廣西壯族自治區(qū)物價(jià)局 廖 斌

一、引言

居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)變動(dòng)率用于衡量物價(jià)水平的波動(dòng)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則是衡量一個(gè)國(guó)家(地區(qū))經(jīng)濟(jì)政策績(jī)效的重要手段，二者之間的關(guān)系一直是宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中人們普遍關(guān)注、學(xué)界熱點(diǎn)研究的重要問(wèn)題之一。而CPI作為反映一定時(shí)期內(nèi)城鄉(xiāng)居民所購(gòu)買的生活消費(fèi)品和服務(wù)項(xiàng)目?jī)r(jià)格變動(dòng)趨勢(shì)和程度的重要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，也必然與居民消費(fèi)水平之間存在著相互的影響。此外，消費(fèi)作為拉動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三駕馬車”之一，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也有著十分重要的意義。因此，本文嘗試從宏觀視角，基于“產(chǎn)出—物價(jià)”P(pán)hillips曲線，結(jié)合我國(guó)1979～2013年CPI與GDP、消費(fèi)水平增長(zhǎng)數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)物價(jià)水平的重要影響因素進(jìn)行定量分析，揭示物價(jià)水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、消費(fèi)水平三者之間的關(guān)系，并力圖尋求提高消費(fèi)水平、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與穩(wěn)定物價(jià)的均衡策略。

二、物價(jià)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、消費(fèi)水平的關(guān)系分析

(一)基于“產(chǎn)出—物價(jià)”P(pán)hillips曲線的理論基礎(chǔ)。

“產(chǎn)出—物價(jià)”曲線表明的是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與物價(jià)上漲率之間的關(guān)系，這是第三種菲利普斯曲線(Phillips曲線)。其通過(guò)“奧肯定律”，實(shí)現(xiàn)以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)失業(yè)率(第二種菲利普斯曲線:“失業(yè)—物價(jià)”曲線)的替代，即該曲線反映的是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與物價(jià)上漲率之間呈現(xiàn)出同向的對(duì)應(yīng)變動(dòng)關(guān)系。在這一關(guān)系的研究中，通常并不直接采用經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率指標(biāo)，而是采用“現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)潛在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的偏離”，或是采用“現(xiàn)實(shí)產(chǎn)出水平對(duì)潛在產(chǎn)出水平的偏離”。這一“偏離”，表明一定時(shí)期內(nèi)社會(huì)總供求的缺口和物價(jià)上漲的壓力。

因此，本文將在此理論基礎(chǔ)上，對(duì)CPI、GDP和消費(fèi)水平均采用其年度增長(zhǎng)率(均為各自的“偏離”)進(jìn)行分析與實(shí)證研究。這不僅加強(qiáng)了數(shù)據(jù)之間的可比性，也更利于強(qiáng)調(diào)各變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，更好地反映物價(jià)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、消費(fèi)水平之間的關(guān)系。

(二)物價(jià)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、消費(fèi)水平的關(guān)系。

基于“產(chǎn)出—物價(jià)”P(pán)hillips曲線，結(jié)合我國(guó)1979～2013年的物價(jià)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、消費(fèi)水平的相關(guān)數(shù)據(jù)，分別繪制近35年CPI增長(zhǎng)率與GDP增長(zhǎng)率、消費(fèi)增長(zhǎng)率的折線圖，并整合如圖1所示。

從圖1可以看出，我國(guó)1979～2013年CPI與 GDP、消費(fèi)水平增長(zhǎng)率的變動(dòng)趨勢(shì)基本一致，這就說(shuō)明了它們之間基本呈正相關(guān)關(guān)系。但仍有個(gè)別年份出現(xiàn)GDP和消費(fèi)增長(zhǎng)水平下降，而CPI增長(zhǎng)卻上升的現(xiàn)象，即三者之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)的關(guān)系。鑒于我國(guó)CPI增長(zhǎng)率與GDP增長(zhǎng)率、消費(fèi)水平增長(zhǎng)率之間的關(guān)系較為復(fù)雜，我們不能僅僅依據(jù)Phillips曲線理論將三者之間的關(guān)系看成簡(jiǎn)單的正相關(guān)，因此，有必要構(gòu)建擬合模型來(lái)研究三者關(guān)系。

