基于VAR模型的中國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)影響因素分析

劉海兵

(蘭州交通大學(xué),甘肅蘭州 730070)

基于VAR模型的中國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)影響因素分析

劉海兵

(蘭州交通大學(xué),甘肅蘭州 730070)

關(guān)于居民消費(fèi)價(jià)格影響因素的研究已有很多,但它們主要將視線集中于 CPI的構(gòu)成因素上。其實(shí) CPI漲幅的適度規(guī)模是由于經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、資源的有限性等諸因素綜合發(fā)展的必然結(jié)果,屬正常調(diào)整。然而,CPI的過(guò)高上漲則反映了社會(huì)供需之間的矛盾已經(jīng)明顯,客觀上需要及時(shí)調(diào)整影響社會(huì)供需關(guān)系的主導(dǎo)因素以將CPI穩(wěn)定在一定的變化幅度內(nèi)。本文選取較長(zhǎng)時(shí)間跨度內(nèi)對(duì)社會(huì)供需重要影響的因素的歷史數(shù)據(jù),使用VAR模型來(lái)分析 CPI的影響因素及其影響程度。

VAR模型;居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù);影響因素

一、引言

居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù) (Consumer Price Index,英文縮寫為 CPI)是反映一定時(shí)期內(nèi)居民消費(fèi)價(jià)格變動(dòng)趨勢(shì)和變動(dòng)程度的相對(duì)數(shù),是以居民購(gòu)買并用于消費(fèi)的一組代表性商品和服務(wù)項(xiàng)目的價(jià)格水平的變化情況來(lái)反映居民消費(fèi)價(jià)格變動(dòng)幅度的國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算統(tǒng)計(jì)指標(biāo)。從一般理論來(lái)看,居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)受社會(huì)總供給與社會(huì)總需求之間差數(shù)的影響,也受到貨幣發(fā)行量的影響。這一指標(biāo)影響著政府制定貨幣、財(cái)政、消費(fèi)、價(jià)格、工資、社會(huì)保障等政策,同時(shí)也與居民生活密切相關(guān)。因此,長(zhǎng)期以來(lái),不僅宏觀政策的制定者密切關(guān)注著 CPI的高低,而且很多學(xué)者也圍繞著 CPI進(jìn)行了大量的理論和實(shí)證研究。尤其是自 2007年以來(lái),CPI持續(xù)地呈高位增長(zhǎng),引起了政府、學(xué)者、企業(yè)廠商的高度關(guān)注,成為目前學(xué)界研究領(lǐng)域的一個(gè)熱點(diǎn)和難點(diǎn)問(wèn)題。

關(guān)于 CPI的影響因素分析,學(xué)界已有研究。李敬輝、范志勇 (2005)將糧食價(jià)格波動(dòng)作為價(jià)格指數(shù)變動(dòng)的重要因素[1],李慶華 (2006)認(rèn)為固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率對(duì)消費(fèi)價(jià)格通脹率的反應(yīng)是相當(dāng)敏感和強(qiáng)勁的[2],何維煒 (2007)、任潔 (2008)、孟偉 (2009)等認(rèn)為食品價(jià)格和居住價(jià)格是決定 CPI走勢(shì)抬高的兩大主導(dǎo)力量[3～5],劉哲 (2010)以遼寧省為個(gè)案進(jìn)行分析,認(rèn)為價(jià)格水平波動(dòng)的源頭在生產(chǎn)領(lǐng)域,食品價(jià)格和資源價(jià)格的上漲對(duì) CPI的影響顯著[6]。董梅(2010)則認(rèn)為原料、燃料和動(dòng)力購(gòu)進(jìn)價(jià)格指數(shù)和工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響較顯著,但遠(yuǎn)低于居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)自身的影響[7]。也有研究運(yùn)用VAR模型對(duì) CPI的影響因素作了分析。這些研究成果為我們進(jìn)一步的研究工作提供了重要的理論指導(dǎo)和方法借鑒。然而,將這些研究成果置于現(xiàn)時(shí)的話語(yǔ)中,還有一些不足之處:第一,過(guò)多地將視線聚焦于 CPI的構(gòu)成因素上,即 CPI的結(jié)果是由這些因素如食品、居住等加權(quán)計(jì)算得來(lái)的,而忽略了真正的目標(biāo)是析取 CPI的影響因素;第二,時(shí)間上的滯后性,雖然方法選用比較科學(xué),但所分析的數(shù)據(jù)已不是最新。正是基于這些原因,本文再次選用VAP模型,采取最新數(shù)據(jù),重新對(duì)CPI的影響因素進(jìn)行分析。

