǔ)的。本文采用2001年1月至2017年12月的CPl月度數(shù)據(jù)和相應(yīng)的八大消費(fèi)品價格指數(shù)，通過多元線性回歸模型，運(yùn)用最小二乘法，對居民消費(fèi)價格指數(shù)的內(nèi)在影響因素進(jìn)行研究，從而得出各消費(fèi)因素價格控制的相關(guān)對策和建議，以此對我國宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到積極作用。

【關(guān)鍵詞】居民消費(fèi)價格指數(shù) 物價 宏觀經(jīng)濟(jì) 多元線性回歸

一、研究背景

居民消費(fèi)價格指數(shù)CPI是反映一個國家或地區(qū)的宏觀經(jīng)濟(jì)形式的主要指標(biāo)，從中可以得出各消費(fèi)品和服務(wù)價格在一定時間內(nèi)的變化。根據(jù)不同的分類目的和分類對象，中國居民消費(fèi)價格指數(shù)主要有三種分類辦法，分別是按城鄉(xiāng)居民的收入水平和消費(fèi)構(gòu)成分的城市/農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù)；按消費(fèi)品和服務(wù)項(xiàng)目的用途分類的食品、煙灑及用品、衣著、家庭設(shè)備用品及維修服務(wù)、醫(yī)療保健及個人、交通和通信、娛樂教育文化用品及服務(wù)、居住八類；按指數(shù)計(jì)算方法的不同分的定基指數(shù)、環(huán)比指數(shù)、同比指數(shù)和年度指數(shù)。

本文采用國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的2001年至2017年的月度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，通過建立多元線性回歸模型，運(yùn)用最小二乘法，研究按消費(fèi)品和服務(wù)項(xiàng)目用途分類的八類消費(fèi)品價格指數(shù)對中國居民消費(fèi)價格指數(shù)CPI波動的影響。

二、理論陳述

CPI及其影響因素之問的關(guān)系一直是業(yè)內(nèi)研究熱點(diǎn)，從目前可以查閱到的文獻(xiàn)來看，有關(guān)居民消費(fèi)價格指數(shù)CPI波動情況的研究主要分對外部影響和對內(nèi)部構(gòu)成因子兩種研究方向。

大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為收入與物價之間存在相關(guān)性。余元全（2007）表示物價的波動具有滯后性，居民儲蓄量的波動不會當(dāng)下就對CPI產(chǎn)生作用。供給需求因素也對物價的波動有重要的影響。董梅（2011）運(yùn)用VAR模型得出原料、染料和動力購進(jìn)價格指數(shù)和工業(yè)產(chǎn)品出廠價格指數(shù)對CPI的影響較弱且有3個月的時滯。陳丹丹和任保平（2008）研究發(fā)現(xiàn)需求沖擊是他們所選樣本期間引起物價波動的主導(dǎo)因素。貨幣因素方面，國內(nèi)學(xué)者大多研究了貨幣供給和貨幣量對CPl波動的關(guān)系。劉霖和靳云匯（2005）研究得出物價與M2、經(jīng)濟(jì)增長率三者之間具有長期的均衡關(guān)系。范志勇和向弟海（2006）認(rèn)為貨幣供給沖擊是消費(fèi)者價格水平短期波動的主導(dǎo)誘因。

內(nèi)部構(gòu)成因子研究主要是針對構(gòu)成居民消費(fèi)指數(shù)的八大因素或單一影響因素進(jìn)行定量統(tǒng)計(jì)分析，來探討CPI的波動情況。李敬輝和范志勇（2005）認(rèn)為食品價格波動是價格指數(shù)波動的首要影響因素。

考慮到數(shù)據(jù)的可獲取性，本文試圖用2001年以來的CPI月度數(shù)據(jù)和相應(yīng)的八大內(nèi)部構(gòu)成因子價格指數(shù)，運(yùn)用多元線性回歸的方法，對居民消費(fèi)價格指數(shù)的內(nèi)在關(guān)系進(jìn)行研究。

三、實(shí)證分析

（一）模型設(shè)定

通過對數(shù)據(jù)的觀察，根據(jù)搜集的2001年1月至2017年12月的月度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，建立模型。其模型表達(dá)式為：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+β7X7+β8X8+μ

