基于多元回歸模型的CPI影響因素分析

1、基于多元回歸模型的CPI影響因素分析【摘要】2011年以來，通貨膨脹越來越成為我國的重要經(jīng)濟現(xiàn)象。作為衡量通貨膨脹的主要指標(biāo)，CPI（消費者物價指數(shù)）與人們的生活具有最密切的關(guān)系。CPI的不斷攀升使生活成本增加，也影響國民經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。本文從我國的歷史數(shù)據(jù)出發(fā)，選擇貨幣供應(yīng)量、工資率及原材料燃料價格作為自變量，通過建立CPI與以上變量的多元回歸模型，分析影響CPI變化的主要因素，并著重分析通貨膨脹的成因，為政府實現(xiàn)宏觀調(diào)控目標(biāo)、促進國民經(jīng)濟健康持續(xù)發(fā)展和改善人民生活提出建議?！娟P(guān)鍵詞】 CPI 多元回歸 通貨膨脹1. 問題的提出近一年來，我國的通貨膨脹形勢引起了社會的廣泛關(guān)注。2010年全

2、年居民消費價格同比上漲3.3%，而2011年7月為6.5%，達到最近一年的最高值（如圖1）。央行通過提高存款準(zhǔn)備金率、加息、加強利貸調(diào)控等一系列措施控制物價上漲，尤其在2011年7月7日進行年內(nèi)第三次加息后，CPI稍有回落，說明政府控制通脹的效果逐漸顯現(xiàn)，但現(xiàn)階段我國面臨的通脹壓力仍然不可小視。近年來，國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品、國際市場石油、鐵礦石等價格劇烈波動，特別是去年國內(nèi)商品價格變動存在較大的不確定性。2009 年寬松的貨幣政策促進了經(jīng)濟復(fù)蘇，但偏高的貨幣供給與增加的工資率對2011年的通貨膨脹形成了很大壓力。由此我們有理由猜測，原材料和燃料價格上漲、貨幣供給增加、工資率提高等因素形成的價格影響機制對

3、我國宏觀經(jīng)濟的調(diào)控提出了新挑戰(zhàn)。 那么，CPI的大幅增長是否與上述因素密切相關(guān)呢？圖1 2010年11月-2011年10月我國CPI變化趨勢2. 經(jīng)濟理論分析通貨膨脹和就業(yè)率是經(jīng)濟宏觀調(diào)控的兩個重要指標(biāo)。其中CPI是衡量通貨膨脹最及時的指標(biāo)，也與人們的生活關(guān)系最密切。根據(jù)宏觀經(jīng)濟學(xué)理論，通貨膨脹按成因可分為三類：需求拉動型、成本推動型及結(jié)構(gòu)型通貨膨脹。對CPI影響因素的分析可以以此為依據(jù)。需求拉動型通貨膨脹，是指貨幣供給過度增加導(dǎo)致總需求大于社會總供給所引起的通貨膨脹。在短期內(nèi)，社會總供給不變，如果貨幣供應(yīng)量超過了貨幣需求量，則總需求會迅速增加，開始出現(xiàn)短期的需求拉動型通貨膨脹（如圖2）。因此

4、貨幣供應(yīng)量應(yīng)該是推動CPI上升的因素之一。在長期，經(jīng)濟增長水平上升使總供給增加，有利于價格穩(wěn)定，因此長期經(jīng)濟增長水平是抑制CPI上升的因素之一。成本推動型通貨膨脹是指在總需求不變的情況下，由生產(chǎn)要素價格上漲引起的成本價格上漲所導(dǎo)致的總物價水平持續(xù)上漲的情況。在總需求不變的情況下，成本增加引起的總供給減少將使供給曲線向上移動，從而引起價格上升（如圖3）。企業(yè)生產(chǎn)的可變成本主要有工人工資及原材料、燃料價格，這些因素的上升會引起企業(yè)成本的上升，進而引起CPI的上漲。 圖2 需求拉動型通貨膨脹 圖3 成本推動型通貨膨脹結(jié)構(gòu)性通貨膨脹是由需求結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)移、部門差異等引起企業(yè)成本上升而發(fā)生的通貨膨脹，其對CP

5、I的影響也通過工資率變化實現(xiàn)。綜上所述，CPI的影響因素可歸結(jié)為貨幣供應(yīng)量、工資率、原材料燃料價格、經(jīng)濟增長水平。本文以此變量為基礎(chǔ)，建立CPI影響因素模型。3. 模型建立3.1 理論模型的建立本文通過建立多元回歸模型對CPI的影響因素進行分析。結(jié)合前述經(jīng)濟理論，我們選取廣義貨幣供給量M2（x1）、工資率（x2）、原材料燃料價格（x3）及不變價格計量的實際GDP（X4）作為影響消費者物價指數(shù)CPI（y）的因素，建立y與X1、X2、X3、X4的多元回歸模型，試圖找到對CPI有較強影響的經(jīng)濟變量，對引起CPI上漲的因素進行分析。模型形式為：yi =0 +1x 1 i +2x2 i +3x3 i +