二、VAR模型設(shè)置與解釋

1.變量選擇

從宏觀經(jīng)濟(jì)理論看,社會(huì)總供給主要由消費(fèi)、儲(chǔ)蓄、稅收以及進(jìn)口等構(gòu)成,社會(huì)總需求主要包括消費(fèi)、投資、政府購(gòu)買以及出口?？蛇M(jìn)一步將這些因素具體化為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均可支配收入、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、貨幣供應(yīng)量、工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)、出口總額和進(jìn)口總額。

物價(jià)上漲的原因一般有三:一是需求拉動(dòng)式的物價(jià)上漲,它是由于需求擴(kuò)張所引起的;二是成本推動(dòng)式的物價(jià)上漲,它是由于原料、燃料價(jià)格等成本價(jià)格的上漲所引起的;三是物價(jià)上漲的國(guó)際傳遞,它是由于一個(gè)國(guó)家的物價(jià)上漲或貨幣貶值傳導(dǎo)到他國(guó)的現(xiàn)象。為了較準(zhǔn)確地分析 CPI的影響因素,須對(duì)每一種情況進(jìn)行考察。

從需求來(lái)看,自 2007年全國(guó)各地區(qū)開始出臺(tái)了不同程度地提高工資的政策措施。提高工資在短期內(nèi)會(huì)增加居民的購(gòu)買力,進(jìn)而有效地刺激需求。一方面,產(chǎn)品會(huì)由于需求的增加而漲價(jià),另一方面,這會(huì)增加投資者的預(yù)期,刺激他們更多地投資。因而,收入的增加在很大程度上拉動(dòng)了物價(jià)上漲。同時(shí),為了盡可能準(zhǔn)確客觀地分析收入對(duì) CPI的影響程度,在這里采用城鎮(zhèn)居民可支配收入作為變量,因?yàn)檗r(nóng)村居民可支配收入對(duì) CPI的上漲是滯后的,反應(yīng)不敏感。其次,貨幣供應(yīng)量也是影響需求變化的重要因素,根據(jù)貨幣數(shù)量論,通脹率來(lái)自貨幣增長(zhǎng)率,所以它在一定程度上具有內(nèi)生性。再次,固定資產(chǎn)投資規(guī)模在很大程度上決定產(chǎn)品價(jià)格,固定資產(chǎn)投資由于主要是由政府支撐的,所以它不會(huì)因?yàn)樨泿耪叩淖兓l(fā)生顯著變化。

從供給來(lái)看,農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格和工業(yè)品價(jià)格的增加是物價(jià)總水平上漲的外在因素,農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)情況的指標(biāo)用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)來(lái)考察,工業(yè)品價(jià)格波動(dòng)情況的指標(biāo)用工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)來(lái)考察。因此,可用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)和工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)來(lái)反映供給方的變化,將其作為外生變量進(jìn)入模型。

從國(guó)際傳遞來(lái)看,由于我國(guó)的經(jīng)濟(jì)總量比較大,經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)是復(fù)合型的,即不是單一地依賴某一生產(chǎn)要素取得發(fā)展,因此,其他國(guó)家的物價(jià)上漲或貨幣貶值的波及效應(yīng)是有限的,意即國(guó)外通脹率的變化對(duì)我國(guó) CPI的影響是不顯著的。

根據(jù)上述分析,我們選取居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入 (Income)、貨幣供應(yīng)量(Money Providence,簡(jiǎn)寫為M)、固定資產(chǎn)投資(PermanentAssets,簡(jiǎn)寫為 PA)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù) (Agricultural Production PriceIndex,簡(jiǎn)寫為API)、工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù) (Industrial Production Price Index,簡(jiǎn)寫為 IPI)作為自變量,為了量綱的統(tǒng)一,將這些變量統(tǒng)一用“率”來(lái)考量。

