居民消費價格指數(shù)的時間序列模型分析-文庫吧
2025-06-12 06:56 本頁面
【正文】 onsumerPriceIndex），即商品進入消費領(lǐng)域的價格或消費者購買價格，是反映一定時期內(nèi)城鄉(xiāng)居民購買并用于消費的一組代表性商品和服務(wù)項目價格水平的變化趨勢和變動幅度的統(tǒng)計指標，以零售量或居民消費量為權(quán)數(shù)，反映消費者所支付價格水平（國家統(tǒng)計局《中國經(jīng)濟景氣月報》）。它的計算包括食品、能源及用品衣著、家庭設(shè)備用品及維修服務(wù)、醫(yī)療用品和個人用品、交通和通信、娛樂教育文化用品及服務(wù)和居住八項。該價格指數(shù)的使用極為廣泛，不僅在管理層分析和制定貨幣政策，價格政策、居民消費政策、工資政策以及進行國民經(jīng)濟核算時提供科學(xué)依據(jù)，也為經(jīng)濟個體生產(chǎn)和投資決策時提供必要的參考依據(jù)。居民消費價格指數(shù)(CPI)的發(fā)布在我國經(jīng)歷了兩個階段，在2000年以前，我國國家統(tǒng)計局是根據(jù)調(diào)查資料直接按加權(quán)算術(shù)平均公式：t tIt=229。(P/P1)*W，計算和公布月環(huán)比、月度同比和年度同比三種價格指數(shù)。從2001年1月份開始，國家統(tǒng)計局開始改用國際通用方法，采用國際上通用的t t鏈式拉斯貝爾公式：Lt=229。[Wt1(P/P1)]*Lt1，編制以2000年平均價格為基期的居民消費價格指數(shù)(CPI)，替代原有的以上年同期為基期的居民消費價格指數(shù)。新的居民消費價格指數(shù)的產(chǎn)品抽樣數(shù)量由原來的325種增加到550種左右，主居民消費價格指數(shù)的時間序列模型分析要增加了汽車、汽油、移動電話、電腦等商品，以及家庭服務(wù)收費、電話月租費、有線電視費、非義務(wù)教育收費、健身活動費、物業(yè)管理費、自有住房需繳納的稅費、旅游收費、車輛購買使用維修的有關(guān)費用等。在我國，全國居民消費價格指數(shù)替代全國商品零售價格指數(shù)作為衡量通貨膨脹指標，同時也是直接反映居民生活水平的主要指標。居民消費價格指數(shù)的影響因素眾多，它的變化既反應(yīng)了居民生活水平的波動，也反映了物價水平的波動。價格水平是消費者最關(guān)心的、最現(xiàn)實的、最直接的利益問題。管理好物價、穩(wěn)定好物價，也是政府當(dāng)前宏觀調(diào)控的重要目標之一。在市場經(jīng)濟中，生產(chǎn)者和消費者需要依據(jù)價格信號調(diào)節(jié)供求關(guān)系，政府需要依據(jù)價格信號采用適當(dāng)?shù)暮暧^經(jīng)濟政策。經(jīng)濟要平穩(wěn)運行，需要政府及時把握社會總供給和社會總需求的平衡關(guān)系，而社會供求關(guān)系反映到經(jīng)濟總量中，要有價格總指數(shù)來體現(xiàn)。價格指數(shù)上漲，表明供不應(yīng)求；價格指數(shù)下降，表明供過于求。這是經(jīng)濟學(xué)的基本常識。所以，居民消費價格指數(shù)不僅是衡量通貨膨脹率的重要指標，而且也是監(jiān)控宏觀經(jīng)濟供求均衡的重要指數(shù)，需要根據(jù)價格指數(shù)的變動來調(diào)整財政和貨幣政策，以保證經(jīng)濟整體的均衡。在我國自2003年十一月，價格指數(shù)迅速上升至，在2004年的第二季度和第三季度持續(xù)攀升，而于第四季度有所回落，在我國價格指數(shù)波動幅度較大，趨勢不明朗，由各種影響因素入手，運用結(jié)構(gòu)性的因果模型分析和預(yù)測往往難度比較大，精確度也很難提高。