1、改革開放以來商品零售價格指數（rpi）變化因素分析一、 問題引出自前年“非典”以后，我國食品類商品的價格持續上漲，各媒體對此現象的報道和評論不斷。緊接著，學校食堂、澡堂的價格也隨之上漲，在同學中間造成了不小的震動。出于對物價上漲現象的關注，我們決定對通貨膨脹（緊縮）的標志rpi進行計量分析。二、 理論陳述通貨膨脹是指物價水平持續上漲或者貨幣價值（購買力）持續下降的過程。通貨膨脹本質上是一種貨幣現象，是過多的貨幣追求有限的商品和勞務引起物價普遍的持續上漲。通貨膨脹的成因主要有需求拉動與成本推動。需求拉動“錢太多貨太少”（弗里德曼）是政府使用財政和貨幣政策干預經濟的結果。需求大于供給，物價自然就會

2、上漲。成本推動主要是由生產資料價格上漲與工資提高引起的。作用機理是生產資料成本、工資成本的增長使上游產品投入成本的增加自上而下傳導給下游產品，這就使消費品生產中的投入物品價格上升，相應從成本方面推動了消費品物價的上升。通貨緊縮也是一種貨幣現象，表現為總體物價水平的持續下降。在研究通貨緊縮時，應當注意狀態和過程的區別。當一個國家在一年以上的時期內有80以上的月份出現總體物價水平下降，就可認為該國出于通貨緊縮時期，也就是通常所說的出現通貨緊縮。供大于求，這是通貨緊縮的主要原因。而造成供大于求的原因是多樣化的，收入、利率、投資等等因素的變動最終都有可能造成供大于求。三、 數據收集根據理論分析，并考慮

3、到樣本數據有限，我們選擇固定資產投資總額，最終消費，職工工資總額和滯后商品零售價格指數（n表示滯后的期數，具體值通過回歸加以確認）作為解釋變量。由于解釋變量是絕對數，被解釋變量是指數，兩者相差太大，所以我們對解釋變量與被解釋變量都加以對數化得、和。 表一 19782003年各項數據表rpi（商品零售價格指數）i（固定資產投資總額）cp（最終消費）w（職工工資總額）1978100.0 1377.9 2239.1 568.9 1979102.0 1474.2 2619.4 646.7 1980108.1 1590.0 2976.1 772.4 1981110.7 1581.0 3309.1 820

4、.0 1982112.8 1760.2 3637.9 882.0 1983114.5 2005.0 4020.5 934.6 1984117.7 2468.6 4694.5 1133.4 1985128.1 3386.0 5773.0 1382.8 1986135.8 3846.0 6542.0 1659.7 1987145.7 4322.0 7451.2 1881.1 1988172.7 5495.0 9360.1 2316.2 1989203.4 6095.0 10556.5 2618.5 1990207.7 6444.0 11365.2 2951.1 1991213.7 7517.0 1

5、3145.9 3323.9 1992225.2 9636.0 15952.1 3939.2 1993254.9 14998.0 20182.1 4916.2 1994310.2 19260.6 26796.0 6656.3 1995356.1 23877.0 33635.0 8100.0 1996377.8 26867.2 40003.9 9080.0 1997380.8 28457.6 43579.4 9405.3 1998370.9 29545.9 46405.9 9296.5 1999359.8 30701.6 49722.7 9875.5 2000354.4 32499.8 54600

6、.9 10656.2 2001351.6 37460.8 58927.4 11830.9 2002347.0 42355.4 62364.6 13161.0 2003346.7 51900.4 67051.4 14744.0 表二 19782003年各項數據對數值表19784.60517 7.22832 7.71383 6.34370 19794.62497 7.29587 7.87070 6.47188 19804.68306 7.37149 7.99837 6.64950 19814.70682 7.36581 8.10443 6.70930 19824.72562 7.47318 8.1

7、9916 6.78219 19834.74057 7.60340 8.29916 6.84012 19844.76814 7.81141 8.45415 7.03298 19854.85281 8.12740 8.66095 7.23187 19864.91118 8.25479 8.78600 7.41439 19874.98155 8.37147 8.91613 7.53961 19885.15156 8.61159 9.14421 7.74768 19895.31517 8.71522 9.26450 7.87036 19905.33609 8.77090 9.33831 7.98993