三、模型構(gòu)建及有效性檢驗(yàn)

(一)變量的選取與數(shù)據(jù)來(lái)源。

本文采用居民消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)CPI(以上年價(jià)格為100)的增長(zhǎng)率代表物價(jià)波動(dòng)，生產(chǎn)總值GDP(按當(dāng)年價(jià)格計(jì)算)的增長(zhǎng)率代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，居民消費(fèi)水平的增長(zhǎng)率代表消費(fèi)水平(XF)。1979～2013年我國(guó)CPI與GDP、消費(fèi)水平的數(shù)據(jù)來(lái)源均為國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒。相關(guān)數(shù)據(jù)如表1所示。

(二)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

本文選取1979～2013年時(shí)間序列驗(yàn)證我國(guó)物價(jià)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、消費(fèi)水平之間的關(guān)系，在對(duì)時(shí)間序列變量做回歸分析之前，應(yīng)分別檢驗(yàn)其是否具有平穩(wěn)性。本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)方法對(duì)CPI增長(zhǎng)率、GDP增長(zhǎng)率及消費(fèi)水平增長(zhǎng)率這三個(gè)時(shí)間序列變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，且原假設(shè)為:序列存在單位根，為非平穩(wěn)序列。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

圖1 1979～2013年我國(guó)CPI增長(zhǎng)率與GDP增長(zhǎng)率、消費(fèi)水平增長(zhǎng)率趨勢(shì)

表1 1979～2013年我國(guó)CPI和GDP、消費(fèi)水平增長(zhǎng)率 %

表2 CPI增長(zhǎng)率與GDP增長(zhǎng)率、消費(fèi)水平增長(zhǎng)率的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從檢驗(yàn)結(jié)果(表2)來(lái)看，CPI增長(zhǎng)率在顯著性水平為1%、5%、10%的臨界值均大于ADF值，故拒絕原假設(shè)，即該序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列;GDP增長(zhǎng)率在置信水平為1%的臨界值小于ADF值，但在置信水平為5%、10%的臨界值均大于ADF值，即在5%檢驗(yàn)水平下，拒絕原假設(shè)，該序列為平穩(wěn)序列;消費(fèi)水平增長(zhǎng)率在置信水平為1%、5%的臨界值均小于ADF值，說(shuō)明在5%檢驗(yàn)水平下，不能拒絕原假設(shè)，即該序列非平穩(wěn)。

因此，上述三者不能同時(shí)作為平穩(wěn)序列。但對(duì)三者的一階差分序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，三者P值均小于5%的顯著水平，即三者的一階差分序列都拒絕了原假設(shè)，可信度較高，均為平穩(wěn)序列，可以對(duì) CPI增長(zhǎng)率和GDP增長(zhǎng)率、消費(fèi)水平增長(zhǎng)率建立回歸方程。

(三)格蘭杰(Granger)因果性檢驗(yàn)。

D(CPI)、D(GDP)及D(XF)均為平穩(wěn)序列，因此，為研究物價(jià)水平、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及消費(fèi)水平之間的格蘭杰因果關(guān)系，應(yīng)對(duì)三者序列進(jìn)行格蘭杰(Granger)因果性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

格蘭杰(Granger)因果性檢驗(yàn)(表3)顯示，在顯著性水平為5%，滯后期為2時(shí)，可以得到:(1)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與物價(jià)波動(dòng)存在單向因果關(guān)系。對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)D(GDP)對(duì)物價(jià)波動(dòng)D(CPI)的影響結(jié)果，拒絕原假設(shè)，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是物價(jià)波動(dòng)的格蘭杰原因，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)必將引起物價(jià)的波動(dòng);(2)消費(fèi)水平的增長(zhǎng)與物價(jià)波動(dòng)存在單向因果關(guān)系。對(duì)于消費(fèi)水平增長(zhǎng)D(XF)對(duì)物價(jià)波動(dòng)D(CPI)的影響結(jié)果，拒絕原假設(shè)，即消費(fèi)水平增長(zhǎng)是物價(jià)波動(dòng)的格蘭杰原因，也就是說(shuō)消費(fèi)水平的增長(zhǎng)也將引起物價(jià)的波動(dòng);(3)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與消費(fèi)水平增長(zhǎng)存在單向因果關(guān)系。對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)D(GDP)對(duì)消費(fèi)水平增長(zhǎng)D(XF)的影響結(jié)果，拒絕原假設(shè)，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是消費(fèi)水平增長(zhǎng)的格蘭杰原因，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)將會(huì)使生產(chǎn)資料需求旺盛，并進(jìn)一步促使消費(fèi)需求增加。