6、4x4 i +i以此模型為基礎(chǔ)，選取相關(guān)樣本計算回歸方程。3.2 樣本及變量說明1) 為使統(tǒng)計單位具有一致性，廣義貨幣供應(yīng)量M2、工資率及原材料能源價格因素以增長率作為計算數(shù)據(jù)。2) 選取中國1992年2009年的相關(guān)數(shù)據(jù)作為回歸方程的計算樣本。3) 考慮到貨幣和原材料燃料價格對CPI影響傳遞的時滯性，將其對應(yīng)的年份前調(diào)一年，即1992年的CPI與1991年的M2及原材料燃料價格建立對應(yīng)關(guān)系。3.3 模型參數(shù)的估計在Eviews中，利用OLS法進行參數(shù)估計，其中4沒有通過顯著性檢驗（T=1.2），即不能認(rèn)為實際GDP與CPI存在顯著的線性關(guān)系。X1、X2、X3再次回歸，得到回歸方程為：y =

7、-9. + 0.x1 + 0.41676x2 + 0.x33.4 模型的檢驗3.4.1 經(jīng)濟檢驗由樣本方程知，估計參數(shù)1=0.，即廣義貨幣供應(yīng)量M2與CPI成正相關(guān)關(guān)系，符合貨幣供應(yīng)量增加推動總需求上升進而使CPI上漲的基本經(jīng)濟原理。參數(shù)B2=0.41676，B3=0.4744，即工資率、原材料燃料價格均與CPI成正相關(guān)關(guān)系，符合成本因素上升推動價格上漲的原理。3.4.2 統(tǒng)計意義檢驗1) 擬合優(yōu)度檢驗?zāi)Ｐ蛿M合優(yōu)度R2=0.，回歸模型對于文章選取的19922009年的觀測值擬合程度較好。2) 回歸方程顯著性F檢驗及系數(shù)顯著性T檢驗 回歸模型的F值為43.75543，P值為0.，回歸模型通過了方

8、程顯著性F檢驗。X1（M2增長率）、X2（工資率增長率）、X3（原材料燃料價格增長率）整體能與Y（CPI）之間建立較為理想的回歸模型。同時，方程通過系數(shù)顯著性T檢驗。數(shù)據(jù)如下表：VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. X10.0.3.0.0045X20.0.3.0.0077X30.0.4.0.0003C-9.2.-4.0.0004 F-statistic43.75543 Prob(F-statistic)0.3.4.3 計量經(jīng)濟學(xué)檢驗1) 異方差檢驗利用White檢驗法進行檢驗，建立檢驗回歸模型：2i =0 +1x1i+2x2i+3x3i +

9、4x21i+5x22i+6x23i+7x1ix2i+7x1ix2i +8x1ix3i +9x2ix3i +i構(gòu)造統(tǒng)計量W = nR2 ，若存在異方差，則 W近似服從自由度為9的2分布。 用Eviews進行相關(guān)計算，得到W = 6.16.92, 所以異方差問題不存在。2）自相關(guān)檢驗利用D.W.方法，構(gòu)造統(tǒng)計量：計算得：D.W=1.。查D.W 分布表有： dl=0.93, du=1.69, 4-du=2.31。dlD.W4-du成立，所以方程不存在自相關(guān)問題。3）多重共線性檢驗我們用方差膨脹因子法對模型進行多重共線性的檢驗。如果方差膨脹因子（VIF）10則認(rèn)為該自變量與其他自變量間有嚴(yán)重多重共線性

10、。模型中，X1(貨幣供給量M2增長率)的VIF值為1.1640， X2（工資率增長率）的VIF值為1.1775，X3（原材料燃料價格增長率）的VIF值為1.0158，均小于判斷標(biāo)準(zhǔn)10。所以，我們認(rèn)為模型不存在嚴(yán)重多重共線性。4 實證分析通過以上模型，可以清楚地看到貨幣供應(yīng)量、工資率及原材料燃料價格三個因素對我國CPI的量化影響。其中，M2增速每變化一個單位，CPI平均同向變化0.個單位。工資率每變化一個單位，CPI平均同向變化0.個單位。原材料燃料價格每變化一個單位，CPI平均同向變化0.個單位。以此為依據(jù)，下文對中國90年代以來的通貨膨脹原因進行分析。CPI增幅超過3%即認(rèn)為發(fā)生了通貨膨脹

