孫 穎

（安徽工程大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，安徽 蕪湖 241000）

消費(fèi)需求是消費(fèi)升級和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要驅(qū)動(dòng)力[1]，在消費(fèi)心理的理論研究中，消費(fèi)者信心指數(shù)（Consumer Confidence Index, CCI）是公認(rèn)的能夠反映消費(fèi)者對當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形勢的評價(jià)、主觀感受和心理變化且能夠預(yù)測經(jīng)濟(jì)走勢、監(jiān)測經(jīng)濟(jì)周期變化的重要指標(biāo)。近年來，關(guān)于消費(fèi)者信心指數(shù)的研究逐漸增多。Joshy等指出消費(fèi)者信心指數(shù)能夠有效預(yù)測家庭消費(fèi)行為[2]。張道德等研究指出PMI對CCI具有正向影響作用，而CPI對CCI具有負(fù)向影響作用[3]。魏瑾瑞等認(rèn)為額外需求價(jià)格是消費(fèi)者信心指數(shù)變動(dòng)的影響因素[4]。已有研究證實(shí)了消費(fèi)信心與其他經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的關(guān)聯(lián)性，多從消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)、采購經(jīng)理指數(shù)等中下游指數(shù)分析變量間的關(guān)系，對產(chǎn)業(yè)鏈上游經(jīng)濟(jì)指標(biāo)與消費(fèi)信心的研究較少。那么，上游生產(chǎn)端經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的變化是否會(huì)引起消費(fèi)信心的變化？這是本文要研究的問題。

企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)（Corporate Goods Price Index，簡稱CGPI）是由中國人民銀行發(fā)布的用于反映國內(nèi)企業(yè)之間物質(zhì)商品交易價(jià)格的變動(dòng)，包含了初級產(chǎn)品、中間產(chǎn)品和最終產(chǎn)品，能夠更加全面地指示經(jīng)濟(jì)波動(dòng)走勢和通貨膨脹水平，更適合代表上游經(jīng)濟(jì)指標(biāo)[5]。張成思指出企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)對PPI具有倒逼效應(yīng)，對CPI具有傳導(dǎo)效應(yīng)[6]。何啟志提出企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)可作為通貨膨脹測度因子的觀點(diǎn)[7]。陳鈺研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)是CPI的格蘭杰原因，且二者具有長期均衡關(guān)系[8]。李朝鮮等認(rèn)為企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)對消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)存在長期影響，生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)會(huì)引起企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)的變動(dòng)[9]。朱正珂等在考慮三類價(jià)格指數(shù)基礎(chǔ)上，采用ARIMAX模型對企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了分析和預(yù)測，得出模型擬合度較高的結(jié)論[10]。梁麗芳等采用VAR模型分析了消費(fèi)者信心指數(shù)與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)、礦產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)、煤油電價(jià)格指數(shù)三類細(xì)分價(jià)格指數(shù)的關(guān)系，得出變量間具有長期均衡關(guān)系的結(jié)論[11]。聶淑媛利用頻譜分析得出CPI與CGPI之間存在傳導(dǎo)關(guān)系[12]。那么，作為上游經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)對終端消費(fèi)者心理是否會(huì)產(chǎn)生影響？本文針對消費(fèi)者信心的三類細(xì)分指標(biāo)，構(gòu)建VAR模型，探究企業(yè)商品價(jià)格與消費(fèi)者信心的影響作用。

1 變量走勢分析

鑒于數(shù)據(jù)的可得性，選取2007年1月至2020年7月我國企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)、消費(fèi)者信心指數(shù)、消費(fèi)者滿意指數(shù)和消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)的月度數(shù)據(jù)作為實(shí)證樣本，四個(gè)變量的時(shí)間序列分別記為CGPI、CCI、CSI和CEI。為便于觀察序列走勢，做四個(gè)序列的走勢圖，如圖1所示。

觀察圖1可知，企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)、消費(fèi)者信心指數(shù)、消費(fèi)者滿意指數(shù)、消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)序列均呈震蕩走勢。如：2007年1月至2008年第二季度，四個(gè)指數(shù)均呈現(xiàn)總體均衡、小幅震蕩的走勢。但從2008年第三季度開始，四個(gè)變量均呈大幅度下跌，到2009年第三季度才開始迅速回升。僅從圖形上直觀地判斷，企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)走勢與消費(fèi)者信心指數(shù)、消費(fèi)者滿意指數(shù)和消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)的走勢具有一定相關(guān)性。

2 模型構(gòu)建

2.1 單位根檢驗(yàn)