2.模型建立

在經(jīng)濟(jì)問(wèn)題分析中,VAR模型 (vector autoregression model),即向量自回歸模型,對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)有較強(qiáng)的空間關(guān)系分析能力,換言之,該模型不僅能夠分析變量間相關(guān)性,更重要的是,能夠分析序列數(shù)據(jù)前后期各變量對(duì)自身變量和其他變量的影響。因此,鑒于 CPI的內(nèi)在特點(diǎn),為了更充分反映 CPI的變動(dòng)特點(diǎn)以及其影響變量對(duì)其的沖擊,較為準(zhǔn)確地模擬 CPI變動(dòng)軌跡,為今后政策措施提供依據(jù),本文選取VAR模型作為 CPI影響因素分析模型。

表2 與模型相關(guān)的數(shù)據(jù)表

在已有研究成果的基礎(chǔ)上,結(jié)合前文分析,我們?cè)谀Ｐ椭袑⒇泿旁鲩L(zhǎng)率 (貨幣供應(yīng)量)作為內(nèi)生變量,同時(shí)由于固定資產(chǎn)增長(zhǎng)率 (固定資產(chǎn)投資)決定著利率和貨幣供給兩者的變化,因此將固定資產(chǎn)增長(zhǎng)率也作為內(nèi)生變量進(jìn)入模型。將來(lái)自兩方面的供給沖擊——農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)API和工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù) IPI作為外生變量。基于此,根據(jù)歷年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒并經(jīng)計(jì)算整理后,得到表 1的樣本。

因?yàn)槲覀兊哪Ｐ褪墙⒃谛颖净A(chǔ)上的,所以在選擇滯后階數(shù) P時(shí),一方面為了反映所構(gòu)造模型的動(dòng)態(tài)特性,一方面為了有足夠的自由度,參照SI C和 SC規(guī)則,我們選取的滯后階數(shù)為 2,構(gòu)造一個(gè)VAR(2)模型:

其中,u1t、u2t、u3t是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng),他們之間可以同期相關(guān),但是不能與自身的滯后值相關(guān),也不能與等式右邊的變量相關(guān)。

三、結(jié)果分析

1.向量自回歸分析

運(yùn)用 eviews5.0對(duì)上述模型進(jìn)行估計(jì),結(jié)果如表2。

表2 向量自回歸估計(jì)

從VAR模型輸出的結(jié)果中,我們可以看出:

第一,居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)滯后一期對(duì)自身的影響的參數(shù)估計(jì)值為 0.85,而且顯著性水平較高,而滯后二期對(duì)自身的影響為負(fù)。對(duì)此,我們可以理解為,第一年居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的上漲會(huì)在下一年度逐漸釋放,在第三年開始逐步糾正。

第二,貨幣供給量滯后一期和滯后二期都會(huì)對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)產(chǎn)生一定的影響,通過(guò)參數(shù)估計(jì)值 0.32和0.11表現(xiàn)出來(lái),其 t統(tǒng)計(jì)量分別為為1.56和 1.22。這說(shuō)明加大貨幣供給會(huì)促使居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)一定程度上漲。

第三,固定資產(chǎn)投資規(guī)模滯后一期對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響是比較顯著的,其 t統(tǒng)計(jì)量約為 2。這說(shuō)明固定資產(chǎn)投資每提高 1個(gè)百分點(diǎn),大約會(huì)使下一年的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)提高 0.144個(gè)百分點(diǎn)。

第四,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)或許對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)有影響,但不顯著。其根源于農(nóng)業(yè)一直是一個(gè)弱勢(shì)產(chǎn)業(yè)。

第五,工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響由其參數(shù)估計(jì)值 0.25所表示,相應(yīng)地,t統(tǒng)計(jì)量為 1.66。這說(shuō)明,相對(duì)于農(nóng)業(yè),工業(yè)是一個(gè)強(qiáng)勢(shì)產(chǎn)業(yè),工業(yè)品出廠價(jià)格的持續(xù)上漲就會(huì)拉動(dòng)居民消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)提高。

