[精品][論文]居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)論文居民消費(fèi)論文

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1、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)論文居民消費(fèi)論文對(duì)于居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)回歸分析【摘要】寫作本文的目的是為了對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的變化趨勢作出一個(gè)回歸。并預(yù)測今后的CPI上漲范圍。本文采用2008年1月至2010年10月的月度數(shù)據(jù)，針對(duì)中國廣義貨幣供應(yīng)量M2,金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款和采購經(jīng)理人指數(shù)對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響運(yùn)用EVIEWS計(jì)量分析軟件。【關(guān)鍵詞】居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)；廣義貨幣供應(yīng)量；金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款；采購經(jīng)理人指數(shù)；分布滯后模型一、問題的提出口2007年次貸危機(jī)之后，中國經(jīng)濟(jì)陷入了一定的蕭條，為了早日走出困境，中國采取

2、超常規(guī)的寬松的貨幣政策和財(cái)政政策。貨幣投放量不斷增長，信貸投放也逐月上升。政府短期的行為為日后的通貨膨脹埋下了種子。最能直觀衡量通貨膨脹程度的指標(biāo)就是居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)o本文的目的是為了對(duì)CPI的變化趨勢做出一個(gè)回歸。并預(yù)測11月的CPI上漲幅度。二、模型設(shè)定居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(ConsumerPriceIndex,簡稱CPI)是反映一定吋期內(nèi)城鄉(xiāng)居民所購買的&活消費(fèi)品價(jià)格和服務(wù)項(xiàng)目價(jià)格變動(dòng)趨勢和程度的相對(duì)數(shù)。它是判斷經(jīng)濟(jì)形勢和制訂經(jīng)濟(jì)政策的重要參考令量C貨幣學(xué)派的代表死里徳曼曾經(jīng)說過：通貨膨脹

3、無論何時(shí)何地始終是貨幣現(xiàn)象。我們把M2作為第一解釋變量。在寬松貨幣政策的前提下，天量信貸資金的投放也…定程度上助長了通脹。所以我們把金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款額作為第二解釋變量。采購經(jīng)理人指數(shù)（PurchaseManagementIndex,PMI）是快速及時(shí)反映市場動(dòng)態(tài)的先行指標(biāo)。這個(gè)指標(biāo)越高就代表經(jīng)濟(jì)形勢的預(yù)期越好。而經(jīng)濟(jì)形勢很好的時(shí)候通常會(huì)伴隨著通脹現(xiàn)象。所以我們把它作為第三解釋變量。三、數(shù)據(jù)處理和實(shí)證分析本文以Y（居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)）作為被解釋變量，XI（當(dāng)月新增M2）,X2（金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款月末數(shù)（億元

4、）），X3（制造業(yè)采購經(jīng)理指數(shù)）作為三個(gè)解釋變量。對(duì)數(shù)據(jù)取其自然對(duì)數(shù)以減少異方差。（數(shù)據(jù)來源：中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫）一般來講，貨幣供應(yīng)量對(duì)CPI的影響是個(gè)滯后的過程，而金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款刺激投資也需要一定的滯后時(shí)間才能對(duì)CPI產(chǎn)生影響。經(jīng)理人指數(shù)PMI是個(gè)先行指標(biāo)，對(duì)CPI的影響也有一定的滯后。我們需要分別對(duì)各個(gè)變量做分布滯后模型估計(jì)。我們對(duì)xl(m2)做分布滯后估計(jì)，結(jié)果表明當(dāng)期貨幣供應(yīng)量變化對(duì)物價(jià)水平的影響在經(jīng)過12個(gè)月(即一年)后明顯地顯現(xiàn)出來。我們對(duì)x2(金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額)做分布滯后估計(jì)，結(jié)果表

5、明在我國金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額變化對(duì)物價(jià)水平影響的滯后期大約為」年。我們對(duì)x3(經(jīng)理人指數(shù))做分布滯后估計(jì)，結(jié)果表明經(jīng)理人指數(shù)對(duì)物價(jià)水平影響的滯后期大約為7個(gè)月。用EVIEWS軟件做如下回歸：LSYCXI(-12)X2(-12)X3(-7)得到如下冋歸方程式：Y二2.98019+0.00289*Xl(-12)+0.10451*X2(-12)+0.076*X3(-7)21.473852.1711487.7203704.249779R2二0.922162R2=0.909189F二71.08292DW二1.7

6、79497四、對(duì)方程的各項(xiàng)檢驗(yàn)1.多重共線性檢驗(yàn)分別對(duì)Y和XI(-12)、X2(-12)、X3(-7)單獨(dú)做最小二乘估計(jì)，其中加入X2(-12)的R2最大。在X2(-12)的基礎(chǔ)上分別加入XI(-12)、X3(-7)做最小二乘估計(jì)，其中加入x3(-7)的R2最大，t檢驗(yàn)值也提高。在x2(-12)x3(-7)的基礎(chǔ)上加入xl(-12)做最小二乘估計(jì)，R2增大，t檢驗(yàn)值還有F檢驗(yàn)值都顯著。根據(jù)上述逐步回歸結(jié)果，三個(gè)解釋變量間不存在多重共線性。1.異方差white和arch檢驗(yàn)在EVTEWS軟件里選擇有交叉

7、項(xiàng)的White檢驗(yàn)：nR2=13.906464,由White檢驗(yàn)知，在a=0.05下，查C2分布表，得臨界值C2(9)=16.9190onR2=13.906464

8、關(guān)DW檢驗(yàn)給定樣本容量為n=22,解釋變量的數(shù)目為=3,在的顯著水平下,查DW統(tǒng)計(jì)表可知，=1.053,=1.664o模型中DW=1.779497,所以模型不存在自相關(guān)。五、結(jié)論本模型估計(jì)的最終結(jié)果為:Y二2.98019+0.00289*Xl(-12)+0.10451*X2(-12)+0.076*X3(-7)21.473852.1711487.7203704.249779R2=0.922162R2=0.909189F=71.08292DW=1.77949