【導(dǎo)讀】居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)是度量一。組代表性消費(fèi)商品及服務(wù)項(xiàng)目價(jià)格水平隨著時(shí)間而變動(dòng)的相對(duì)數(shù)，反映居民家庭購買的消費(fèi)品及服務(wù)價(jià)格水平的變動(dòng)情況。我國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的發(fā)展歷程和作用。美國計(jì)算城市消費(fèi)者購買固定數(shù)量食品和勞務(wù)所支付價(jià)格平均變動(dòng)的指標(biāo)。制方法等方面是不一樣的。本書主要講述我國大陸居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的類型和編制方法，書中。的“我國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)”均指我國大陸的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。采用劃類選擇法抽選價(jià)格調(diào)查市縣和價(jià)格調(diào)查點(diǎn)。全國權(quán)數(shù)根據(jù)各省、自治區(qū)、直轄市的權(quán)數(shù)按各地人均消費(fèi)支出金。、Gtn分別為第1個(gè)至第n個(gè)規(guī)格品報(bào)告期。價(jià)格與上期（t-1）價(jià)格對(duì)比的相對(duì)數(shù)。基本分類權(quán)數(shù)為基本分類支出額占所在中類支出額的比重。、Kt分別表示基期至報(bào)告期間各期的月環(huán)比指。首輪基期為2000年，每5年更換一次基期?，F(xiàn)舉例說明居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的計(jì)算步驟，見表5-3。第一步，首先由各代表規(guī)格品的單項(xiàng)指數(shù)計(jì)算基本分類環(huán)比指數(shù)，類本月定基指數(shù)。

　　

【正文】 中不同調(diào)查對(duì)象的報(bào)告期銷售額。 iii ppK01????iiiKWWK回本書目錄 ? 回本章目錄 page47 （ 2） 計(jì)算小類價(jià)格指數(shù) 。 其中， K為某小類指數(shù)， Ki為該小類下的細(xì)項(xiàng)指數(shù)； Wi為該小類下各細(xì)項(xiàng)的報(bào)告期銷售額。 （ 3） 計(jì)算中類價(jià)格指數(shù) 。 在有小類的情況下 ， 中類指數(shù)的計(jì)算方法同上 。 （ 4） 計(jì)算大類價(jià)格指數(shù) 。 其中， K為某大類指數(shù)； Ki為該大類下某中類的價(jià)格指數(shù)； Wi為中類權(quán)數(shù)，即某中類上年的銷售額占全社會(huì)銷售額的比重。 ???iiiKWWK??? i iiWWKK回本書目錄 ? 回本章目錄 page48 （ 5）計(jì)算房屋銷售價(jià)格總指數(shù)。在分別計(jì)算出商品房銷售、公房銷售和私房銷售類指數(shù)之后，即可計(jì)算出房屋銷售價(jià)格總指數(shù)。 其中， K為房屋銷售價(jià)格總指數(shù)； K K K3為商品房銷售、公房銷售和私房銷售類指數(shù)； W W W3為權(quán)數(shù)，分別表示上年度商品房銷售、公房銷售和私房銷售的金額占全社會(huì)總金額的比重。 （ 6）計(jì)算房地產(chǎn)價(jià)格總指數(shù)。房地產(chǎn)價(jià)格總指數(shù)由房屋銷售價(jià)格指數(shù)、房屋租賃價(jià)格指數(shù)和土地交易價(jià)格指數(shù)加權(quán)平均所得。 其中： K為房地產(chǎn)價(jià)格總指數(shù)； K K K3為房屋銷售價(jià)格指數(shù)、房屋租賃價(jià)格指數(shù)和土地交易價(jià)格指數(shù)； W W W3為權(quán)數(shù)，分別表示上年度房屋銷售、房屋租賃和土地交易金額占全社會(huì)總金額的比重。 （ 7）年度房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)由季度指數(shù)算術(shù)平均求得。 321332211WWWWKWKWKK?????321332211 WWW WKWKWKK ?? ???回本書目錄 ? 回本章目錄 page49 4 我國物價(jià)指數(shù)與 GDDS的比較 一、 GDDS產(chǎn)生背景簡介 ? 1994年墨西哥金融危機(jī)和 1997年東南亞金融危機(jī)后， IMF認(rèn)為，必須制定統(tǒng)一的數(shù)據(jù)發(fā)布標(biāo)準(zhǔn)，使各成員國按照統(tǒng)一的程序提供全面、準(zhǔn)確的經(jīng)濟(jì)金融信息。 ? IMF數(shù)據(jù)發(fā)布標(biāo)準(zhǔn)分為兩個(gè)層次： SDDS（ 1996/4）和 GDDS（ 1997/12） ? 采用 GDDS，可以綜合地、系統(tǒng)地評(píng)估和改進(jìn)我國價(jià)格指數(shù)，結(jié)合我國實(shí)際情況，找到我國價(jià)格指數(shù)的發(fā)展方向。 回本書目錄 ? 