(四)模型的構(gòu)建。

通過(guò)對(duì)CPI、GDP以及消費(fèi)水平增長(zhǎng)率三者序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)、格蘭杰(Granger)因果性檢驗(yàn)后，構(gòu)建擬合模型來(lái)分析三者之間的關(guān)系。

1.建立數(shù)學(xué)模型。根據(jù)“產(chǎn)出—物價(jià)”P(pán)hillips曲線(經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與物價(jià)上漲率之間的關(guān)系)及“奧肯定律”，物價(jià)上漲率受經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響，且二者呈同向的對(duì)應(yīng)變動(dòng)關(guān)系;消費(fèi)水平增長(zhǎng)是物價(jià)波動(dòng)的格蘭杰原因、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又是消費(fèi)水平增長(zhǎng)的格蘭杰原因等關(guān)系，進(jìn)一步分析三者相互影響程度。在此，利用CPI增長(zhǎng)率表示物價(jià)上漲率，GDP增長(zhǎng)率表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，XF增長(zhǎng)率表示消費(fèi)水平增長(zhǎng)率。

表3 Granger因果性檢驗(yàn)結(jié)果

CPI增長(zhǎng)率除受GDP增長(zhǎng)率、消費(fèi)水平增長(zhǎng)率的影響之外，還受到其他一些變量的影響及隨機(jī)因素的影響，將其他變量及隨機(jī)因素的影響均歸并到隨機(jī)變量u中。由此建立CPI增長(zhǎng)率與GDP、XF增長(zhǎng)率之間的回歸模型:

2.估計(jì)參數(shù)與評(píng)價(jià)模型。利用Eviews6.0對(duì)表1數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，得出樣本回歸方程為:

從擬合結(jié)果來(lái)看，無(wú)論是物價(jià)增長(zhǎng)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及消費(fèi)水平增長(zhǎng)單個(gè)變量的顯著程度，還是方程整體的顯著程度都比較低(方程僅有總離差平方和的34%被樣本回歸模型解釋，其擬合程度較低)，且存在嚴(yán)重的自相關(guān)，無(wú)法通過(guò)檢驗(yàn)。因此，不能使用上述方程來(lái)簡(jiǎn)單地反映物價(jià)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、消費(fèi)水平之間的關(guān)系。

3.修正模型。分析1979～2013年我國(guó)CPI增長(zhǎng)率與GDP增長(zhǎng)率、消費(fèi)水平增長(zhǎng)率趨勢(shì)圖(圖1)，發(fā)現(xiàn)CPI增長(zhǎng)率的變動(dòng)滯后于GDP增長(zhǎng)率以及XF增長(zhǎng)率的變動(dòng)，因此可以考慮 GDP、XF增長(zhǎng)率的滯后因素，建立GDP、XF增長(zhǎng)率對(duì)CPI增長(zhǎng)率的滯后一期回歸方程(即考慮滯后因素，對(duì)方程1進(jìn)行修正):

利用表1樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，得出樣本回歸方程為:

根據(jù)以上擬合結(jié)果，雖然方程整體的顯著程度有所提高，并基本消除自相關(guān)，但GDP、XF、XF(-1)的顯著程度卻都比較低。結(jié)合CPI、GDP、XF三者趨勢(shì)的進(jìn)一步分析:XF增長(zhǎng)略滯后于GDP增長(zhǎng)，而CPI增長(zhǎng)亦滯后于GDP和XF。因此，考慮進(jìn)一步修正模型，建立GDP滯后二期，XF滯后一期的擬合模型:

根據(jù)以上擬合結(jié)果，總離差平方和的75%被樣本回歸所解釋，方程整體擬合程度較好，且符合我國(guó)CPI、GDP以及消費(fèi)水平的增長(zhǎng)趨勢(shì)。以下將進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，對(duì)構(gòu)建模型做進(jìn)一步檢驗(yàn)。

4.協(xié)整檢驗(yàn)。建立上述回歸模型后，對(duì)其殘差序列u進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，并判斷其是否平穩(wěn)。原假設(shè)為:殘差序列u存在單位根，為非平穩(wěn)序列。檢驗(yàn)結(jié)果如圖2。

即顯著性水平為1%、5%、10%的臨界值分別為-4.440739、-3.632896、-3.254671，均大于ADF 值(ADF值為-8.249101)，因此拒絕殘差序列u存在單位根的原假設(shè)，且該序列平穩(wěn)。同時(shí)，通過(guò)殘差的自相關(guān)與偏自相關(guān)圖(見(jiàn)圖3)可以看出，其自相關(guān)函數(shù)與偏自相關(guān)函數(shù)均在置信區(qū)間內(nèi)，且P值均大于10%，可以認(rèn)為殘差是一個(gè)白噪聲過(guò)程。該檢驗(yàn)結(jié)果也說(shuō)明了CPI增長(zhǎng)率與GDP增長(zhǎng)率、消費(fèi)水平增長(zhǎng)率之間存在協(xié)整性或長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并依據(jù)三者關(guān)系建立的回歸方程(方程5)是可行的。

5.異方差檢驗(yàn)。對(duì)回歸方程進(jìn)行無(wú)交叉項(xiàng)的White檢驗(yàn)，得出以下結(jié)果:

懷特統(tǒng)計(jì)量TR2=2.169，查 χ2分布表，可知在5%顯著水平下，自由度為5的χ2分布臨界值為11.071，即χ2＞TR2，因此，結(jié)論是該回歸方程(方程5)中不存在異方差。

圖2 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

6.自相關(guān)檢驗(yàn)。已知方程(5)的DW=1.44，在5%顯著性水平下，DW臨界值的上下界分別為dL=1.22，dU=1.73，則 DW 取值在(dL，dU)=(1.22，1.73)之間。因此DW檢驗(yàn)不能確定結(jié)論，無(wú)法判別ut是否存在自相關(guān)，那么，以下采用LM(BG)檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如下:Obs*R-squared=LM=TR2=3.097，該值小于顯著性水平為5%，自由度為5的χ2分布臨界值(11.071)，由此判斷方程(5)不存在自相關(guān)。

圖3 殘差的自相關(guān)和偏自相關(guān)圖

(五)模型預(yù)測(cè)值與實(shí)際值的比較。

根據(jù)方程(5)，得到如表4所示的我國(guó)CPI增長(zhǎng)率(近7年)實(shí)際值與預(yù)測(cè)值的比較結(jié)果。

由表4可以看出，對(duì)于2007～2013年(近7年數(shù)據(jù))采用擬合方程(5)得出的預(yù)測(cè)值與實(shí)際值的相對(duì)誤差最高為1.99%，平均相對(duì)誤差為0.94%，誤差率很低，因此可以認(rèn)為該模型擬合良好。

四、結(jié)論及政策建議

尋求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、消費(fèi)水平與物價(jià)波動(dòng)的均衡發(fā)展，關(guān)鍵在于研究三者之間的關(guān)系。本文基于“產(chǎn)出—物價(jià)”P(pán)hillips曲線，結(jié)合1979～2013年我國(guó)CPI、GDP和居民消費(fèi)水平的增長(zhǎng)數(shù)據(jù)，構(gòu)建了描述三者關(guān)系的擬合模型，研究經(jīng)濟(jì)、消費(fèi)水平的增長(zhǎng)對(duì)物價(jià)變動(dòng)(物價(jià)水平)的影響。通過(guò)合理選取相關(guān)變量、對(duì)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)、格蘭杰(Granger)因果性檢驗(yàn)，并對(duì)模型進(jìn)行協(xié)整、異方差、自相關(guān)等檢驗(yàn)，對(duì)我國(guó)近30多年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、消費(fèi)水平與物價(jià)變動(dòng)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。得出的結(jié)論是，物價(jià)的變動(dòng)受到GDP增長(zhǎng)、GDP增長(zhǎng)率滯后因素、消費(fèi)水平滯后因素以及隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)(其他變量及隨機(jī)因素)的影響，即當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)物價(jià)水平的影響度為62%，其滯后因素(滯后一期)的影響度為-42%，滯后二期的影響度為-32%;消費(fèi)水平增長(zhǎng)率的滯后因素(滯后一期)對(duì)物價(jià)水平的影響度為27%。

