陳森森

摘要：物價是國民經(jīng)濟發(fā)展中的重要指標之一。本文結(jié)合我國實際及參考相關(guān)文獻，實證研究了人民幣匯率、貨幣供應量及國外生產(chǎn)成本等因素對物價水平的傳遞效應。首先對相關(guān)文獻進行論述，考察不同文獻的研究方法及結(jié)論；然后進行模型設(shè)定并對變量選取和數(shù)據(jù)來源進行了說明；其次進行實證分析，包括平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗、多重共線性檢驗和自相關(guān)檢驗；最后給出政策啟示。

關(guān)鍵詞：物價；因素；實證

一、引言與文獻綜述

物價是所有經(jīng)濟指標中人們最為關(guān)注的指標之一，是判斷宏觀經(jīng)濟運行是否平穩(wěn)健康的指示器，也是宏觀經(jīng)濟政策調(diào)控的重要指標。我國經(jīng)濟面臨諸多挑戰(zhàn)，在內(nèi)外部因素的作用下我國通脹水平居高不下，既有內(nèi)部結(jié)構(gòu)性通脹，又有外部輸入性通脹。通貨膨脹關(guān)系人民生活，若通脹水平過高會影響人民生活水平、擾亂市場秩序，不利于經(jīng)濟發(fā)展。保持物價合理運行，對國家發(fā)展意義重大。因此通過對內(nèi)部經(jīng)濟調(diào)整與外部沖擊與中國通貨膨脹的關(guān)系研究對治理通貨膨脹和更好進行宏觀調(diào)控具有重大的現(xiàn)實意義。

一直以來，對通貨膨脹影響因素的研究在學術(shù)界頗受重視。一類側(cè)重于貨幣供給增長對通貨膨脹的影響。干霖（2012）基于協(xié)整檢驗和VAR模型，發(fā)現(xiàn)貨幣供應量擴張對通貨膨脹有促進作用，經(jīng)濟增長影響程度明顯小于貨幣供給水平的影響。另一類側(cè)重于非貨幣因素對通貨膨脹的影響。林博（2015）發(fā)現(xiàn)匯率波動和貨幣供給與我國通貨膨脹之間存在長期協(xié)整關(guān)系，匯率傳導效應顯著。孫華妤等（2015）利用我國8部門有關(guān)進口數(shù)據(jù)計算得出了輸入性通貨膨脹率的度量指標序列并進行物價成因變動，結(jié)果表明輸入性因素是我國物價水平變動的最重要原因。本文將結(jié)合相關(guān)參考文獻，引入國內(nèi)外不同變量實證研究開放條件下影響物價的因素。

二、模型構(gòu)建

（一）模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)選取

本文將國內(nèi)因素和國外因素并增加匯率來聯(lián)合研究對物價的影響。傳統(tǒng)研究物價影響因素的一般方程為：Pt=α+βEt+γEt+λYt+μt

其中，Pt、E、F、Y分別表示價格指數(shù)、匯率、國外控制變量、國內(nèi)控制變量。

因此，根據(jù)一般方程構(gòu)建了一個以居民消費價格指數(shù)（CPI）為被解釋變量，以人民幣名義有效匯率（NEER）、廣義貨幣供應量（M）、國內(nèi)利率（IR）、國際原油價格（OIL）為解釋變量的物價的決定的如下計量經(jīng)濟模型：

（二）變量說明和數(shù)據(jù)來源

（1）居民消費價格指數(shù)（CPI）。它比較能反映我國的通貨膨脹水平，也是一個綜合性的指標。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。（2）人民幣名義有效匯率（NEER）。以中國與各貿(mào)易伙伴的貿(mào)易量為權(quán)重進行加權(quán)平均而形成。數(shù)據(jù)來源于國際清算銀行，采用直接標價法。（3）貨幣供應量（M）。采用廣義貨幣供應量M2，以更全面地反映社會中的貨幣供應量。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。（4）國內(nèi)利率（IR）。采用全國銀行間同業(yè)拆借7天加權(quán)平均利率。數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行。（5）國際原油價格（OIL）。數(shù)據(jù)來自美國能源署。

以上變量數(shù)據(jù)為2001年1月—2016年12月間月度數(shù)據(jù)，以2001年1月為基期，共包括192期，960個數(shù)據(jù)。