為避免序列產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象，對四個(gè)序列分別取自然對數(shù)序列，分別記為lncci、lncsi、lncei、lncgpi。采用單位根檢驗(yàn)法判定序列的平穩(wěn)性，結(jié)果顯示：四個(gè)自然對數(shù)序列均不平穩(wěn)。對四個(gè)序列取一階自然對數(shù)序列，分別記為：d(lncci) =lnccit-lnccit-1；d(lncsi) =lncsit-lncsit-1；d(lncei) =lnceit-lnceit-1；d(lncgpi) =lncgpit-lncgpit-1。單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，四個(gè)一階自然對數(shù)序列均為平穩(wěn)序列（見表1）。

表1 序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.2VAR模型構(gòu)建

消費(fèi)者信心指數(shù)、消費(fèi)者滿意指數(shù)、消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)、企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)皆為一階單整序列，因此，分別構(gòu)建消費(fèi)者信心指數(shù)、消費(fèi)者滿意指數(shù)、消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)和企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)的關(guān)系模型。

2.2.1 消費(fèi)者信心指數(shù)與企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)的VAR模型

在構(gòu)建VAR模型之前，需確定模型的滯后階數(shù)。依據(jù)lag length criteria判定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2階。因此，構(gòu)建消費(fèi)者信心指數(shù)與企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)的2階滯后VAR模型，結(jié)果如式（1）所示。

調(diào)整后的擬合優(yōu)度為91.47%。

由于兩序列為同階單整序列，因此，對兩序列進(jìn)一步做協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示：在5%的顯著性水平下接受原假設(shè)，即消費(fèi)者信心指數(shù)與企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)之間不存在協(xié)整關(guān)系。

表2 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

因此，需進(jìn)一步繪制模型的AR特征根，如圖2所示。由于模型AR特征根的模全部處于單位圓內(nèi)，可以判定所構(gòu)建的VAR模型是穩(wěn)定的。

2.2.2 消費(fèi)者滿意指數(shù)與企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)的VAR模型

同理，依據(jù)lag length criteria判定消費(fèi)者滿意指數(shù)與企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)的模型最優(yōu)滯后階數(shù)為2階。構(gòu)建消費(fèi)者滿意指數(shù)與企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)的2階滯后VAR模型，結(jié)果如式（2）所示：

調(diào)整后的擬合優(yōu)度為92.04%。

同理，對這兩序列進(jìn)一步做協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示：兩序列在5%的顯著性水平下接受原假設(shè)，即消費(fèi)者滿意指數(shù)與企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)之間不存在協(xié)整關(guān)系。

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

同樣，需判定模型的穩(wěn)定性，如圖3所示，模型AR特征根的模全部位于單位圓內(nèi)，因此，消費(fèi)者滿意指數(shù)與企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)所構(gòu)建的VAR模型是穩(wěn)定的。

2.2.3 消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)與企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)的VAR模型

同理，采用lag length criteria判定消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)與企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2階。構(gòu)建消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)與企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)的2階滯后VAR模型，結(jié)果如式（3）所示。

調(diào)整后的擬合優(yōu)度為90.58%。

同理，對這兩序列進(jìn)一步做協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示：兩序列在5%的顯著性水平下接受原假設(shè)，即消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)與企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)之間不存在協(xié)整關(guān)系。

表4 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

需判定模型的穩(wěn)定性，結(jié)果如圖4所示。模型AR特征根的模全部位于單位圓內(nèi)，表明所構(gòu)建的VAR模型是穩(wěn)定的。

圖4 CEI與 CGPI模型AR特征根的模

3 模型動(dòng)態(tài)特征分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解可以分析模型中每個(gè)內(nèi)生變量對自身及其他內(nèi)生變量的擾動(dòng)所作出的反應(yīng)，因此，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解探究VAR模型的動(dòng)態(tài)特征。

3.1 脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)（Impulse Response Function）用于衡量內(nèi)生變量隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對VAR模型中所有內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值的影響作用。

分別做消費(fèi)者信心指數(shù)、消費(fèi)者滿意指數(shù)、消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)與企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)的脈沖響應(yīng)函數(shù)，如圖5～圖7所示。

圖5 CCI與CGPI的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

圖6 CSI與CGPI的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

圖7 CEI與CGPI的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

圖5～圖7分別反映了消費(fèi)者信心指數(shù)、消費(fèi)者滿意指數(shù)和消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)對自身和企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)擾動(dòng)的響應(yīng)狀況。消費(fèi)者信心指數(shù)、消費(fèi)者滿意指數(shù)、消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)對自身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差信息立即做出了響應(yīng)，之后響應(yīng)逐漸減小，最終走勢逐漸趨于零，表明所構(gòu)建的VAR模型是平穩(wěn)的。消費(fèi)者信心指數(shù)、消費(fèi)者滿意指數(shù)、消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)對企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)的擾動(dòng)并未立即做出響應(yīng)，第1期的響應(yīng)均為0，之后逐漸增加。