表4 2007～2013年我國(guó)CPI增長(zhǎng)率實(shí)際值與預(yù)測(cè)值比較

基于以上的計(jì)量模型以及實(shí)證分析，對(duì)如何在保持經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長(zhǎng)的同時(shí)，提高消費(fèi)水平，并有效穩(wěn)定物價(jià)水平提出以下對(duì)策建議。

(一)緊密結(jié)合財(cái)政政策與貨幣政策，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)穩(wěn)定。

物價(jià)穩(wěn)定是宏觀經(jīng)濟(jì)健康運(yùn)行的重要目標(biāo)。也就是說(shuō)，既要促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的健康、快速發(fā)展，但在實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，也要保證物價(jià)水平的穩(wěn)定。因此，政府應(yīng)當(dāng)適時(shí)將適應(yīng)的財(cái)政政策與貨幣政策進(jìn)行有效結(jié)合，將各種政策措施的短期效應(yīng)與長(zhǎng)期效應(yīng)進(jìn)行有機(jī)結(jié)合，并充分考慮政策的滯后性與累積效應(yīng)，增強(qiáng)宏觀調(diào)控政策的前瞻性、針對(duì)性和有效性，為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、穩(wěn)定物價(jià)提供有利保障。

(二)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，促進(jìn)物價(jià)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、消費(fèi)水平三者良性循環(huán)。

當(dāng)前，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在很大程度上仍然是依靠投資，但這樣的增長(zhǎng)方式已難以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)、平衡增長(zhǎng)。因此，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不能僅僅依靠投資拉動(dòng)，應(yīng)著力推進(jìn)投資、消費(fèi)、出口的協(xié)調(diào)發(fā)展。在轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的過(guò)程中，注重?cái)U(kuò)大內(nèi)需，特別是保持消費(fèi)需求的可持續(xù)增長(zhǎng)，積極提高居民消費(fèi)水平，在轉(zhuǎn)變投資驅(qū)動(dòng)型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的同時(shí)減少物價(jià)的大幅波動(dòng)，從而使物價(jià)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、消費(fèi)水平三者良性循環(huán)。

(三)穩(wěn)定政府定價(jià)和政府指導(dǎo)價(jià)，健全價(jià)格調(diào)控機(jī)制。

加強(qiáng)政府定價(jià)和政府指導(dǎo)價(jià)管理，穩(wěn)定政府管理的關(guān)系國(guó)計(jì)民生的重要商品和服務(wù)價(jià)格。審慎出臺(tái)政府調(diào)定價(jià)項(xiàng)目，把握好出臺(tái)的時(shí)機(jī)和力度。充分發(fā)揮市場(chǎng)價(jià)格聯(lián)席會(huì)議制度作用，加強(qiáng)價(jià)格形勢(shì)研判分析，適時(shí)提出和采取具有針對(duì)性、有效性的調(diào)控措施。進(jìn)一步完善價(jià)格調(diào)控政策，把握好調(diào)控的時(shí)機(jī)、方向和重點(diǎn)，保持價(jià)格總水平基本的穩(wěn)定，建立健全穩(wěn)價(jià)安民長(zhǎng)效機(jī)制。

