廣西壯族自治區(qū)物價局 廖 斌

一、引言

居民消費價格指數(shù)(CPI)變動率用于衡量物價水平的波動，經濟增長則是衡量一個國家(地區(qū))經濟政策績效的重要手段，二者之間的關系一直是宏觀經濟運行中人們普遍關注、學界熱點研究的重要問題之一。而CPI作為反映一定時期內城鄉(xiāng)居民所購買的生活消費品和服務項目價格變動趨勢和程度的重要經濟指標，也必然與居民消費水平之間存在著相互的影響。此外，消費作為拉動我國經濟增長的“三駕馬車”之一，其對經濟增長也有著十分重要的意義。因此，本文嘗試從宏觀視角，基于“產出—物價”Phillips曲線，結合我國1979～2013年CPI與GDP、消費水平增長數(shù)據(jù)，對我國物價水平的重要影響因素進行定量分析，揭示物價水平與經濟增長、消費水平三者之間的關系，并力圖尋求提高消費水平、促進經濟發(fā)展與穩(wěn)定物價的均衡策略。

二、物價波動與經濟增長、消費水平的關系分析

(一)基于“產出—物價”Phillips曲線的理論基礎。

“產出—物價”曲線表明的是經濟增長率與物價上漲率之間的關系，這是第三種菲利普斯曲線(Phillips曲線)。其通過“奧肯定律”，實現(xiàn)以經濟增長率對失業(yè)率(第二種菲利普斯曲線:“失業(yè)—物價”曲線)的替代，即該曲線反映的是經濟增長率與物價上漲率之間呈現(xiàn)出同向的對應變動關系。在這一關系的研究中，通常并不直接采用經濟增長率指標，而是采用“現(xiàn)實經濟增長率對潛在經濟增長率的偏離”，或是采用“現(xiàn)實產出水平對潛在產出水平的偏離”。這一“偏離”，表明一定時期內社會總供求的缺口和物價上漲的壓力。

因此，本文將在此理論基礎上，對CPI、GDP和消費水平均采用其年度增長率(均為各自的“偏離”)進行分析與實證研究。這不僅加強了數(shù)據(jù)之間的可比性，也更利于強調各變量之間的動態(tài)關系，更好地反映物價波動與經濟增長、消費水平之間的關系。

(二)物價波動與經濟增長、消費水平的關系。

基于“產出—物價”Phillips曲線，結合我國1979～2013年的物價波動與經濟增長、消費水平的相關數(shù)據(jù)，分別繪制近35年CPI增長率與GDP增長率、消費增長率的折線圖，并整合如圖1所示。

從圖1可以看出，我國1979～2013年CPI與 GDP、消費水平增長率的變動趨勢基本一致，這就說明了它們之間基本呈正相關關系。但仍有個別年份出現(xiàn)GDP和消費增長水平下降，而CPI增長卻上升的現(xiàn)象，即三者之間呈現(xiàn)負相關的關系。鑒于我國CPI增長率與GDP增長率、消費水平增長率之間的關系較為復雜，我們不能僅僅依據(jù)Phillips曲線理論將三者之間的關系看成簡單的正相關，因此，有必要構建擬合模型來研究三者關系。

三、模型構建及有效性檢驗

(一)變量的選取與數(shù)據(jù)來源。

本文采用居民消費價格總指數(shù)CPI(以上年價格為100)的增長率代表物價波動，生產總值GDP(按當年價格計算)的增長率代表經濟增長，居民消費水平的增長率代表消費水平(XF)。1979～2013年我國CPI與GDP、消費水平的數(shù)據(jù)來源均為國家統(tǒng)計年鑒。相關數(shù)據(jù)如表1所示。

(二)平穩(wěn)性檢驗。

本文選取1979～2013年時間序列驗證我國物價波動與經濟增長、消費水平之間的關系，在對時間序列變量做回歸分析之前，應分別檢驗其是否具有平穩(wěn)性。本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)方法對CPI增長率、GDP增長率及消費水平增長率這三個時間序列變量進行平穩(wěn)性檢驗，且原假設為:序列存在單位根，為非平穩(wěn)序列。檢驗結果如表2所示。