其中：

Y：中國居民價格指數(shù)同比增長率（%）

X1-X8：食品類、煙酒及用品類、衣著類、家庭設(shè)備用品及維修服務(wù)類、醫(yī)療保健和個人用品類、交通和通訊類、娛樂教育文化用品及服務(wù)類、居住類居民消費(fèi)價格指數(shù)同比增長率（%）

β0可看作在不變情況下，物價的同有增長率；βj（j=1，2…8）為待估計(jì)的偏回歸系數(shù)，分別表示各消費(fèi)品類和相關(guān)服務(wù)價格變動對CPI的影響，在其他解釋變量保持不變的情況下，Xi每變化一個百分點(diǎn)，對Y造成的影響為βj；μ為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

（二）模型參數(shù)估計(jì)

運(yùn)用Eviews8.O軟件，采用最小二乘法，對總共204組數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸，對所建模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

由估計(jì)結(jié)果可得模型回歸方程為：

Y=-0.092642+0.327682X1+0.009696X2+0.095258X3+0.058901X4+0.1 14468X5，+0.035249X6+0.136030X7+0.157472X8

（三）模型檢驗(yàn)

1.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

通過上述多元線性回歸得到的模型，可進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)：

（1）β0=0.092642，表示如果八大消費(fèi)品價格指數(shù)維持現(xiàn)有增長，則我國居民消費(fèi)價格指數(shù)增長將趨緩0.092642個百分點(diǎn)。

（2）八大消費(fèi)品價格指數(shù)的偏回歸系數(shù)βj均為正，表示在其他條件不變的情況下，每項(xiàng)價格指數(shù)每提升1個百分點(diǎn)，CPI增加βj個百分點(diǎn)；反之，降低βj個百分點(diǎn)。例如食品類居民消費(fèi)價格指數(shù)提升1個百分點(diǎn)，CPI增長將增快0.327682個百分點(diǎn)；反之，增速趨緩0.327682個百分點(diǎn)。

（3）以上兩點(diǎn)均符合經(jīng)濟(jì)理論以及先前預(yù)期，經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)通過。

2.統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

（1）擬合優(yōu)度檢驗(yàn)。多元線性回歸中用可決系數(shù)R2來衡量樣本回歸線對樣本觀測值的擬合程度。該擬合模型的可決系數(shù)R2=0.997496>0.8，可見其擬合優(yōu)度較好。由于此模型涉及到的解釋變量較多，考慮用調(diào)整的可決系數(shù)來判斷模型的擬合優(yōu)度。本模型調(diào)整的可決系數(shù)R2=0.997393>0.8，可見是一個很好的擬合結(jié)果。從上述結(jié)果中町以看出，擬合優(yōu)度高，模型中解釋變量對被解釋變量的解釋程度高，可推測模型總體線性關(guān)系成立。

（2）方程顯著性F檢驗(yàn)。上述擬合優(yōu)度檢驗(yàn)提供了線性關(guān)系成立的推測，需要進(jìn)一步的統(tǒng)計(jì)學(xué)上的嚴(yán)格檢驗(yàn)，因此需要進(jìn)行F檢驗(yàn)。

HO：β1=0，β2 0，…，βj=0 H1：βj（j=1，2，…，8）不全為零

在顯著性水平α=0.05，n=204，k=8，查表得F0.05（8，195）

（3）變量顯著性t檢驗(yàn)。經(jīng)過F檢驗(yàn)，能夠推斷出方程的總體線性關(guān)系是顯著的，但并不能說明每個解釋變量對被解釋變量的影響都是顯著的，因此需要就對每個解釋變量進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，以決定是否作為解釋變量被保留在本模型中，這就需要t統(tǒng)計(jì)量。

H0：βj=0

H1：βj≠0

在顯著性水平α=0.05，n 204，k=8時，查表町得，tα/2（n-k-1）=t0.025（195）=1.972。而根據(jù)參數(shù)估計(jì)結(jié)果，在所有t統(tǒng)計(jì)量中，X1，X3 X8均高于臨界值，能夠拒絕原假設(shè)接受備擇假設(shè)，即認(rèn)為βj顯著不為0。而X2未通過變量的顯著性檢驗(yàn)，因此將予以剔除。

3計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

（1）多重共線性檢驗(yàn)。首先用簡單相關(guān)系數(shù)法觀察變量問的相關(guān)性，Eviews導(dǎo)出的相關(guān)系數(shù)矩陣表明所有Xi問的簡單相關(guān)系數(shù)絕對值均未超過0.7，初步說明各變量問不存在較強(qiáng)的多重共線性，但并不能完全排除多重共線性的可能。

