我國(guó)物價(jià)水平影響因素的實(shí)證分析

張馨予 朱家明 李婉悅

(1.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，安徽 蚌埠 233030；2.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)與應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

改革開(kāi)放以來(lái)，一方面包括農(nóng)村經(jīng)濟(jì)體制改革、社會(huì)保障體制改革、收入分配改革等在內(nèi)的經(jīng)濟(jì)體制改革對(duì)我國(guó)貨幣的交易性、預(yù)防性需求日益增加，貨幣供應(yīng)量也隨之上升[1]；另一方面，對(duì)外開(kāi)放成為我國(guó)的一項(xiàng)重要國(guó)策，打造了全方位、多層次、寬領(lǐng)域的對(duì)外開(kāi)放格局，進(jìn)出口貿(mào)易額高速增長(zhǎng)，同時(shí)GDP的高速增長(zhǎng)也創(chuàng)造了“世界奇跡”[2]，因此居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)也在不斷攀升，1996年到2005年，我國(guó)的CPI從101.4到108.3，增長(zhǎng)了6.8%，2009年回落到98.2,從2010年到2016年則相對(duì)平穩(wěn)，大致在101左右波動(dòng).居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)波動(dòng)能夠反映出可能會(huì)出現(xiàn)通貨膨脹或通貨緊縮，也會(huì)加劇人們對(duì)通脹或通緊的預(yù)期，也對(duì)進(jìn)一步了解我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r具有重要意義.

1 相關(guān)文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)外許多學(xué)者采用了不同的方法對(duì)我國(guó)物價(jià)水平的影響因素、以及物價(jià)水平與各影響因素之間的關(guān)系進(jìn)行了分析、研究和總結(jié)，取得了一些成果.吳衛(wèi)紅[3]從傳統(tǒng)的貨幣數(shù)量論的觀點(diǎn)出發(fā)，研究了我國(guó)貨幣供應(yīng)量與物價(jià)的非常規(guī)關(guān)系，認(rèn)為貨幣供應(yīng)量與物價(jià)之間不能得到一個(gè)確切的關(guān)系；易剛[4]則建立了以機(jī)會(huì)成本的比較為核心的以貨幣流、實(shí)物流和傳導(dǎo)機(jī)制為兩大模塊的模型，討論了貨幣供應(yīng)量的增加使物價(jià)持續(xù)上漲，最終導(dǎo)致通貨膨脹；于麗[5]運(yùn)用了VAR模型得出作為貨幣政策目標(biāo)的貨幣供應(yīng)量與GDP和物價(jià)存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，三者之間存在著聯(lián)動(dòng)機(jī)制的結(jié)論.本文著重從宏觀方面入手，根據(jù)貨幣的交易性需求選取有代表性的指標(biāo)建立模型，并對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)修正，最終得出我國(guó)物價(jià)水平其主要因素之間的關(guān)系.

2 我國(guó)物價(jià)水平主要影響因素的確定及計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的構(gòu)建

2.1 主要影響因素的確定

貨幣供應(yīng)量、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展中重要的宏觀監(jiān)測(cè)指標(biāo).良性的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)需要一定的貨幣供給，而適當(dāng)?shù)脑黾迂泿殴┙o量又是宏觀經(jīng)濟(jì)良好發(fā)展的基礎(chǔ).當(dāng)貨幣供給量增長(zhǎng)率較大，人們用多量的貨幣去購(gòu)買(mǎi)少量的商品，導(dǎo)致商品供小于求，使物價(jià)水平持續(xù)上升，CPI不斷攀增.因此本文選取以下兩個(gè)主要影響因素進(jìn)行計(jì)量分析：(1) 貨幣供應(yīng)量；(2) 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值；以及由這兩個(gè)影響因素延伸出來(lái)的(3) 貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)量；(4) 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)量.

本文選取了中國(guó)貨幣供應(yīng)量、廣義貨幣增長(zhǎng)量、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)量、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的1996-2015年的年度數(shù)據(jù)，取自中國(guó)統(tǒng)計(jì)局.其中Y為居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(%)(代表物價(jià)水平相比上一年變動(dòng)情況)；X1為中國(guó)貨幣供應(yīng)量(億元)；X2為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP(億元)；X3為中國(guó)貨幣增長(zhǎng)量(億元)；X4為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP增長(zhǎng)量(億元).