第六,回歸結(jié)果中還包括了每個(gè)方程的標(biāo)準(zhǔn)OLS回歸統(tǒng)計(jì)量,可以看出對(duì)于每個(gè)方程的數(shù)值都很大,這說(shuō)明方程對(duì)因變量的擬合較好。F檢驗(yàn)值也比較大,說(shuō)明方程的解釋程度也比較顯著。A I C與 SC的值都比較小,說(shuō)明滯后階數(shù)的確定基本合理。

2.脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

VAR模型的主要功能是說(shuō)明一個(gè)隨機(jī)新量的沖擊對(duì)內(nèi)生變量的影響及其相對(duì)重要性,這就需要用脈沖響應(yīng)函數(shù)對(duì)其作進(jìn)一步分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)描述一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對(duì)VAR模型中內(nèi)生變量當(dāng)期值和未來(lái)值的影響。我們用脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)分析加入一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的隨機(jī)新量對(duì)模型中內(nèi)生變量當(dāng)期及未來(lái)幾期的影響,分析結(jié)果見(jiàn)圖 1和表 3。

圖 1中的 a圖表示各內(nèi)生變量對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的隨機(jī)新量的反應(yīng)。從圖中可以看出,居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)自身對(duì)它的反應(yīng)是一直持續(xù)增加,但增幅率不同。這說(shuō)明居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的一次偶然上升,會(huì)在第一年和第二年逐步得到釋放,而在第三年開始逐步回歸,增幅率加大,到四年以后增幅率逐漸下降。貨幣供應(yīng)量對(duì)該沖擊的反應(yīng)是持續(xù)增加,從第四年開始增幅率趨近于 0,在第一年到第三年增幅率經(jīng)歷了由大到小的過(guò)程。固定資產(chǎn)投資對(duì)該沖擊的反應(yīng)在初期表現(xiàn)為增加,到三年多之后增幅開始下降,這說(shuō)明居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的一次偶然上升,會(huì)影響固定資產(chǎn)投資規(guī)模近四年。

圖 1 脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖 1中的 b圖表示各內(nèi)生變量對(duì)貨幣供應(yīng)量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的隨機(jī)新量的反應(yīng)。從圖中可以看出,居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)該沖擊的反應(yīng)是開始時(shí)下降,約半年之后增加,然后持續(xù)增加,在第二年增幅最大,然后逐年下降,這說(shuō)明貨幣供給的一個(gè)增長(zhǎng)性沖擊,會(huì)在短期內(nèi)導(dǎo)致消費(fèi)價(jià)值指數(shù)的下降,產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因可能是當(dāng)貨幣突然增加時(shí),居民不敢肯定這是永久性增加還是暫時(shí)性增加,所以在開始階段,不敢貿(mào)然增加消費(fèi)支出,直到約半年之后才開始增加消費(fèi)支出。貨幣供應(yīng)量自身對(duì)它的反應(yīng)是開始時(shí)大幅增加,從第二年開始趨于平靜。固定資產(chǎn)投資規(guī)模對(duì)該沖擊的反應(yīng)是開始時(shí)增加,經(jīng)過(guò)兩年后持續(xù)下降,這說(shuō)明投資行為往往是一窩蜂行為。

圖 1中的 c圖表示各內(nèi)生變量對(duì)固定資產(chǎn)投資規(guī)模一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的隨機(jī)新量的反應(yīng)。從圖中可以看出,居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)它的反應(yīng)在開始時(shí)是下降的,然后持續(xù)下降,第三年上升,到第四年又開始下降。貨幣供應(yīng)量對(duì)該沖擊的反應(yīng)是先增加,后下降,直到第五年才開始上升。固定資產(chǎn)規(guī)模自身對(duì)其反應(yīng)與貨幣供應(yīng)量對(duì)其沖擊的反應(yīng)基本相吻合,這說(shuō)明只要見(jiàn)到利好投資,人們往往會(huì)跟風(fēng)投資,隨著資本的邊際收益遞減,人們的投資熱情逐步冷卻。

