王俊+梁宗德

內(nèi)容摘要：我國消費物價指數(shù)CPI的持續(xù)走高，一度成為最受關(guān)注的經(jīng)濟(jì)金融熱點問題之一。本文通過中華人民共和國國家統(tǒng)計局發(fā)布的我國2003年6月至2012年6月的CPI數(shù)據(jù)為依據(jù)，研究我國通貨膨脹預(yù)期，在分析我國通貨膨脹預(yù)期的基礎(chǔ)上，利用AR模型，進(jìn)行了實證分析，并通過Eviews和Excel等軟件進(jìn)行操作以及整理，得出了通脹預(yù)期的預(yù)測值。

關(guān)鍵詞：通貨膨脹預(yù)期 AR模型檢驗 估計

我國自2003年以來，經(jīng)濟(jì)快速增長的同時發(fā)生了數(shù)次通貨膨脹。從2003年下半年開始，CPI指數(shù)從0.3%一路攀升，2003年下半年CPI漲幅達(dá)到3.2%。2006年產(chǎn)生流動性過剩以來，市場價格先是表現(xiàn)為資產(chǎn)價格的飆升，然后是肉、雞蛋等食品價格的狂漲。進(jìn)入2007年下半年，物價上漲迅速，一舉將全年的通貨膨脹率拉升到4.8%，經(jīng)濟(jì)運行中出現(xiàn)“結(jié)構(gòu)性通貨膨脹”，并在2008年上半年得到加強，年通貨膨脹率更是達(dá)到5.9%。自2009年7月開始，我國CPI指數(shù)一路上升，到2011年7月有所下降，國內(nèi)通脹預(yù)期也開始逐漸顯現(xiàn)。2012年上半年CPI陸續(xù)下降，然而2013年年初到現(xiàn)在，月度CPI卻起伏較大。2012年9月份，全國居民消費價格總水平同比上漲1.9%，1月至9月平均全國居民消費價格總水平比去年同期上漲2.8%。

我國通貨膨脹預(yù)期形成的原因

（一）貨幣投放量過大

自2003年以來，我國金融機(jī)構(gòu)新增貸款不斷增加，至2012年呈遞增趨勢。2012年，我國貨幣供應(yīng)量更是增長較快。2012年1-9月我國貨幣供應(yīng)量增加了87789.86億元人民幣。但是，現(xiàn)階段我國處于經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇的不確定性階段，貨幣投放量很難強制壓縮，于是由于寬松信貸而產(chǎn)生的流通性過剩的通脹壓力持續(xù)顯現(xiàn)。

（二）資產(chǎn)泡沫的不良預(yù)期

現(xiàn)階段我國貨幣供應(yīng)量不斷增加，居民消費價格指數(shù)也不斷上漲，剩余的流通貨幣增加，再加之寬松的信貸政策，導(dǎo)致房地產(chǎn)價格的不斷上升。我國房地產(chǎn)價于2000年初開始上漲，到2004年全國商品房和商品住宅平均銷售價格分別上漲14.4%和15.2%，是1998年以來的最高水平。通過政府的宏觀調(diào)控，直到2012年我國房屋價格漲幅總體趨緩，這顯現(xiàn)了宏觀調(diào)控的初步效果，但是未來形勢依然不容樂觀。由于住房需求堅挺、土地成本上升，導(dǎo)致少數(shù)城市房價漲幅仍然較高。因此，房產(chǎn)市場隨著房價的飆升而成為投機(jī)型投資追逐目標(biāo)，導(dǎo)致硬資產(chǎn)漲價拉動消費品物價上升，使得消費增加，進(jìn)而促進(jìn)物價上漲；導(dǎo)致資產(chǎn)泡沫化預(yù)期形成后，大量資金涌出壓力增大，提高通脹預(yù)期。

（三）輸入性通脹增加

2008年金融危機(jī)以來，由于我國原材料和能源短缺，需從其他國家購買，致使世界原材料和能源價格紛紛上漲。2012年以來，我國貨物貿(mào)易進(jìn)出口總體保持平穩(wěn)增長，呈現(xiàn)低位回穩(wěn)態(tài)勢。據(jù)中國國家海關(guān)統(tǒng)計，2012年上半年，外貿(mào)進(jìn)出口總值18398.4億美元，同比增長8%。其中出口9543.8億美元，增長9.2%；進(jìn)口8854.6億美元，增長6.7%；貿(mào)易順差689.2億美元，擴(kuò)大56.4%。由于我國進(jìn)口大宗商品，其價格大幅增長，嚴(yán)重影響到我國國內(nèi)消費品價格，增加了輸入性通脹，形成通脹預(yù)期壓力。

