基于多元回歸模型CPI影響因素分析

周易 劉淑君

摘 要：2019年以來，我國CPI出現持續上漲，尤其是以豬肉為代表的食品價格上漲最為明顯，CPI、核心CPI與PPI的走勢出現明顯的背離，宏觀經濟下行壓力仍然很大。分析結果表明，2019年的CPI上漲并非是物價水平的總體上漲，而是一種結構性的上漲。世界主要經濟大國都把穩定物價作為貨幣政策的首要目標，因此物價水平對于貨幣政策制定者將是一個非常重要的參考指標。我國經濟增長由高速增長轉向中高速增長，宏觀經濟政策以供給側結構性改革為主線，宏觀經濟不再局限于經濟增長。本文從實證角度分析CPI與商品零售價格指數、廣義貨幣供給量的關系。

關鍵詞：CPI;多元回歸;影響因素

根據2019年第三季度經濟運行數據，我國居民消費價格指數（CPI）同比上漲3.0%，自2016年以來首次突破3.0%。由于CPI與人們的日常生活息息相關，CPI的不斷攀升引起了人們的高度關注。特別是在2008年以后，中國經濟增長呈現出新常態，經濟增長由高速增長轉向中高速增長，宏觀經濟政策更加關注經濟結構的調整，以供給側結構性改革為主線，我國國內生產總值（GDP）在2019年第三季度同比增長6.0%，GDP的同比放緩增長與CPI的加速上漲使人們不得不考慮我國經濟是否已經陷入“滯脹”。通過對比世界主要經濟大國的貨幣政策目標，不難發現各國央行都把穩定物價放在首位，因而，分析我國通貨膨脹產生的原因以及合理的宏觀經濟政策工具選擇具有重要的現實意義。

一、通貨膨脹的特征與原因

（一）通貨膨脹的主要特征

在宏觀經濟中，通貨膨脹通常指一個經濟體在一定時期內總體價格水平持續地上升。圖1和圖2描繪了2015-2019中國CPI與核心CPI的比較，如果單從整個CPI走勢來看，2019年CPI呈現出加速上升趨勢，但從核心CPI走勢來看，2019年核心CPI與CPI的走勢出現明顯的背離。因此，我們有理由相信2019年的物價并不是一次物價的全面上漲，而是一次結構性上漲，其主要是由食品價格上漲所致，與傳統意義上的通貨膨脹（即物價全面上漲）有所不同。圖4描繪了2015-2019中國生產者價格指數（PPI）的走勢，不難發現PPI從2017年開始一直都呈現下降趨勢，說明中國實體制造業下行壓力仍然很大。

圖1 2015-2019中國CPI走勢? ? 圖2 2015-2019中國核心CPI走勢

數據來源：Trading Economics? ? ? ?數據來源：Trading Economics

圖3 2015年1月-2019年9月CPI及其分項走勢? ? ? ?圖4 201 -2019年中國PPI走勢

數據來源：國家統計局? ? ? ? ? ?數據來源：Trading Economics

（二）通貨膨脹的主要原因

1、凱恩斯主義認為，引起通貨膨脹的主要原因是社會總供給與總需求的失衡，因此他把通貨膨脹的歸為三大類，即：需求拉升型通貨膨脹、成本推動型通貨膨脹與結構型通貨膨脹。

2、貨幣主義學派把通貨膨脹看成是一種貨幣現象，其產生主要是貨幣超額供給的結果。現代貨幣主義代表人物弗里德曼認為，“長期持續的通貨膨脹始終而普遍地是由于貨幣數量的擴大更快于總產量增大而產生的一種貨幣現象”。貨幣學派是從總量關系入手，從總需求及其相聯系貨幣擴張角度解釋通貨膨脹成因，認為流動性過剩是主要原因。理論上來說，流動性過剩是貨幣的供應量超過了實體經濟對貨幣的需求量。楊長富認為我國過剩的流動性一部分轉化為固定資產投資注入了實體經濟，流動性注入實體經濟將導致經濟過熱以及產能對外釋放后順差的進一步擴大。易憲容教授指出，“中國的通貨膨脹是一種貨幣現象，它先由兩大資產價格上漲，然后傳導到食品價格上漲并引致全面通貨膨脹。李體康和賀亞楠認為貨幣供給對CPI具有顯著影響。

二、變量選擇及數據描述

（一）變量選擇

1、居民消費價格指數（CPI Consumer Price Index）指在反映一定時期內居民所消費商品及服務項目的價格水平變動趨勢和變動程度。居民消費價格水平的變動率在一定程度上反映了通貨膨脹（或緊縮）的程度。通俗的講，CPI就是市場上的貨物價格增長百分比。