表3 脈沖響應(yīng)函數(shù)值

表 3中的數(shù)據(jù)也顯示出了圖 1所示的結(jié)果。

3.方差分解分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)所描述的是VAR模型中的一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量帶來(lái)的影響,而方差分析則是通過(guò)分析每一種沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度,進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同的沖擊的重要性,其結(jié)果如表4。

從表 4中可以看出:

第一,對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的隨機(jī)新量,其標(biāo)準(zhǔn)差從第二年開始主要由居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)所感應(yīng),其比例最高時(shí)達(dá)到 58%,其次是貨幣供應(yīng)量,其所占比例在 40%左右。

第二,對(duì)貨幣供應(yīng)量的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的隨機(jī)新量,其標(biāo)準(zhǔn)差也主要由居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和貨幣供應(yīng)量所感應(yīng),其比例均在 45%左右。

表4 方差分解結(jié)果

第三,對(duì)固定資產(chǎn)投資規(guī)模的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的隨機(jī)新量,其標(biāo)準(zhǔn)差主要被居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)所感應(yīng),其所占比例在 37%到 42%之間,其次是固定資產(chǎn)投資規(guī)模自身,其所占比例在 28%到 38%之間,最后是貨幣供應(yīng)量,其所占比例在 21%到 33%之間。

第四,方差分解結(jié)果與脈沖響應(yīng)函數(shù)的結(jié)果相同。

四、結(jié)論

根據(jù)以上分析,我們可以得到以下結(jié)論:

第一,居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)自身的沖擊是明顯的,這種沖擊效應(yīng)會(huì)在第一年和第二年逐漸得到釋放,第三年開始糾正。這體現(xiàn)了物價(jià)上漲呈現(xiàn)圍繞均衡波動(dòng)的發(fā)展趨勢(shì),也說(shuō)明了居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的上漲不具有長(zhǎng)久性。

第二,貨幣供給量滯后一期和滯后二期都會(huì)對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)產(chǎn)生一定的影響,且效果比較顯著,這說(shuō)明適當(dāng)?shù)呢泿耪邔?duì)于平衡居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)有著重要作用。要抑制過(guò)高的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù),貨幣政策是重要且有效的調(diào)節(jié)工具。這與我國(guó)出臺(tái)從緊的貨幣政策以應(yīng)對(duì) 2007年以來(lái)持續(xù)走高的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的思路是不謀而合的。

第三,居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和貨幣供應(yīng)量對(duì)固定資產(chǎn)投資規(guī)模的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的隨機(jī)新量的反應(yīng)都是相當(dāng)敏感和強(qiáng)勁的。因此,有效控制固定資產(chǎn)投資的規(guī)模對(duì)于平衡一國(guó)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)是很有效的。

第四,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響不顯著,而與此同時(shí),工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響卻比較顯著。這反映了農(nóng)業(yè)在目前還是一個(gè)弱勢(shì)產(chǎn)業(yè),農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料缺乏價(jià)格上漲的彈性和動(dòng)力,而工業(yè)品價(jià)格上漲又會(huì)出現(xiàn)連鎖反應(yīng),要平穩(wěn)過(guò)渡居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù),就需要合理調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),這樣才能使某一產(chǎn)業(yè)內(nèi)的隨機(jī)新量對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的沖擊在多個(gè)勢(shì)力均衡的產(chǎn)業(yè)間得到平抑。特別是農(nóng)業(yè),要加大對(duì)農(nóng)業(yè)的投入和補(bǔ)助,農(nóng)業(yè)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)的基礎(chǔ),農(nóng)業(yè)對(duì)價(jià)格上漲的波動(dòng)會(huì)起到比較明顯的緩沖作用。

[1]李敬輝、范志勇.利率調(diào)整和通脹預(yù)期對(duì)大宗商品價(jià)格波動(dòng)的影響——基于中國(guó)市場(chǎng)糧價(jià)和通貨膨脹關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)研究[J].經(jīng)濟(jì)研究.2005,(6):61-68.

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F045.32

A

1008-2670(2010)06-0033-05

2010-10-26

劉海兵,男,甘肅武威人,蘭州交通大學(xué)黨委宣傳部、馬克思主義學(xué)院講師,研究方向:公共政策。

(責(zé)任編輯:李秀榮)