繼而采用逐步回歸法，檢驗(yàn)多個解釋變量的模型問是否存在多重共線問題并解決。分別做被解釋變量Y關(guān)于X1，X3，X4，X5，X6，X7，X8的一元回歸。

根據(jù)簡單回歸中的統(tǒng)計(jì)量Rz和R2可以得出，七個解釋變量的重要性依次為：X1>X8>X5>X4>X6>X7>X3，因此以解釋變量x。為基礎(chǔ)，依次引入其他變量，以尋找最佳回歸方程。

在整個逐步回歸的過程中能夠發(fā)現(xiàn)，可決系數(shù)一直在升高，且各解釋參數(shù)符號合理并均通過了顯著性水平為5%的t檢驗(yàn)。因此，最終的CPI增長率函數(shù)以如下為最優(yōu)：

Y=-0.082787+0.32857X1+0.095372X3+0.061034X4+0.11572X5+0.036739X6+0.135376X7+0.15626X8

逐步回歸沒有剔除任何解釋變量，說明該模型不存在多重共線性問題，可能是由于選取的變量為同比增長率，且經(jīng)濟(jì)意義方面各類消費(fèi)品價格相互之間很難產(chǎn)生較高相關(guān)度，因此降低了該模型共線性問題發(fā)生的可能。

（2）序列相關(guān)性檢驗(yàn)及補(bǔ)救。通過觀察優(yōu)化后模型的殘差變化圖形，可以初步判斷該模型的隨即干擾項(xiàng)存在一定的序列相關(guān)，需采用D.W.檢驗(yàn)法加以嚴(yán)格檢驗(yàn)和補(bǔ)救。

給定α=0.05，樣本容量n=204，變量個數(shù)k=7時，查表可得D.w.檢驗(yàn)的上下界為dL=1.70713，dU=1.83057，而由逐步回歸后的優(yōu)化模型可知DW=0.505099

經(jīng)Eviews用廣義差分法進(jìn)行序列相關(guān)性補(bǔ)救，可得ρ1估計(jì)值為0.891867，且t檢驗(yàn)結(jié)果顯著，說明該模型存在序列相關(guān)性。在顯著水平為5%的情況下，樣本容量n=203，變量個數(shù)k=7，查表可得D.W.檢驗(yàn)的上下界為dL=1.70713，dU=1.83057，此時dU

Y=0.019834+0.326621X1+0.090741X3+0.068832X4+0.105374X5+0.100542X6+0.134443X7+0.137382X8

經(jīng)過統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)、共線性逐步回歸修正以及序列相關(guān)性檢驗(yàn)及補(bǔ)救之后的優(yōu)化模型的擬合情況優(yōu)秀。

四、政策建議

通過實(shí)證研究可得，食品類消費(fèi)價格指數(shù)的變化對CPI波動影響最大，由于食品對CPI的影響會由于不同季節(jié)物資供應(yīng)量和需求量的變化而發(fā)生季節(jié)性變動，因此食品對CPI的影響會呈現(xiàn)一定正相關(guān)；其次是居住類、娛樂文化類、醫(yī)療保健類、衣著類、家庭設(shè)備及維修類和交通通訊類。煙酒及用品消費(fèi)價格指數(shù)由于未通過參數(shù)顯著性檢驗(yàn)被模型剔除，一定程度上反映了其對CPI波動影響與其他因素相比較小，這可能說明雖然近年來灑類的價格大幅上漲，但實(shí)際對公眾的日常生活影響很小，此外政府近年來不斷進(jìn)行的禁煙宣傳和落實(shí)工作也間接降低了煙草對CPI的影響幅度。據(jù)此給出如下政策建議：