2.2 模型設(shè)定

文獻(xiàn)[4,5]均使用了線性回歸的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，擬合優(yōu)度較高，因此本文要引入的解釋變量和被解釋變量設(shè)定的模型為Y=β0+β1X1+β2X2+μt，其中πt為隨機(jī)干擾項(xiàng).對(duì)各解釋變量符號(hào)進(jìn)行預(yù)測(cè)，模型中貨幣供應(yīng)量及國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的符號(hào)均為正值.

2.3 估計(jì)模型及參數(shù)檢驗(yàn)

為了分析貨幣供應(yīng)量和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響，我們考慮運(yùn)用EVIEWS軟件對(duì)貨幣供應(yīng)量和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)使用最小二乘法估計(jì)模型參數(shù)、建立多元線性回歸方程，且假定模型及其隨機(jī)干擾項(xiàng)滿足古典假定，結(jié)果如表1所示.

表1 一次多元線性回歸結(jié)果

參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)的結(jié)果如

Y=49 393.32+0.459 699X1t+1.791 272X2t
(7 099.215) (0.052 946) (0.391 246)
t=(63 957.576)(8.682 365) (4.578 380)
R2=0.992 484,F=1 056.391,n=20，

其中R2為可決系數(shù)，F(xiàn)為F統(tǒng)計(jì)量用于考量解釋變量整體的顯著性.

3 模型求解結(jié)果的檢驗(yàn)及修正

3.1 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)及擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

其次，對(duì)擬合優(yōu)度進(jìn)行度量發(fā)現(xiàn)可決系數(shù)是0.992 484,說(shuō)明所建立的模型在整體上樣本數(shù)據(jù)擬合度較高，即解釋變量“貨幣供應(yīng)量”、“國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值”對(duì)被解釋變量“居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)”的差異大部分做出了解釋.

最后，對(duì)回歸系數(shù)進(jìn)行t檢驗(yàn)：估計(jì)回歸系數(shù)β1、β2、β3的標(biāo)準(zhǔn)差和t值分別為

在顯著性水平為0.05時(shí)，查t分布表，得到自由度為18時(shí)的臨界值是2.101,所以應(yīng)當(dāng)拒絕原假設(shè).因此斜率系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)表明，貨幣供應(yīng)量、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的確有顯著影響.

3.2 多重共線性檢驗(yàn)及修正

由前文可得，X1與X2之間的相關(guān)系數(shù)為0.958 3，較高，證實(shí)的確存在著一定的多重共線性.我們需要做輔助回歸[6]，將X1對(duì)X2進(jìn)行回歸，得到模型如表2所示.

表2 X1對(duì)X2輔助回歸模型

得到可決系數(shù)和方差膨脹因子的數(shù)值分別為0.918和6.384，由于輔助回歸的可決系數(shù)很高，經(jīng)驗(yàn)表明，方差擴(kuò)大因子VIFj較大時(shí)，通常說(shuō)明該解釋變量與其余被解釋變量之間存在一定的多重共線性.

將各變量進(jìn)行滯后變換，以對(duì)多重共線性進(jìn)行修正，重新估計(jì)模型

InYt=β1+β2X3t+β3X4t+μt.

得到的回歸結(jié)果如

所有解釋變量都與預(yù)期的相一致，即貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)量、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP增長(zhǎng)量都與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)呈正相關(guān).經(jīng)過(guò)數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換之后，盡管解釋變量之間高度相關(guān)，但相關(guān)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)指標(biāo)，如回歸方程檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量、各回歸系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量都高度顯著，且所有系數(shù)都具有正確的符號(hào)，這表明貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)量、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP增長(zhǎng)量對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)具有顯著影響.

3.3 異方差性檢驗(yàn)

表3 White檢驗(yàn)表

F統(tǒng)計(jì)量2．983231可能性0．079228樣本數(shù)的可決系數(shù)5．160720可能性0．075747

利用White檢驗(yàn)法對(duì)回歸模型進(jìn)行異方差性檢驗(yàn)，得到的檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示.

由表3可得nR2=5.13，由White檢驗(yàn)可知，在α=0.05下，查X2分布表，可得0.05(2)=5.991 5，nR2=5.13<0.05(2)=5.991 5,所以接受同方差的原假設(shè)，不存在異方差性，因此不需要對(duì)模型進(jìn)行異方差性的修正.除此之外，還對(duì)該模型進(jìn)行了自相關(guān)檢驗(yàn)，由于檢驗(yàn)結(jié)果為不存在被解釋變量之間的相關(guān)性因此不再贅述.