8、 19915.36457 8.92492 9.48387 8.10889 19925.41699 9.17326 9.67735 8.27873 19935.54087 9.61567 9.91255 8.50029 19945.73722 9.86582 10.19601 8.80332 19955.87521 10.08067 10.42332 8.99962 19965.93436 10.19866 10.59673 9.11383 19975.94227 10.25617 10.68234 9.14903 19985.91593 10.29370 10.74518 9.13739 19

9、995.88555 10.33207 10.81422 9.19781 20005.87043 10.38899 10.90781 9.27390 20015.86249 10.53105 10.98406 9.37847 20025.84941 10.65385 11.04075 9.48501 20035.84840 10.85708 11.11321 9.59859 四、模型建立1、對各個因素加以分析（1）對，根據阿爾蒙法調整得到： (1.4798) (8.7693) (-1.4925) (-3.9785) (2.0457) 由檢驗得對被解釋變量影響最為顯著，故選擇作為解釋變量。（2）對

10、，根據阿爾蒙法調整得到：(9.863) (2.316) (8.672) (3.415) (1.727) (-1.783) (-3.324) 由檢驗可以看出，對的影響最為顯著，所以選擇作為解釋變量。（3）對，根據阿爾蒙法調整得到： (5.336) (4.647) (0.459) (-0.391) (0.565) (0.260) (-2.829) 由檢驗可以看出，對的影響最為顯著，所以選擇作為解釋變量。（4）對，根據阿爾蒙法調整得到：(7.952) (1.713) (1.006) (-1.337) (-0.045) (1.937) (-3.918) 結合經濟意義、檢驗以及考慮到樣本容量，選取作為解

11、釋變量。 2、綜合分析把以上選取的4個解釋變量、與被解釋變量加以回歸，得到回歸方程： (2.364912) (6.877004) (-0.729803) (-2.408678) (4.371333) 由，可知，模型整體顯著，但是、系數不符合經濟意義，而且的系數的檢驗不顯著，可見模型中存在多重共線性問題。五、模型檢驗及修正 表三 解釋變量相關系數矩陣1.000000 0.988249 0.986196 0.984125 0.988249 1.000000 0.998082 0.996478 0.986196 0.998082 1.000000 0.998291 0.984125 0.996478

12、 0.998291 1.000000 從表三可以看出，各個解釋變量之間的相關性很強。對此，我們采取逐步回歸的辦法。1、 用一個解釋變量逐個回歸，分別得到回歸方程 （a）(1.475950) (37.96950) （b）(12.55979) (26.48007) （c）(7.387150) (27.26201) （d）(12.42966) (29.78755) 綜合可決系數和檢驗，最后選?。╠）方程作為基本回歸方程。2、 在（d）方程的基礎上增加一個解釋變量，分別得回歸方程 （e）(2.804194) (2.299558) (5.076878) （f）(9.909904) (1.908250)

13、(0.443029) （g）(5.863038) (2.156951) (-0.529574) 比較（e）（f）（g）三個方程，其中（e）方程的可決系數最高，各個系數的檢驗顯著，檢驗也顯著，因此選?。╡）方程進一步逐步回歸。3、 在（e）方程的基礎上進一步回歸（h）(0.815244) (3.423390) (6.146344) （-2.511621） （i）(4.846779) (4.390936) (7.231330) （-3.649128） 把（h）（i）方程和（e）方程進行比較，雖然可決系數有一定的提高，但是增加的解釋變量的系數不符合經濟意義，故經權衡，選?。╡）方程作為回歸方程 （e

14、）(2.804194) (2.299558) (5.076878) 殘差圖示如下：圖一 actual, fitted, residual graph4、 異方差檢驗及修正（1）圖示分析圖二 圖三 注：隨、的變化是顯著的，初步判斷存在異方差。 （2）white檢驗表四 回歸方程（e）的white檢驗結果從表四可以得到，當的時候，而，回歸方程存在異方差（或者通過也能判斷出存在異方差）。 （3）異方差的修正（加權最小二乘法） 取權數，加權最小二乘回歸得： （e）(26.67109) (45.54773) (25.40728) 表五 回歸方程（e）的white檢驗結果從表五可以看到，當的時候，（或者從