（一）穩(wěn)定食品類價格

食品價格作為居民價格指數(shù)最重要且權(quán)數(shù)最大的影響因素，需要繼續(xù)保持其穩(wěn)定。有關(guān)部門應(yīng)大力開展糧食生產(chǎn)預(yù)測工作，充分了解居民糧食需求的季節(jié)性變動，進(jìn)而有效快速地調(diào)節(jié)供求關(guān)系，防止糧食過多或過少供應(yīng)，減少糧食市場價格的波動，進(jìn)而從基本上穩(wěn)定糧食類價格。在此基礎(chǔ)上應(yīng)持續(xù)提高對農(nóng)業(yè)的關(guān)注，市場經(jīng)濟(jì)建立以來，雖然農(nóng)業(yè)作為第一產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中所占比重逐年下降，但農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整依舊應(yīng)受到重視，有關(guān)部門應(yīng)根據(jù)糧食價格的變化調(diào)整農(nóng)業(yè)支出結(jié)構(gòu)，引領(lǐng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者的種植計(jì)劃，有效降低農(nóng)產(chǎn)品價格劇烈波動的風(fēng)險(xiǎn)，同時加大資本、技術(shù)、勞動力等生產(chǎn)要素的投入，建立健全農(nóng)村資本和生產(chǎn)要素流動市場，提高要素資源的使用率，從成本改善角度進(jìn)一步完善農(nóng)產(chǎn)品價格體系。

（二）穩(wěn)定居住類產(chǎn)品價格

近年來，政府已從多渠道加強(qiáng)房地產(chǎn)市場的宏觀調(diào)控，但仍需對房地產(chǎn)市場繼續(xù)嚴(yán)加監(jiān)管。對房地產(chǎn)開發(fā)投資增幅過快的地區(qū)，有關(guān)部門應(yīng)當(dāng)密切關(guān)注并積極預(yù)測市場需求，適當(dāng)調(diào)該地房地產(chǎn)開發(fā)規(guī)模，對投資過熱的地區(qū)適度降溫。對結(jié)構(gòu)性矛盾突出、房產(chǎn)價格漲幅過大的地區(qū)，要著力于調(diào)整住房供應(yīng)結(jié)構(gòu)，適當(dāng)增加土地供應(yīng)量，加快普通商品住房建設(shè)和經(jīng)濟(jì)適用住房管理，滿足不同收入家庭的住房需求，穩(wěn)定商品房價格的過快增長。在此基礎(chǔ)上還需要不斷完善房產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)控制機(jī)制，銀行間逐步實(shí)現(xiàn)住房貸款信息聯(lián)網(wǎng)，保障買房賣房者的合法利益。同時通過保障出租住房的合理收益，引導(dǎo)長線投資性購房。

（三）加強(qiáng)對娛樂教育文化類產(chǎn)品價格的監(jiān)管

娛樂教育文化類產(chǎn)品雖然在整個消費(fèi)價格指數(shù)體系內(nèi)所占比重不如食品和居住類產(chǎn)品那么大，但是該指數(shù)增長率呈現(xiàn)顯著上升態(tài)勢。隨著互聯(lián)網(wǎng)時代的到來，線上旅行社開始走紅，但是線上旅行社實(shí)體難覓，這也給有關(guān)部門的監(jiān)督帶來了困難。應(yīng)當(dāng)出臺相應(yīng)辦法，加強(qiáng)旅行社經(jīng)營監(jiān)督機(jī)制，線下線上兩手抓，對旅游業(yè)團(tuán)體旅游漫天要價的亂象予以制止。

教育和培訓(xùn)方面，宣揚(yáng)給學(xué)生校內(nèi)課業(yè)減負(fù)的同時，繼續(xù)嚴(yán)格進(jìn)行對其他培訓(xùn)機(jī)構(gòu)的監(jiān)察控制措施。避免校內(nèi)減負(fù)校外增壓的現(xiàn)象所導(dǎo)致的教育類產(chǎn)品價格虛高且不穩(wěn)定波動。

參考文獻(xiàn)：

[1]任潔.中國居民消費(fèi)價格指數(shù)波動的實(shí)證研究[D].昆明：昆明理工大學(xué)碩士學(xué)位論文，2008.

[2]尉盼龍.我國省際價格傳導(dǎo)的實(shí)證研究[D].廣州：暨南大學(xué)碩士學(xué)位論文，2007.

[3]余元全.資產(chǎn)價格對我國宏觀經(jīng)濟(jì)的影響研究[J].重慶大學(xué)學(xué)報(bào)，2007，（6）.

[4]董梅.基于VAR模型的CPI影響因素分析及預(yù)測[J].蘭州商學(xué)院學(xué)報(bào)，2010，（3）.

[5]陳丹丹，任保平.需求沖擊與通貨膨脹——基于中國的經(jīng)驗(yàn)研究[J].當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2008，（6）.

[6]劉霖，靳云匯.貨幣供應(yīng)、通貨膨脹與中國經(jīng)濟(jì)增長——基于協(xié)整的實(shí)證分析[J].統(tǒng)計(jì)研究，2005，（3）.