3.4 結(jié)果分析

通過(guò)對(duì)我國(guó)物價(jià)水平影響因素的分析發(fā)現(xiàn)，再多個(gè)可能影響的因素共同發(fā)揮作用時(shí)，出現(xiàn)了物價(jià)水平與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值存在多重共線性，通過(guò)對(duì)數(shù)變換對(duì)該模型進(jìn)行修正，最后進(jìn)行異方差和自相關(guān)檢驗(yàn)，最終得到較為滿意的模型.

該模型表明：在其他條件不變的情況下，貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)量每上升4.882 432億元，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)增長(zhǎng)一個(gè)百分點(diǎn)；國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP增長(zhǎng)量每上升4.882 432億元，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)增長(zhǎng)一個(gè)百分點(diǎn).本文著重從宏觀方面入手，根據(jù)貨幣的交易性需求選取有代表性的指標(biāo)建立模型，并對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)修正，最終得出我國(guó)物價(jià)水平與貨幣供應(yīng)量、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)量之間的關(guān)系.而不足之處是本文所選取的數(shù)據(jù)量較小，可能會(huì)導(dǎo)致模型的代表性下降，以及建立模型時(shí)還有其他更為復(fù)雜的因素未加入進(jìn)來(lái)，導(dǎo)致模型不夠全面可靠.

4 政策建議

本文利用時(shí)間序列數(shù)據(jù)方法，選取1996年到2015年的年度數(shù)據(jù)，最終確定了影響物價(jià)水平指數(shù)的國(guó)民生產(chǎn)總值、貨幣供應(yīng)量?jī)纱笾饕蛩兀Ｐ妥罱K表明國(guó)民生產(chǎn)總值、貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)對(duì)物價(jià)水平指數(shù)增長(zhǎng)呈正相關(guān)，接下來(lái)在該模型的基礎(chǔ)上結(jié)合我國(guó)的實(shí)際情況給出下列建議：第一，在當(dāng)前輕度通貨膨脹的經(jīng)濟(jì)背景下，央行應(yīng)當(dāng)和政府有關(guān)部門(mén)聯(lián)手協(xié)商通過(guò)各種貨幣政策工具適度地控制貨幣供應(yīng)量以有效控制物價(jià)水平的上升.本文研究模型表明，貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)量與物價(jià)水平呈正相關(guān)，因此貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)量每下降4.882 432億元，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)下降一個(gè)百分點(diǎn).第二，近二十年來(lái)我國(guó)的GDP雖一直保持著高速增長(zhǎng)，但我國(guó)擁有的自主研發(fā)創(chuàng)新?lián)碛泻诵募夹g(shù)的企業(yè)僅占萬(wàn)分之三，因此我國(guó)政府應(yīng)當(dāng)可以犧牲小部分的GDP去鼓勵(lì)企業(yè)自主研發(fā)而不僅僅是為其他股價(jià)的企業(yè)進(jìn)行加工制作，與此同時(shí)隨著GDP的增速下降，還可使我國(guó)物價(jià)水平增速下降，降低國(guó)民生活壓力提高幸福指數(shù)，實(shí)現(xiàn)一箭雙雕.第三，政府應(yīng)當(dāng)深化國(guó)民經(jīng)濟(jì)體制改革，多方面考慮影響物價(jià)水平的因素，提高資源的配置效率，以有效調(diào)節(jié)物價(jià)水平，減小經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的幅度，建立并實(shí)行可行有效的政策.

[1] 李健.金融學(xué)[M].北京：高等教育出版社，2010.

[2] 郭熙保.中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)之謎新解[J].學(xué)術(shù)月刊，2009(2)：63-71.

[3] 吳衛(wèi)紅. 我國(guó)貨幣供應(yīng)量與物價(jià)關(guān)系研究的文獻(xiàn)綜述[J].區(qū)域金融研究，2012(3)：18-24.

[4] 易綱.中國(guó)的貨幣供求與通貨膨脹[J].經(jīng)濟(jì)研究，1995(5)：51-58.

[5] 于麗.貨幣供應(yīng)量與GDP和物價(jià)指數(shù)聯(lián)動(dòng)機(jī)制分析[J].商業(yè)現(xiàn)代化，2010(8)：21-22.

[6] 龐皓．計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：科學(xué)出版社，2014.