三、實證分析

本文使用Eviews 9實證研究物價的影響因素。

（一）ADF平穩(wěn)性檢驗

鑒于時間序列分析的特性，為避免偽回歸或虛假回歸，使用ADF方法對變量及其一階差分進行平穩(wěn)性檢驗。

檢驗結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，所有變量序列都存在單位根，是非平穩(wěn)序列。經(jīng)一階差分后的序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。所以，原始序列都是一階單整序列I（1）。

（二）協(xié)整檢驗

由于原序列都是一階單整的，它們可能存在協(xié)整關(guān)系。本文采用E-G兩步法檢驗協(xié)整關(guān)系，得到長期均衡方程如下：

回歸結(jié)果顯示， ，可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗值為2566.229，明顯顯著。其次使用ADF方法檢驗回歸殘差是否平穩(wěn)。

從檢驗結(jié)果看，在5%的顯著性水平下，t檢驗統(tǒng)計量為-3.2835，小于相應臨界值，且P值為0.0011，小于0.05，表明是平穩(wěn)序列，變量之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系。

（三）多重共線性檢驗

由上述回歸結(jié)果顯示，可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗值明顯顯著，但是在顯著性水平5%上，IR的P值為0.2778，大于0.05，表明IR的系數(shù)不顯著，可能存在嚴重的多重共線性。因此，作輔助回歸以進一步了解多重共線性的性質(zhì)。

由輔助回歸結(jié)果，NEER和M的可決系數(shù)較高，雖方差擴大因子VIF小于10，但仍然較大，表明可能存在多重共線性。將各變量進行對數(shù)變換并進行最小二乘估計，結(jié)果如下：

回歸結(jié)果顯示， ，可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗值為3571.090，明顯顯著。在顯著性水平5%上，各變量系數(shù)的P值都為0.0000，小于0.05，從而拒絕原假設(shè)，表明所有系數(shù)估計值高度顯著，不存在多重共線性。

（四）自相關(guān)檢驗與分析

使用LM檢驗自相關(guān)及其階數(shù)，選取滯后階數(shù)2階。由LM檢驗結(jié)果，在5%的置信度下，LM=133.0839，P值為0.0000，小于0.05，且RESID（-1）和RESID（-2）對應t統(tǒng)計量的P值均為0.0000，小于0.05，因此模型存在二階序列相關(guān)。選取滯后階數(shù)3階至5階時仍存在自相關(guān)，選取滯后階數(shù)為6時模型不存在自相關(guān)。使用科克倫-奧克特迭代法作廣義差分回歸修正自相關(guān)，結(jié)果如下：

對系數(shù)估計的解釋如下：在其他變量保持不變的情況下，人民幣名義有效匯率平均上升1%，則國內(nèi)居民消費價格指數(shù)平均上升0.0396%；貨幣供應量平均增加1%，則國內(nèi)居民消費價格指數(shù)平均上升0.0312%；國內(nèi)利率平均上升1%，則國內(nèi)居民消費價格指數(shù)平均上升0.0009%；國際原油價格平均上升1%，則國內(nèi)居民消費價格指數(shù)平均上升0.0049%。

四、政策啟示

本文得到如下政策啟示：第一，利率市場化和匯率市場化改革步伐加快，因此，應該密切關(guān)注未來人民幣實際有效匯率走勢和穩(wěn)定國內(nèi)市場利率，考慮利率政策和匯率政策的協(xié)同作用進而進行政策制定和調(diào)控。第二，浮動匯率制度下，能夠通過匯率的靈活調(diào)整來吸收沖擊，意味著中國應進一步推進匯率制度市場化改革，適時擴大浮動范圍，創(chuàng)造更富彈性匯率機制。第三，制定貨幣政策時在注重政策的時效性的基礎(chǔ)上同時兼顧政策的長期效應是貨幣當局進行決策時所應當關(guān)注的現(xiàn)實問題。

參考文獻：

[1]干霖.我國通貨膨脹與貨幣供給和經(jīng)濟增長的關(guān)系研究[J].經(jīng)濟問題，2012（04）：32-35.

[2]趙進文，丁林濤.通貨膨脹的宏觀經(jīng)濟影響因素分析[J].統(tǒng)計研究，2012，29（12）：69-76.