由于居民消費價格指數(shù)是一個時間序列數(shù)據(jù)，可以根據(jù)時間序列理論，從過去的數(shù)據(jù)資料中找出它本身的規(guī)律來，并用來預(yù)測未來的變化趨勢。本文對CPI建立了乘積季節(jié)模型進行分析，從模型對原始數(shù)據(jù)的擬合效果看乘積季節(jié)模型能夠很好的擬合CPI的波動規(guī)律。二、數(shù)據(jù)的結(jié)構(gòu)檢驗及初步分析分析中采用的數(shù)據(jù)是來自國家統(tǒng)計局《中國經(jīng)濟景氣月報》的月度數(shù)據(jù)，從1995年1月至2005年2月，數(shù)據(jù)個數(shù)總計122個，做數(shù)據(jù)的散點圖，如下圖1所示。數(shù)據(jù)類型采用以上年同月為基期的環(huán)比數(shù)據(jù)，這樣數(shù)據(jù)就從一定程度上剔出了季度影響，在分析中采用的1995年1月至2004年12月120個數(shù)據(jù)，沒有采用2005年的數(shù)據(jù)，它將用于檢驗建立模型后的預(yù)測效果。該數(shù)據(jù)簡單起見也可以不用換算2001年前后的數(shù)據(jù)。由于居民消費價格指數(shù)(CPI)編制方法的改革，采用統(tǒng)計口徑不同所造成的2001年前后的數(shù)據(jù)差異在此可以忽略不計。這里也可以用回歸模型的結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性檢驗——Chow（鄒至莊1960）檢驗來證明2001年前后的數(shù)據(jù)沒有發(fā)生結(jié)構(gòu)性的變化。1251201151101051009595 96 97 98 99 00 01 02 03 04XT1居民消費價格指數(shù)的時間序列模型分析圖1：我國居民消費價格指數(shù)數(shù)據(jù)（至）首先假定在回歸方程中隨機誤差項服從同方差正態(tài)分布，兩隨機誤差項互相獨立。時期1:1995.DD12LOGSER06=C(1)+[MA(1)=C(2),SMA(12)=C(3)] n1=60時期2: DD12LOGSER06*=C(1)*+[MA(1)*=C(2)*,SMA*(12)=C(3)*] n2=60采用中的Chow檢驗，選定2000年12月的數(shù)據(jù)為結(jié)構(gòu)發(fā)生變化的時期，零假設(shè)是參數(shù)在2001年前后的CPI數(shù)據(jù)沒有發(fā)生結(jié)構(gòu)性的變動，是穩(wěn)定的。得結(jié)果如下表1所示，根據(jù)F分布表，可得在1%的顯著性水平下，F(xiàn)的臨界值為，在10%的顯著性水平下，F(xiàn)的臨界值為，在5%的顯著性水平下，F(xiàn)的臨界值為（其中分子的自由度為2，分母的自由度為118，取120）F =﹤,所以我們不能拒絕參數(shù)是穩(wěn)定的零假設(shè)，即參數(shù)不存在結(jié)構(gòu)性變動，也即2001年前后的數(shù)據(jù)沒有發(fā)生顯著的結(jié)構(gòu)性變動。我們認為2001年前后由于統(tǒng)計口徑的不同造成的數(shù)據(jù)變動可以忽略不計，該數(shù)據(jù)是可以直接用于計算和比較的。表1：模型參數(shù)結(jié)構(gòu)性變化的Chow檢驗ChowBreakpointTest:2000:12Fstatistic Probability Loglikelihoodratio Probability 如圖1所示，我國居民消費價格指數(shù)經(jīng)歷了自1995年以來的下降趨勢，這也是我國經(jīng)濟我國自1993年對國民經(jīng)濟進行宏觀調(diào)控后，物價水平開始回落。從199516
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