(四)加強(qiáng)價(jià)格監(jiān)測(cè)預(yù)警，完善應(yīng)急預(yù)案。

健全價(jià)格監(jiān)測(cè)預(yù)警體系，重點(diǎn)做好容易誘發(fā)價(jià)格較快上漲和社會(huì)不穩(wěn)定因素的商品、突發(fā)事件和敏感時(shí)段價(jià)格異常波動(dòng)的商品、國(guó)際市場(chǎng)大宗商品等重要商品價(jià)格的監(jiān)測(cè)分析預(yù)警，及時(shí)捕捉反映市場(chǎng)價(jià)格的苗頭性、傾向性問(wèn)題和潛在的不穩(wěn)定因素，為宏觀調(diào)控工作提供及時(shí)、準(zhǔn)確的信息。完善價(jià)格調(diào)控和價(jià)格異動(dòng)應(yīng)急預(yù)案，及時(shí)應(yīng)對(duì)、有效處置價(jià)格異動(dòng)事件。加強(qiáng)價(jià)格監(jiān)測(cè)信息發(fā)布管理，加大價(jià)格信息發(fā)布力度，積極引導(dǎo)市場(chǎng)價(jià)格預(yù)期。

(五)強(qiáng)化市場(chǎng)價(jià)格監(jiān)管，維護(hù)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)秩序。

做到價(jià)格常態(tài)監(jiān)管與應(yīng)急監(jiān)管相結(jié)合，扎實(shí)推進(jìn)反價(jià)格壟斷、反價(jià)格欺詐等工作。進(jìn)一步做好價(jià)格舉報(bào)工作，依法查處群眾反映突出的價(jià)格違法行為，規(guī)范市場(chǎng)價(jià)格秩序。積極引導(dǎo)經(jīng)營(yíng)者加強(qiáng)價(jià)格自律、開(kāi)展價(jià)格誠(chéng)信建設(shè)，建立健全社會(huì)價(jià)格監(jiān)督網(wǎng)，規(guī)范市場(chǎng)價(jià)格行為，營(yíng)造公平競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)環(huán)境。

(六)深化價(jià)格改革，提高居民消費(fèi)水平、增加經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)力。

價(jià)格是資源配置最靈敏、最有效的工具。政府應(yīng)當(dāng)密切關(guān)注市場(chǎng)供求關(guān)系的變化趨勢(shì)和特點(diǎn)，優(yōu)化配置生產(chǎn)要素，穩(wěn)定市場(chǎng)供需平衡，夯實(shí)物價(jià)穩(wěn)定基礎(chǔ)、提高居民消費(fèi)水平、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展。

一方面，從供給面出發(fā)，加強(qiáng)重要商品和服務(wù)產(chǎn)運(yùn)銷銜接的價(jià)格監(jiān)管，穩(wěn)定重要商品和服務(wù)特別是生活必需品的供給價(jià)格;另一方面，從需求面出發(fā)，適時(shí)適度調(diào)控總需求，通過(guò)規(guī)范并積極發(fā)揮價(jià)格調(diào)節(jié)基金作用等方式，積極提高居民消費(fèi)水平，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)、平衡發(fā)展。繼續(xù)深入推進(jìn)價(jià)格改革，切實(shí)加強(qiáng)價(jià)格調(diào)控監(jiān)管，真正抓好糧食生產(chǎn)穩(wěn)定“米袋子”，抓好蔬菜規(guī)模生產(chǎn)豐富“菜籃子”，抓好各類區(qū)域特色產(chǎn)品生產(chǎn)充實(shí)“錢(qián)袋子”，為促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康較快發(fā)展和社會(huì)和諧穩(wěn)定創(chuàng)造良好的價(jià)格環(huán)境。

［1］國(guó)家統(tǒng)計(jì)局中國(guó)經(jīng)濟(jì)景氣監(jiān)測(cè)中心、中國(guó)人民大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院聯(lián)合課題組:《通貨膨脹、投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——關(guān)于宏觀調(diào)控背景的計(jì)量分析》，載于《管理世界》2004年第9期。

［2］楊繼生:《通脹預(yù)期、流動(dòng)性過(guò)剩與中國(guó)通貨膨脹的動(dòng)態(tài)性質(zhì)》，載于《經(jīng)濟(jì)研究》2009年第1期。

［3］王少平、朱滿洲:《中國(guó)CPI的宏觀成分與宏觀沖擊》，載于《經(jīng)濟(jì)研究》2012年第12期。

［4］彭方平、連玉君:《經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與我國(guó)通貨膨脹容忍度——來(lái)自企業(yè)層面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，載于《金融研究》2013年第3期。