11、。由數(shù)據(jù)可以看出，90年代以來中國共發(fā)生過兩次嚴(yán)重的通貨膨脹，一次為19931996年，另一次為2007年至今。1992年中國十四大確立了建立社會主義市場經(jīng)濟體制的目標(biāo)，為經(jīng)濟發(fā)展注入了活力，中央政府采取的降息、稅改等政策措施也極大地刺激了總需求。從貨幣供應(yīng)量看，1991年1995年，廣義貨幣供應(yīng)量M2的增速均在20%以上，其中19921994甚至超過了30%，分別為31.3%、37.31%、34.5%。大量超發(fā)的貨幣成為通貨膨脹的主要誘因。同時，投資需求膨脹產(chǎn)生的對基礎(chǔ)產(chǎn)品的需求向各產(chǎn)業(yè)體系擴散，引發(fā)成本推動型通貨膨脹，其中原材料燃料價格漲幅居前，從19921995一直保持在遠(yuǎn)超過10%的高

12、位，極大地推動了CPI的上漲。同一時期，我國的工資率亦處于90年代以來增速最快的階段。這些因素都是推動CPI上升的主要原因。由此可見，此次通貨膨脹始于流通領(lǐng)域，由貨幣增長失控引起總需求過度增長，推動成本上升而引起的直線式混合型通貨膨脹。圖4 1993年1996年CPI、M2、工資率及原材料燃料價格增速2007年以來，我國CPI再次持續(xù)居于高位。究其原因，也與貨幣超發(fā)及成本上升密切相關(guān)。2007年中國外匯儲備增長率高達43.32%，極大地增加了國內(nèi)的通脹壓力，同時存貸款利率處于較低水平，引發(fā)了以房地產(chǎn)行業(yè)為代表的價格上漲。2008年9月雷曼兄弟破產(chǎn)標(biāo)志著一場全球性金融危機的爆發(fā)，一體化的經(jīng)濟體系

13、中，眾多國家都卷入其中。中國政府為提振國內(nèi)經(jīng)濟，于2008年11月實行政府4萬億投資刺激計劃，次年M1、M2增長率分別達到了32.35%及27.68%，貨幣增發(fā)再次成為CPI上漲的主要誘因之一。同時2008年的原材料燃料價格上漲達到10.5%，處于進入21世紀(jì)以來第二高位，通過成本途徑也對CPI產(chǎn)生了較大影響。圖5 2007年2010年CPI、M2、工資率及原材料燃料價格增速通過以上分析，我們可以看到90年代以來中國的幾次通脹產(chǎn)生的原因都可以在建立的回歸模型中找到相應(yīng)的數(shù)字依據(jù)和經(jīng)濟路徑，因而認(rèn)為該模型對于解釋CPI變動的原因，特別是通貨膨脹的原因有一定作用。2010年中國M2 增長仍處于19

14、.7%的較高水平，工資率和原材料燃料價格也分別達到了13.3%和9.3%，因而2011年的通脹現(xiàn)狀是不可避免的。在實現(xiàn)控制通貨膨脹的宏觀調(diào)控方面，政府采取適度從緊的財政貨幣政策，如提高利率、增加存款準(zhǔn)備金率。從歷史經(jīng)驗看，這一手段的確對穩(wěn)定物價具有顯著的作用。5 結(jié)論結(jié)合所建立的CPI影響因素多元回歸模型及相關(guān)實證數(shù)據(jù)，我們可以看出，貨幣供應(yīng)量、工資率及原材料燃料價格三個因素是影響CPI的重要因素。為控制通貨膨脹率參考文獻：1于俊年，計量經(jīng)濟學(xué)，對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)出版社，2007. 2邁克爾帕金著，張軍等譯， 宏觀經(jīng)濟學(xué)，人民郵電出版社，2008. 3 張權(quán)，我國通貨膨脹的測度及其影響因素的實證

15、分析，華東經(jīng)濟管理，2011、6. 4何啟志，我國通貨膨脹測度因子的實證檢驗，經(jīng)濟縱橫，2010（21）. 5吳軍、田娟，結(jié)構(gòu)性通貨膨脹解析，金融研究，2008（9）.附錄： Eviews相關(guān)計算1、 回歸參數(shù)估計及模型、參數(shù)檢驗Dependent Variable: CPIMethod: Least SquaresDate: 11/27/11 Time: 22:30Sample: 1992 2009Included observations: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. M20.0.3.0.0045PAY0.0.3.0.00

16、77MAT0.0.4.0.0003C-9.2.-4.0.0004R-squared0. Mean dependent var4.Adjusted R-squared0. S.D. dependent var7.S.E. of regression2. Akaike info criterion4.Sum squared resid81.18314 Schwarz criterion4.Log likelihood-39.09792 F-statistic43.75543Durbin-Watson stat1. Prob(F-statistic)0.2、 異方差檢驗：White法White He

17、teroskedasticity Test:F-statistic1. Probability0.Obs*R-squared6. Probability0.Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 11/27/11 Time: 22:51Sample: 1992 2009Included observations: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C20.2173910.280971.0.0750M2-0.0.-0.0.4834M220.0.0.0.6844PAY-0.0.-0.0.3712PAY20.0.0.0.6210MAT0.0.1.0.1695MAT2-0.0.-0.0.4344R-squared0. Mean dependent var4.Adjusted R-squared0. S.D. dependent var4.S.E. of regression4. Akaike inf