居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與國民經(jīng)濟(jì)評(píng)價(jià)模型剖析

圖1折線統(tǒng)計(jì)圖從上圖可以很直接地看出食品和居住類消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)運(yùn)動(dòng)趨勢(shì)相似。其他指標(biāo)也與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)具有同樣的趨勢(shì)，但在相同年限下，運(yùn)動(dòng)軌跡過于平緩。樣本相關(guān)系數(shù)圖2樣本的相關(guān)系數(shù)圖2樣本的相關(guān)系數(shù)從樣本的相關(guān)系數(shù)圖來看，食品類居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)1的相關(guān)系數(shù)在0.9以上，說明自變量1與因變量y具有高度的相關(guān)性。CorrelationY：X1X2X5X6X7X8Y1.0000000.9622090.5528630.1481040.7367420.7182590.485480-0.2080120.736955X10.9622091.0000000.640412-0.0218090.7155780.7510080.253763-0.4048660.588917X20.5528630.6404121.000000-0.0190450.5387420.7056480.044645-0.5834750.138689X30.148104-0.021809-0.0190451.0000000.4307040.1612870.7016580.4244380.008420X40.7367420.7155780.5387420.4307041.0000000.5274590.433638-0.3521020.339285X50.7182590.7510080.7056480.1612870.5274591.0000000.366137-0.4214560.277126X60.48&4800.2587630.0446450.7016580.4336380.3661371.00000003165880.625602X7-0.208012-0.404866-0.5S34750.424438-0352102-0.4214560.3165881.0000000.120763X80.7369550.5889170.1386890.0084200.3392050.2771260.6256020.1207631.000000基于多組數(shù)據(jù)的線性回歸性檢驗(yàn)1）模型的建立：多元線性回歸模型的基本形式：設(shè)隨機(jī)變量y與一般變量x1,x2,,xp的理論線性回歸模型為:y=0+11+22+++

其中，1，…是p+1個(gè)未知參數(shù)，0稱為回歸常數(shù)，，1，…稱為回歸系數(shù)。y稱為被解釋變量（因變量），而X],x2x是p個(gè)可以精確測(cè)量并可pp(()=)=(()=)=02稱E（y）=0+11+22+…+為理論回歸方程。2）線性回歸模型求解接著利用Eviwes對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸處理后得到輸出結(jié)為：表1多元線性回歸模型匯總表Method:LeastSquaresDate:08/28/16Time:09:05Sample:20052014Includedobservations:10VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.74213919.054910.0389470.9752X10.2881660.0473726.0830070.1037X2-0.0162260.057200-0.2836730.8240X30.1133420.0970651.1676960.4508X40.2026540.1073641.8875360.3102X50.2206920.1520771.4511830.3841X6-0.1934150.357721-0.5406860.6845X70.1533920.0730342.1002820.2829X80.2188950.0920382.3783120.2534R-squared0.999684Meandependentvar102.9200AdjustedR-squared0.997159S.D.dependentvar2.003774S.E.ofregression0.106796Akaikeinfocriterion-2.138368Sumsquaredresid0.011405Schwarzcriterion-1.866042Loglikelihood19.69184Hannan-Quinncriter.-2.437110F-statistic395.9123Durbin-Watsonstat3.219306Prob(F-statistic)0.038851——從模型匯總表中可以看出，決定系數(shù)R2—0.999684,-由決定系數(shù)看回歸模F型高度顯著。又由=395.9123，P值=0.038851，回歸模型通過了F檢驗(yàn)，表明8個(gè)自變量整體對(duì)因變量y產(chǎn)生顯著線性影響的判斷所犯錯(cuò)誤的概率僅為0.038851。說明x1，x2,x3,??-，x8整體上對(duì)y有高度顯著的線性影響。表中第二列是我們的回歸方程參數(shù)估計(jì)值，由此可以得到y(tǒng)對(duì)8個(gè)自變量的線性回歸方程為：y=0.742139+0.288166x1-0.016226x2+0.113342x3+0.202654x4+0.220692x5-0.193415x6+0.153392x7+0.218895x8從回歸方程中可以看到，xl,x3,x4,x5,x7,x8對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)起正影響，x2，x6對(duì)居民消費(fèi)指數(shù)起負(fù)影響。從實(shí)際社會(huì)生活來看，煙酒及用品類和交通通信居民的消費(fèi)水平提高，都會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的增高，應(yīng)該和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)成正相關(guān)，這與定性分析的結(jié)果不一致。為此，我們對(duì)它進(jìn)行更深層次的分析。回歸模型的檢驗(yàn)1)F檢驗(yàn)從表中可以看出，Prob(F-statistic)及相伴概率為P值，有F=395.9123,P值=0.038851<0.5,可知次方程拒絕零假設(shè)，即做出八個(gè)自變量對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)y產(chǎn)生顯著性線性影響的判斷所犯錯(cuò)的概率很低，所以此方程通過了F檢驗(yàn)。