分析三個(gè)變量的響應(yīng)狀況差異可知：首先，消費(fèi)者信心指數(shù)、消費(fèi)者滿意指數(shù)、消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)對企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)擾動(dòng)的響應(yīng)在不同時(shí)期達(dá)到最大值。消費(fèi)者信心指數(shù)和消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)在第6期達(dá)到最大值，消費(fèi)者滿意指數(shù)在第5期達(dá)到最大值。第二，消費(fèi)者信心指數(shù)、消費(fèi)者滿意指數(shù)、消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)對企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)擾動(dòng)的響應(yīng)趨于0的時(shí)長不同。消費(fèi)者滿意指數(shù)最快趨于0，而消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)和消費(fèi)者信心指數(shù)相對較慢。這說明三個(gè)指數(shù)對企業(yè)商品價(jià)格擾動(dòng)的反映總體上相似，但不完全一致。采用方差分解法做進(jìn)一步分析。

3.2 方差分解

分別做消費(fèi)者信心指數(shù)、消費(fèi)者滿意指數(shù)和消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)的方差分解，如表5所示。

表5 方差分解結(jié)果

消費(fèi)者信心指數(shù)的預(yù)測方差在第1期全部由自身擾動(dòng)引起。之后，其自身擾動(dòng)的影響作用逐漸減弱，企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)的擾動(dòng)作用逐漸增強(qiáng)，到第10期時(shí)，約7%的預(yù)測方差由企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)引起。消費(fèi)者滿意指數(shù)的預(yù)測方差在第1期全部由自身擾動(dòng)引起。之后，其自身擾動(dòng)的影響作用逐漸減弱，企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)的擾動(dòng)作用逐漸增強(qiáng)，到第10期時(shí)，約1.5%的預(yù)測方差由企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)引起。消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)的預(yù)測方差在第1期全部由自身擾動(dòng)引起。之后，其自身擾動(dòng)的影響作用逐漸減弱，企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)的擾動(dòng)作用逐漸增強(qiáng)，到第10期時(shí)，約10.5%的預(yù)測方差由企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)引起。

比較方差分解結(jié)果可知：企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)對三類指數(shù)均具有貢獻(xiàn)度，但影響程度存在差異，對消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)的貢獻(xiàn)度最大（10.5%），其次是對消費(fèi)者信心指數(shù)（7%），最后是對消費(fèi)者滿意指數(shù)（1.5%）。

4 結(jié)論與討論

4.1 結(jié)論

從上游經(jīng)濟(jì)指標(biāo)對終端消費(fèi)信心展開研究，分析企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)（CGPI）對消費(fèi)者信心指數(shù)（CCI）、消費(fèi)者滿意指數(shù)（CSI）、消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)（CEI）的影響作用，構(gòu)建VAR模型并進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，在此基礎(chǔ)上，采用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解進(jìn)一步判斷模型的動(dòng)態(tài)特征。研究結(jié)果表明：企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)對消費(fèi)者信心指數(shù)、消費(fèi)者滿意指數(shù)和消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)存在不同程度的影響，上游生產(chǎn)端對終端消費(fèi)信心具有傳導(dǎo)作用。

4.2 討論

第一，借助企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)，深入分析消費(fèi)者信心指數(shù)的走勢變化。企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)的變動(dòng)會(huì)引起消費(fèi)者信心指數(shù)、消費(fèi)者滿意指數(shù)和消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)的變動(dòng)。為更好地監(jiān)測和把握消費(fèi)者信心走勢，需對企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)進(jìn)行實(shí)時(shí)監(jiān)測及短期預(yù)測，分析和理解消費(fèi)者信心的動(dòng)態(tài)變化過程和機(jī)制，并根據(jù)數(shù)據(jù)結(jié)果合理配置資源，提高相關(guān)政策措施的科學(xué)性和穩(wěn)定性。

第二，合理有效地監(jiān)測企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)。進(jìn)一步采用大數(shù)據(jù)技術(shù)收集及處理企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)，增強(qiáng)數(shù)據(jù)的實(shí)時(shí)性和可靠性，采用更為科學(xué)合理的計(jì)量方法對指數(shù)進(jìn)行精準(zhǔn)預(yù)測，并在此基礎(chǔ)上科學(xué)有效地判斷消費(fèi)者心理狀態(tài)及未來走勢。

第三，通過價(jià)格信號促進(jìn)資源的有效配置。企業(yè)商品價(jià)格指數(shù)是經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的“風(fēng)向標(biāo)”，對其走勢的有效把握，有利于提高資源配置效率，提升消費(fèi)者信心等心理預(yù)期，有效刺激消費(fèi)升級。因此，需進(jìn)一步完善跨周期宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控政策的設(shè)計(jì)制定和效果預(yù)判，提高資源配置效率和實(shí)施效果，增強(qiáng)消費(fèi)者信心，以更好地貫徹“六保”“六穩(wěn)”方針，實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定物價(jià)水平、擴(kuò)大內(nèi)需市場的目標(biāo)。