開放條件下影響物價的多因素實證研究

陳森森

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

關鍵詞：物價；因素；實證

一、引言與文獻綜述

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

一直以來，對通貨膨脹影響因素的研究在學術界頗受重視。一類側重于貨幣供給增長對通貨膨脹的影響。干霖（2012）基于協整檢驗和VAR模型，發現貨幣供應量擴張對通貨膨脹有促進作用，經濟增長影響程度明顯小于貨幣供給水平的影響。另一類側重于非貨幣因素對通貨膨脹的影響。林博（2015）發現匯率波動和貨幣供給與我國通貨膨脹之間存在長期協整關系，匯率傳導效應顯著。孫華妤等（2015）利用我國8部門有關進口數據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。本文將結合相關參考文獻，引入國內外不同變量實證研究開放條件下影響物價的因素。

二、模型構建

（一）模型構建與數據選取

本文將國內因素和國外因素并增加匯率來聯合研究對物價的影響。傳統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、匯率、國外控制變量、國內控制變量。

因此，根據一般方程構建了一個以居民消費價格指數（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濟模型：

（二）變量說明和數據來源

（1）居民消費價格指數（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。數據來源于國家統計局。（2）人民幣名義有效匯率（NEER）。以中國與各貿易伙伴的貿易量為權重進行加權平均而形成。數據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。數據來源于國家統計局。（4）國內利率（IR）。采用全國銀行間同業拆借7天加權平均利率。數據來源于中國人民銀行。（5）國際原油價格（OIL）。數據來自美國能源署。

以上變量數據為2001年1月—2016年12月間月度數據，以2001年1月為基期，共包括192期，960個數據。

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性檢驗。

檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，所有變量序列都存在單位根，是非平穩序列。經一階差分后的序列不存在單位根，是平穩序列。所以，原始序列都是一階單整序列I（1）。

（二）協整檢驗

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

回歸結果顯示， ，可決系數很高，F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。

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

（三）多重共線性檢驗

由上述回歸結果顯示，可決系數很高，F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。

由輔助回歸結果，NEER和M的可決系數較高，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。將各變量進行對數變換并進行最小二乘估計，結果如下：

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

（四）自相關檢驗與分析

使用LM檢驗自相關及其階數，選取滯后階數2階。由LM檢驗結果，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。選取滯后階數3階至5階時仍存在自相關，選取滯后階數為6時模型不存在自相關。使用科克倫-奧克特迭代法作廣義差分回歸修正自相關，結果如下：

對系數估計的解釋如下：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%，則國內居民消費價格指數平均上升0.0396%；貨幣供應量平均增加1%，則國內居民消費價格指數平均上升0.0312%；國內利率平均上升1%，則國內居民消費價格指數平均上升0.0009%；國際原油價格平均上升1%，則國內居民消費價格指數平均上升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，應該密切關注未來人民幣實際有效匯率走勢和穩定國內市場利率，考慮利率政策和匯率政策的協同作用進而進行政策制定和調控。第二，浮動匯率制度下，能夠通過匯率的靈活調整來吸收沖擊，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注的現實問題。

參考文獻：

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

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