回本章目錄 page50 二、我國物價(jià)指數(shù)與 GDDS的比較 價(jià)格范圍： 與 GDDS沒有明顯差距 頻率： 按月編制，達(dá)到 GDDS的頻率要求 及時(shí)性： 完全達(dá)到 GDDS的要求 （一）數(shù)據(jù)特征 （二）數(shù)據(jù)質(zhì)量 數(shù)據(jù)詮釋： 與 GDDS存在一定差距 數(shù)據(jù)的交叉檢驗(yàn)及合理性：居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)基本符合 GDDS要求，生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)尚有一定差距 改進(jìn)計(jì)劃 回本書目錄 ? 回本章目錄 page51 （三）公布方法 在提供數(shù)據(jù)修正方面的信息并提前通知統(tǒng)計(jì)方法的重大修改方面，與 GDDS的要求還有相當(dāng)?shù)牟罹唷? （四）數(shù)據(jù)公布的完整性 三、我國價(jià)格指數(shù)的發(fā)展趨勢(shì) 編制分群消費(fèi)價(jià)格指數(shù) 編制質(zhì)量指數(shù) 計(jì)算經(jīng)季節(jié)調(diào)整的物價(jià)指數(shù) 回本書目錄 ? 回本章目錄 page52 5 物價(jià)指數(shù)的季節(jié)調(diào)整方法 一、物價(jià)指數(shù)季節(jié)調(diào)整的原因 由于不同的季節(jié)對(duì)生產(chǎn)、消費(fèi)、投資等經(jīng)濟(jì)行為的影響程度不同，相同的生產(chǎn)、消費(fèi)和投資等在不同季節(jié)里所花的成本或支付的價(jià)格不同，因此，未經(jīng)季節(jié)調(diào)整的物價(jià)指數(shù)不能較好地反映產(chǎn)品和服務(wù)的基本價(jià)格趨勢(shì)。 二、季節(jié)調(diào)整方法的發(fā)展和應(yīng)用 ? 1919年美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出了季節(jié)調(diào)整問題。 ? 1931年麥考利提出用移動(dòng)平均比率法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。 ? 1954年美國普查局開發(fā)了季節(jié)調(diào)整計(jì)算機(jī)程序 X1。 ? 1965年美國普查局推出 X11。 ? 1978年加拿大統(tǒng)計(jì)局推出了 X11 ARIMA。 ? 20世紀(jì) 90年代美國普查局推出 X12 ARIMA。 ? 此后西班牙銀行推出了 TRMAO/SEATS。 回本書目錄 ? 回本章目錄 page53 三、物價(jià)指數(shù)季節(jié)調(diào)整案例 （一） X12 ARIMA方法 基本思路 先使用 ARIMA模型對(duì)序列 Yt的兩端進(jìn)行延伸，以改善序列兩端的不對(duì)稱情況，然后 X12采用移動(dòng)平均方法從中消除季節(jié)因素的影響。 ARIMA方法先通過若干次差分將非平穩(wěn)的時(shí)間序列轉(zhuǎn)換為平穩(wěn)序列，再將此序列表示成關(guān)于序列直到過去某一點(diǎn)的自回歸和關(guān)于白噪聲的移動(dòng)平均的組合。 ARIMA(p,d,q)(P,D,Q)s過程 可表示為： tsQqtDsdsPp aBΘBYBBBΦB )()()1()1)(()( ?? ???回本書目錄 ? 回本章目錄 page54 采用 X12 ARIMA模塊對(duì)下圖序列進(jìn)行季節(jié)調(diào)整 ? 利用回歸模型剔除交易日和異常值等影響 ( 4 . 8 ) ( 4 . 1 ) ( 4 . 8 5 ) ( 0 . 3 6 ) ( 2 . 1 5 ) 1 9 9 90 7 2 9 9 53 3 1 9 9 49 5 4 8 4 ( 0 . 2 9 ) ( 0 . 3 6 ) ( 0 . 9 8 ) ( 1 . 6 6 ) ( 2 . 0 4 ) ( 0 . 8 5 ) 1 . 5 3 )(t 0 6 6 8 2 9 0 7 7 9 3 5 9 ttzS e pLSJ a nLSNo vLSL e a p y e a rS u nS a tF r iT h uW e dT u eM o nY???????????????? 對(duì)回歸殘差擬合 ARIMA模型 tt aBBzBB )3 1 8 )(1 4 4 ()1)(1( 1212 ?????經(jīng)檢驗(yàn)該 ARIMA模型的殘差為白噪聲。 回本書目錄 ? 回本章目錄 page55 原始序列 Y與 X12 ARIMA季節(jié)調(diào)整后序列 Y_SA的對(duì)比 X12 ARIMA的缺陷 只可引入交易日和異常值作為回歸因子，無法考慮中國特有的經(jīng)濟(jì)影響因素（如春節(jié)）。 回本書目錄 ? 回本章目錄 page56 （二） TRMAO/SEATS方法 TRMAO/SEATS程序可以靈活設(shè)定回歸變量，操作比 X12 ARIMA簡單，主觀判斷成分較少。 ? 引入虛擬變量 H(n,t)表示春節(jié)因素的影響 ? 建立交易日、春節(jié)、異常值對(duì)序列 Y的回歸模型 ? 對(duì)回歸殘差擬合 ARIMA模型 (4 . 0 6 ) (4 . 6 9 ) (0 . 4 7 ) (1 . 3 7 ) 1 . 3 5 )(t 23 4 6 5 3 5 0 6 5 5 0 5 3 6 5 ??????? tt zO U TO U TT R ADT R ADR EGY經(jīng)檢驗(yàn)該 ARIMA模型的殘差為白噪聲。 tt aBzBB )2 9 9 1 ()1)(1( 1212 ????回本書目錄 ? 回本章目錄 page57 原始序列 Y、 X12 ARIMA季節(jié)調(diào)整后序列 Y_SA、 TRMAO季節(jié)調(diào)整后序列 Y_SAT的對(duì)比 回本書目錄 ? 回本章目錄