2、零售物價指數（RPI Retail Price Index）是指反映一定時期內商品零售價格變動趨勢和變動程度的相對數。零售物價的調整變動直接影響到城鄉居民的生活支出和國家的財政收入，影響居民購買了和市場供需平衡，影響消費與積累的比例。因此零售物價指數，計算，可以從一個側面對上述經濟活動進行觀察和分析。商品零售價格作為影響CPI的一個重要因素，其價格的上漲必然導致CPI的上漲，故預測它與CPI成正相關。

3、廣義貨幣（M2），它指狹義貨幣（M1）與定期存款、儲蓄存款、其他存款、證券公司客戶保證金的總和。貨幣量的大量供給會使人民幣購買力下降，從而影響到我國居民價格消費指數的變化。故預測它與CPI成正相關。

（二）數據描述

居民消費價格指數、零售物價指數、廣義貨幣均為同比增長率。所有樣本數據均采用月數據，因為我國CPI每五年進行一次基期輪換，2016年1月開始使用2015年作為新一輪的對比基期，故據跨度從2016年1月-2019年9月的CPI能更及時準確反映居民消費結構的新變化和物價的實際變動數。本文所用數據均來自中國國家統計局與Trading Economics的統計數據。

三、估計方程

建立多元線性回歸方程模型

CPI=[β0+β1+β1]RPI+[β2]M2+[εi]? ? ? ? ? i=1，2，3…45

建立多元線性回歸方程：

[CPI]=[β]0+[β]1RPI+[β]2M2

根據EViews的輸出結果可以得到多元回歸模型：

CPI=-0.002033+0.733227RPI+0.126946M2

SE=0.114949? ? 0.042503

t=6.378720? ? 2.986798

[R2]=0.507512? ?F=21.6406

四、模型檢驗

由EViews結果可知該模型在經濟意義上符合我們的預期，即CPI與RPI、M2成正相關，當零售物價指數每上升一個百分點，居民價格消費指數上升0.733227個百分點;當廣義貨幣供給量每上升一個百分點，居民價格消費價格指數會上升0.126946個百分點;擬合優度為0.507512，擬合度剛好超過50%，擬合度不高主要原因是樣本數量不夠多以及月度數據波動會更為劇烈;在5%的顯著性水平下解釋變量通過t檢驗;在5%的顯著性水平下該模型通過F檢。

（一）多重共線性檢驗

解釋變量RPI與M2的相關系數為-0.658283，小于0.8，故不存在多重共線性。

（二）序列相關性檢驗

由EViews可知回歸方程的DW=0.498834，方程的解釋變量的個數為2，N=45，查DW檢驗表可知在5%的顯著水平下dl=1.430，du=1.615。DW=0.498834，取值在（0，1.430）之間，估模型存在一階自相關。對模型做廣義差分，修正自相關，修正后的方程為：

Y=0.004853+0.957451RPI+0.040411M2

（三）異方差性檢驗

由EViews可知White統計量的概率值為0.0947大于顯著水平0.05，故接受同方差假設，該模型不存在異方差性。

五、討論與結論

零售物價指數對CPI影響較為顯著。零售物價指數為食品、飲料煙酒、服裝鞋帽、紡織品、等十六個大類。王志文認為中國的CPI權重設置不合理尤其表現在低估了居住類的權重和高估了食品類的權重，從而導致了中國的CPI低估了物價上漲的幅度，國際慣例居住類的權重都是在30%以上。通過分析我們可以發現，整個2016-2019，CPI明顯呈現出結構性上漲趨勢，表6CPI結構性上漲特征表明，若以0.5%為臨界水平劃分物價上漲，2016年-2019年的新基期中共存在10個月的全面物價上漲時期，占全部45個月的22%，若以1%為臨界水平劃分物價上漲，2016年-2019年的新基期中共存在5個月的全面物價上漲時期，占全部45個月的11%。

[時期 2016年至2019年 臨界水平 0.50% 1% 子項目個數 8 8 有效樣本數 10 5 樣本總數 45 45 比重 22% 11% ]

表1CPI結構性上漲特征

CPI是判斷一個經濟體是否過熱的重要指標對宏觀經濟政策的走向具有極大的指導意義，而在現實過程中如果只關注CPI，不去研究CPI上漲的深層次原因，容易出現對經濟形勢的誤判。CPI的加速上漲固然會對整個社會與經濟造成嚴重影響，但通貨膨脹的減少將會導致GDP的損失，一般來說通貨膨脹減少一個百分點，GDP減少五個百分點。所以，在現實過程中應關注CPI的穩定而不是簡單地上漲或是下降，在關注CPI時還應結合核心CPI、PPI等更為細化的物價指標去判斷經濟形勢。最后，由于樣本區間的狹窄以及對各解釋變量滯后影響因素的忽略，回歸結果只能是一個基本的參考。

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