圖1 1979～2013年我國CPI增長率與GDP增長率、消費水平增長率趨勢

表1 1979～2013年我國CPI和GDP、消費水平增長率 %

表2 CPI增長率與GDP增長率、消費水平增長率的單位根檢驗結果

從檢驗結果(表2)來看，CPI增長率在顯著性水平為1%、5%、10%的臨界值均大于ADF值，故拒絕原假設，即該序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列;GDP增長率在置信水平為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%檢驗水平下，拒絕原假設，該序列為平穩(wěn)序列;消費水平增長率在置信水平為1%、5%的臨界值均小于ADF值，說明在5%檢驗水平下，不能拒絕原假設，即該序列非平穩(wěn)。

因此，上述三者不能同時作為平穩(wěn)序列。但對三者的一階差分序列進行ADF檢驗發(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，可信度較高，均為平穩(wěn)序列，可以對 CPI增長率和GDP增長率、消費水平增長率建立回歸方程。

(三)格蘭杰(Granger)因果性檢驗。

D(CPI)、D(GDP)及D(XF)均為平穩(wěn)序列，因此，為研究物價水平、經濟增長以及消費水平之間的格蘭杰因果關系，應對三者序列進行格蘭杰(Granger)因果性檢驗。檢驗結果見表3。

格蘭杰(Granger)因果性檢驗(表3)顯示，在顯著性水平為5%，滯后期為2時，可以得到:(1)經濟增長與物價波動存在單向因果關系。對于經濟增長D(GDP)對物價波動D(CPI)的影響結果，拒絕原假設，即經濟增長是物價波動的格蘭杰原因，說明經濟的快速增長必將引起物價的波動;(2)消費水平的增長與物價波動存在單向因果關系。對于消費水平增長D(XF)對物價波動D(CPI)的影響結果，拒絕原假設，即消費水平增長是物價波動的格蘭杰原因，也就是說消費水平的增長也將引起物價的波動;(3)經濟增長與消費水平增長存在單向因果關系。對于經濟增長D(GDP)對消費水平增長D(XF)的影響結果，拒絕原假設，即經濟增長是消費水平增長的格蘭杰原因，說明經濟的持續(xù)增長將會使生產資料需求旺盛，并進一步促使消費需求增加。

(四)模型的構建。

通過對CPI、GDP以及消費水平增長率三者序列進行平穩(wěn)性檢驗、格蘭杰(Granger)因果性檢驗后，構建擬合模型來分析三者之間的關系。

1.建立數(shù)學模型。根據(jù)“產出—物價”Phillips曲線(經濟增長率與物價上漲率之間的關系)及“奧肯定律”，物價上漲率受經濟增長率的影響，且二者呈同向的對應變動關系;消費水平增長是物價波動的格蘭杰原因、經濟增長又是消費水平增長的格蘭杰原因等關系，進一步分析三者相互影響程度。在此，利用CPI增長率表示物價上漲率，GDP增長率表示經濟增長率，XF增長率表示消費水平增長率。

表3 Granger因果性檢驗結果

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

2.估計參數(shù)與評價模型。利用Eviews6.0對表1數(shù)據(jù)進行回歸分析，得出樣本回歸方程為:

從擬合結果來看，無論是物價增長、經濟增長及消費水平增長單個變量的顯著程度，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)，且存在嚴重的自相關，無法通過檢驗。因此，不能使用上述方程來簡單地反映物價波動與經濟增長、消費水平之間的關系。

3.修正模型。分析1979～2013年我國CPI增長率與GDP增長率、消費水平增長率趨勢圖(圖1)，發(fā)現(xiàn)CPI增長率的變動滯后于GDP增長率以及XF增長率的變動，因此可以考慮 GDP、XF增長率的滯后因素，建立GDP、XF增長率對CPI增長率的滯后一期回歸方程(即考慮滯后因素，對方程1進行修正):

利用表1樣本數(shù)據(jù)進行回歸分析，得出樣本回歸方程為:

根據(jù)以上擬合結果，雖然方程整體的顯著程度有所提高，并基本消除自相關，但GDP、XF、XF(-1)的顯著程度卻都比較低。結合CPI、GDP、XF三者趨勢的進一步分析:XF增長略滯后于GDP增長，而CPI增長亦滯后于GDP和XF。因此，考慮進一步修正模型，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CPI、GDP以及消費水平的增長趨勢。以下將進行協(xié)整檢驗，對構建模型做進一步檢驗。

4.協(xié)整檢驗。建立上述回歸模型后，對其殘差序列u進行單位根檢驗，并判斷其是否平穩(wěn)。原假設為:殘差序列u存在單位根，為非平穩(wěn)序列。檢驗結果如圖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，且該序列平穩(wěn)。同時，通過殘差的自相關與偏自相關圖(見圖3)可以看出，其自相關函數(shù)與偏自相關函數(shù)均在置信區(qū)間內，且P值均大于10%，可以認為殘差是一個白噪聲過程。該檢驗結果也說明了CPI增長率與GDP增長率、消費水平增長率之間存在協(xié)整性或長期均衡關系，并依據(jù)三者關系建立的回歸方程(方程5)是可行的。

5.異方差檢驗。對回歸方程進行無交叉項的White檢驗，得出以下結果:

懷特統(tǒng)計量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，結論是該回歸方程(方程5)中不存在異方差。

圖2 協(xié)整檢驗結果

6.自相關檢驗。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檢驗不能確定結論，無法判別ut是否存在自相關，那么，以下采用LM(BG)檢驗法進行檢驗，結果如下: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。

圖3 殘差的自相關和偏自相關圖

(五)模型預測值與實際值的比較。

根據(jù)方程(5)，得到如表4所示的我國CPI增長率(近7年)實際值與預測值的比較結果。

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

四、結論及政策建議

尋求經濟增長、消費水平與物價波動的均衡發(fā)展，關鍵在于研究三者之間的關系。本文基于“產出—物價”Phillips曲線，結合1979～2013年我國CPI、GDP和居民消費水平的增長數(shù)據(jù)，構建了描述三者關系的擬合模型，研究經濟、消費水平的增長對物價變動(物價水平)的影響。通過合理選取相關變量、對序列進行平穩(wěn)性檢驗、格蘭杰(Granger)因果性檢驗，并對模型進行協(xié)整、異方差、自相關等檢驗，對我國近30多年的經濟增長、消費水平與物價變動之間的關系進行了實證分析。得出的結論是，物價的變動受到GDP增長、GDP增長率滯后因素、消費水平滯后因素以及隨機擾動項(其他變量及隨機因素)的影響，即當期經濟增長率對物價水平的影響度為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%;消費水平增長率的滯后因素(滯后一期)對物價水平的影響度為27%。

表4 2007～2013年我國CPI增長率實際值與預測值比較

基于以上的計量模型以及實證分析，對如何在保持經濟持續(xù)快速增長的同時，提高消費水平，并有效穩(wěn)定物價水平提出以下對策建議。

(一)緊密結合財政政策與貨幣政策，促進經濟增長、物價穩(wěn)定。

物價穩(wěn)定是宏觀經濟健康運行的重要目標。也就是說，既要促進經濟的健康、快速發(fā)展，但在實現(xiàn)經濟增長的同時，也要保證物價水平的穩(wěn)定。因此，政府應當適時將適應的財政政策與貨幣政策進行有效結合，將各種政策措施的短期效應與長期效應進行有機結合，并充分考慮政策的滯后性與累積效應，增強宏觀調控政策的前瞻性、針對性和有效性，為經濟增長、穩(wěn)定物價提供有利保障。

(二)轉變經濟增長方式，促進物價波動與經濟增長、消費水平三者良性循環(huán)。

當前，我國經濟增長在很大程度上仍然是依靠投資，但這樣的增長方式已難以實現(xiàn)經濟的持續(xù)、平衡增長。因此，我國經濟增長不能僅僅依靠投資拉動，應著力推進投資、消費、出口的協(xié)調發(fā)展。在轉變經濟增長方式的過程中，注重擴大內需，特別是保持消費需求的可持續(xù)增長，積極提高居民消費水平，在轉變投資驅動型經濟增長方式的同時減少物價的大幅波動，從而使物價波動與經濟增長、消費水平三者良性循環(huán)。