15、也能判斷），即經修正后已不再有異方差。5、 自相關檢驗及修正由于解釋變量中含有滯后變量，所以用德賓h-法檢驗即方程（e）不存在自相關。所以，我們把方程（e）作為最終的回歸方程： (26.67109) (45.54773) (25.40728) 殘差圖示如下：圖四 actual, fitted, residual graph6、平穩性和協整性檢驗所有的變量序列都是非平穩的，原始數據和一階差分的協整性檢驗無法通過，二階差分的協整性檢驗可以通過。六、經濟現象實證分析圖五 1978-2003年rpi定基指數走勢圖改革開放初期，價格體制逐漸放開，生產資料價格上漲，行政事業單位提高工資，此外，投資需求的拉

16、動，使消費品物價上升。初期中央政府用宏觀調控的手段實行價格管理，物價上漲的幅度得到了適當控制。到了1988年，1989年，經濟開始過熱，商品零售價格指數開始大幅上升。這次過熱的原因既有上一次經濟過熱治理不徹底的遺留影響，也有上次宏觀調控后新出現的因素。遺留影響主要表現為貨幣供給、貸款和固定資產投資的過快增長。在19851986年的宏觀調控中，固定資產投資的過快增長沒有得到有效治理，到了1987年以后，雖然國家預算內的基本建設投資得到一定控制，但是預算外投資規模的膨脹遠遠沒有控制住，而且愈演愈烈，成為高膨脹出現的一個重要因素。19921994年的通貨膨脹是多種因素綜合作用的結果，概括起來，主要有

17、以下幾種原因：需求膨脹。1993年的通貨膨脹表現在超常的投資需求，而消費增長平穩。1993年全社會固定資產投資比1992年增長了50.6，固定資產投資率達37.7。成本推進。1993年生產資料價格大幅上漲和行政事業單位提高工資，外加前兩年投資需求和貨幣投放大幅度增長積累的壓力，以及稅制、外匯改革因素，都導致了產品成本的上升。糧食減產。1993年，中國的糧食總產量地區之間不平衡，南方的稻谷減產。從1993年11月開始，南方沿海地區大米價格大幅度上漲，并波及全國。糧食一價帶百價，糧價上漲，帶動肉禽蛋等主要食品價格大幅度上漲，而食品作為居民必須的生活物資，在居民的消費指數中占有重要地位。食品價格的上

18、漲，更加劇了居民對通貨膨脹的預期，從而進一步刺激需求的上升。90年代末出現的通貨緊縮并不是偶然的，而是有著深刻的社會條件及原因的。第一，“過剩經濟”的出現，使90年代末期具備了產生通貨緊縮的客觀經濟條件。第二，貨幣供應量減少，滿足不了市場商品流通的正常需要，是導致我國通貨緊縮的直接原因。第三，社會消費需求不足，消費結構失衡，是導致我國通貨緊縮的一個重要原因。第四，宏觀經濟政策失當?！斑m度從緊的財政貨幣政策”，而實際當中從緊過度，是導致我國通貨緊縮的一個重要政策原因。第五，東南亞金融危機的影響，使我國外貿出口大幅度下降，也是導致我國通貨緊縮的一個重要條件和因素。自2003年1月開始，我國居民消費

19、物價指數一路緩慢增長，貨幣供應量增長較快，固定資產投資率較高，食品價格大幅上漲，生產資料價格上升帶動消費物價指數上漲。但是我國目前的價格上揚是長期通貨緊縮之后的回漲，主要不是由于快速的需求增長的拉動，而是受自然災害，以及國際國內經濟環境改善的影響。國際經濟的恢復，我國前幾年抑制通貨緊縮所采取的政策的滯后效應，都促使我國物價指數的回升。因此，在今后短期內我國物價指數的輕微上升是不可避免的，但要出現以前傳統意義上的惡性通貨膨脹，還缺少發生的條件和基礎。七、模型解釋由上面的分析可以得出，推動通貨膨脹的最主要因素是固定資產投資的高速增長，導致通貨緊縮的原因主要是有效需求不足。雖然我們在設定模型之初也引入了i（固定資產投資總額）和cp（最終消費)這兩個解釋變量，但是由于建模知識和經驗上的缺乏，我們最終設定的模型只選取了w（職工工資總額）和滯后一期的rpi（商品零售價格指數）作為解釋變量，而且采取了對數形式。從模型來看，滯后一期的rpi