（四）匯率政策不完善

現(xiàn)階段我國匯率政策仍存在匯率的彈性較低，匯率的靈活性較低等問題，而且人民幣不斷升值使得匯率波動與中國出口企業(yè)價格調(diào)控能力之間的問題日益突出。在匯率不完善的情況下，存在通脹預(yù)期成為一種必然。

從上述分析可以看出，我國通貨膨脹預(yù)期的原因主要在于貨幣的投放量、資產(chǎn)泡沫的不良預(yù)期和輸入性通脹增加，這些都會影響政府政策的制定及企業(yè)和社會公眾的經(jīng)濟(jì)行為，不利于我國經(jīng)濟(jì)的增長，加劇了我國社會的動蕩。

實證研究

根據(jù)以上分析可知，我國當(dāng)前確實存在通貨膨脹預(yù)期，但是未來預(yù)期的數(shù)值具體是多少，本文將根據(jù)AR模型相關(guān)知識，構(gòu)建AR模型預(yù)測2013年通貨膨脹率。

（一）AR模型的基本思想

AR模型是時間序列模型中的簡單自回歸模型，利用變量自身的歷史資料尋求觀測數(shù)據(jù)演變所遵從的動態(tài)規(guī)律性，以預(yù)測其未來。

p階自回歸模型記作AR（p），滿足以下方程：

其中，εt是白噪聲序列。

（二）模型估計

本文收集和整理了國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)庫2003年6月到2012年6月的月度CPI指數(shù)，共109個數(shù)據(jù)作為樣本，前103個數(shù)據(jù)建立AR（p）模型，作為預(yù)測樣本，后6個數(shù)據(jù)用作驗證AR模型的準(zhǔn)確性。

1.時間序列的平穩(wěn)化處理及單位根檢驗。2003年6月至2012年6月的CPI指數(shù)序列的平穩(wěn)化處理，結(jié)果如表1所示，樣本序列的自相關(guān)系數(shù)（autocorrelation）沒有很快地趨近于0，說明原序列是非平穩(wěn)的序列。2003年6月至2012年6月的CPI指數(shù)序列的ADF檢驗結(jié)果如表2所示。檢驗結(jié)果顯示，CPI序列接受原假設(shè)，因此，CPI指數(shù)序列是一個非平穩(wěn)數(shù)列。

接著對一階差分△CPI序列進(jìn)行單位根檢驗，ADF檢驗結(jié)果如表3所示。檢驗結(jié)果顯示，一階差分△CPI序列拒絕原假設(shè)，接受△CPI序列是平穩(wěn)序列的結(jié)論。由此可判斷△CPI序列基本滿足AR（1）過程。

2.時間序列模型估計與診斷檢驗。本文采用LM檢驗方法，經(jīng)過反復(fù)試驗，發(fā)現(xiàn)該殘差項是一階自相關(guān)AR（1），檢驗結(jié)果如表4所示。通過eviews操作以及整理，可得如下模型：

3.預(yù)測。接著使用估計的模型，預(yù)測2012年1月至2013年12月的CPI情況，并計算出2012年度CPI數(shù)值以及2013年度的CPI指數(shù)。

通過檢測，如表5所示，差均在誤差范圍之內(nèi)， 2012年3月的誤差相對較大，因為3月上旬受低溫雨雪天氣影響，由于冬儲菜逐步退市，新季蔬菜尚未大量上市，導(dǎo)致各種蔬菜價格上漲幅度較大，居民消費價格總水平不斷上漲。從而可知，用AR模型預(yù)測CPI數(shù)值是可行的。并通過計算2012年、2013年相關(guān)數(shù)據(jù)，預(yù)測CPI指數(shù)的平均值，可得出2012年預(yù)期全國居民消費者價格指數(shù)為2.8%，2013年預(yù)期全國居民消費者價格指數(shù)將為2.6%。endprint