(三)穩(wěn)定政府定價和政府指導價，健全價格調控機制。

加強政府定價和政府指導價管理，穩(wěn)定政府管理的關系國計民生的重要商品和服務價格。審慎出臺政府調定價項目，把握好出臺的時機和力度。充分發(fā)揮市場價格聯(lián)席會議制度作用，加強價格形勢研判分析，適時提出和采取具有針對性、有效性的調控措施。進一步完善價格調控政策，把握好調控的時機、方向和重點，保持價格總水平基本的穩(wěn)定，建立健全穩(wěn)價安民長效機制。

(四)加強價格監(jiān)測預警，完善應急預案。

健全價格監(jiān)測預警體系，重點做好容易誘發(fā)價格較快上漲和社會不穩(wěn)定因素的商品、突發(fā)事件和敏感時段價格異常波動的商品、國際市場大宗商品等重要商品價格的監(jiān)測分析預警，及時捕捉反映市場價格的苗頭性、傾向性問題和潛在的不穩(wěn)定因素，為宏觀調控工作提供及時、準確的信息。完善價格調控和價格異動應急預案，及時應對、有效處置價格異動事件。加強價格監(jiān)測信息發(fā)布管理，加大價格信息發(fā)布力度，積極引導市場價格預期。

(五)強化市場價格監(jiān)管，維護市場競爭秩序。

做到價格常態(tài)監(jiān)管與應急監(jiān)管相結合，扎實推進反價格壟斷、反價格欺詐等工作。進一步做好價格舉報工作，依法查處群眾反映突出的價格違法行為，規(guī)范市場價格秩序。積極引導經營者加強價格自律、開展價格誠信建設，建立健全社會價格監(jiān)督網，規(guī)范市場價格行為，營造公平競爭市場環(huán)境。

(六)深化價格改革，提高居民消費水平、增加經濟發(fā)展動力。

價格是資源配置最靈敏、最有效的工具。政府應當密切關注市場供求關系的變化趨勢和特點，優(yōu)化配置生產要素，穩(wěn)定市場供需平衡，夯實物價穩(wěn)定基礎、提高居民消費水平、促進經濟持續(xù)健康發(fā)展。

一方面，從供給面出發(fā)，加強重要商品和服務產運銷銜接的價格監(jiān)管，穩(wěn)定重要商品和服務特別是生活必需品的供給價格;另一方面，從需求面出發(fā)，適時適度調控總需求，通過規(guī)范并積極發(fā)揮價格調節(jié)基金作用等方式，積極提高居民消費水平，推動經濟持續(xù)、平衡發(fā)展。繼續(xù)深入推進價格改革，切實加強價格調控監(jiān)管，真正抓好糧食生產穩(wěn)定“米袋子”，抓好蔬菜規(guī)模生產豐富“菜籃子”，抓好各類區(qū)域特色產品生產充實“錢袋子”，為促進我國經濟持續(xù)健康較快發(fā)展和社會和諧穩(wěn)定創(chuàng)造良好的價格環(huán)境。

［1］國家統(tǒng)計局中國經濟景氣監(jiān)測中心、中國人民大學經濟學院聯(lián)合課題組:《通貨膨脹、投資與經濟增長——關于宏觀調控背景的計量分析》，載于《管理世界》2004年第9期。

［2］楊繼生:《通脹預期、流動性過剩與中國通貨膨脹的動態(tài)性質》，載于《經濟研究》2009年第1期。

［3］王少平、朱滿洲:《中國CPI的宏觀成分與宏觀沖擊》，載于《經濟研究》2012年第12期。

［4］彭方平、連玉君:《經濟增長與我國通貨膨脹容忍度——來自企業(yè)層面的經驗證據(jù)》，載于《金融研究》2013年第3期。