2)T檢驗(yàn)表3T檢驗(yàn)表通過看上面的T檢驗(yàn)表發(fā)現(xiàn)，在顯著性水平a=0.05時(shí)，沒有任何自變量的Prob小于0.05，所以無法通過顯著性檢驗(yàn)。T檢驗(yàn)分析為了保留更有效的變量，我們采取針對(duì)自變量逐個(gè)進(jìn)行T檢驗(yàn)分析，一步步剔除不合理的自變量，使線性回歸方程更加完善。我們采取人工干預(yù)，首先剔除Pro最大的自變量，再重復(fù)采取次步驟，知道每個(gè)自變量的Pro小于a=0.05。結(jié)果如下表：表4剔除不合理變量的多元回歸線性模型匯總表在剔除2，3，4，5，6后，在顯著性水平a=0.05時(shí)，有1,7，8的Pro滿足小于0.05，通過了顯著性檢驗(yàn)。以1，7，8作回歸分析的匯總表中可以看出決定系數(shù)2=0.982345，依舊具有高度的顯著性。又由于F=111.2851,P=0.000012，可知模型通過了F值檢驗(yàn)，且八個(gè)自變量整體對(duì)因變量y產(chǎn)生顯著線性影響的判斷所犯錯(cuò)誤的概率為0.000012。得到2，3，4，5，6整體上對(duì)自變量y具有較高的線性影響。從上述表中我們可以達(dá)到回歸方程參數(shù)估計(jì)值，由此可以得到y(tǒng)對(duì)三個(gè)自變量線性方程組為：=25.09168+0.3817221+0.2325337+0.1340758從回歸方程可以看出1，7，8對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)y起正影響。且食品類居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的比重占據(jù)大部分居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。5.2針對(duì)CPI對(duì)國民經(jīng)濟(jì)的定性分析失業(yè)率失業(yè)率是指一定時(shí)期內(nèi)滿足就業(yè)條件卻仍然無法得到工作的勞動(dòng)力數(shù)字，它主要是衡量閑置無法得到利用的勞動(dòng)產(chǎn)能，反應(yīng)一個(gè)國家或者一個(gè)地區(qū)的失業(yè)狀況的重要指標(biāo)。失業(yè)率可以間接地反應(yīng)國家或者地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。失業(yè)率與經(jīng)濟(jì)增長成負(fù)相關(guān)影響。我們從《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》調(diào)取了2014年至2005年間十年的數(shù)據(jù)，用Excel做出失業(yè)率和CPI了其變動(dòng)軌跡。圖3失業(yè)率折線圖圖4居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)折線圖由圖比較可以看出在2009年左右達(dá)到最高，其居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)也在2009年間達(dá)到最低谷。由此可以得出人們是否就業(yè)對(duì)己的消費(fèi)水平具有深厚的影響。就政府而言，失業(yè)率也影響國民經(jīng)濟(jì)。增加城鎮(zhèn)居民的工資收入降低失業(yè)率,是增加居民消費(fèi)支出的有效方法。要降低失業(yè)率,我們必須搞清中國的失業(yè)為何增加。城鎮(zhèn)居民的失業(yè),主要是由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化和調(diào)整以及企事業(yè)單位的改革。國營企事業(yè)單位改革導(dǎo)致的下崗分流,是為了改革企業(yè)經(jīng)營機(jī)制及換取長期經(jīng)濟(jì)效益所必須付出的代價(jià),這樣的失業(yè)對(duì)維持我國長期的經(jīng)濟(jì)增長是必需的。要降低失業(yè)率,應(yīng)提供更多的就業(yè)渠道,使下崗失業(yè)人員盡快找到工作崗位,保持經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長【1】。通貨膨脹率通貨膨脹率是貨幣超發(fā)部分與實(shí)際需要的貨幣量之比,用以反映通貨膨脹、貨幣貶值的程度;而價(jià)格指數(shù)則是反映價(jià)格變動(dòng)趨勢(shì)和程度的相對(duì)數(shù)。經(jīng)濟(jì)學(xué)上，通貨膨脹率為:物價(jià)平均水平的上升速度（以通貨膨脹為準(zhǔn)）。以氣球來類比，若其體積大小為物價(jià)水平，則通貨膨脹率為氣球膨脹速度?；蛘f，通貨膨脹率為貨幣購買力的下降速度。通常通貨膨脹率與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)呈線性關(guān)系，所以一般通過通貨膨脹率來代替居民價(jià)格消費(fèi)指數(shù)。因此我們以通貨膨脹率與GDP增長率的關(guān)系來反映居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與GDP增長率的關(guān)系。其結(jié)果如下所示：圖5通貨膨脹率與GDP增長率折線圖由上圖可知，選取近十年的通貨膨脹率與GDP增長率的數(shù)據(jù)，進(jìn)行繪制折線圖。GDP增長率與通貨膨脹率有著大致一致的趨勢(shì)，但在2009年這一年，兩個(gè)指標(biāo)有著明顯的不同，通過研究當(dāng)近兩年的經(jīng)濟(jì)環(huán)境可知，在2008年，有這一場(chǎng)影響特別大的金融危機(jī)，由此通貨膨脹在2009年突然急劇下降，導(dǎo)致GDP增長率與通貨膨脹率的規(guī)律出現(xiàn)中斷。究其原因，是在2008年金融危機(jī)出現(xiàn)后，GDP受到嚴(yán)重的沖擊，而通貨膨脹卻未出現(xiàn)大幅度的下降，是因?yàn)檎暮暧^調(diào)控干預(yù)。從而確保了通貨膨脹率相對(duì)穩(wěn)定。在2011年后。通貨膨脹率與GDP都有明顯的下降。由上所述可以得出以下的主要結(jié)論：第一，膨脹率與增長率之間具有同方向的變化趨勢(shì)，且前者的變化越來越呈現(xiàn)出滯后于后者的趨勢(shì)，因此，通貨膨脹率的變化趨勢(shì)是可以預(yù)測(cè)的。第二，通貨膨脹率的變化幅度比增長率的變化幅度大。第三，隨著增長率的變化，通貨膨脹率呈現(xiàn)出沿著一個(gè)固定的水平上下波動(dòng)的趨勢(shì)。物價(jià)水平經(jīng)濟(jì)增長與物價(jià)變動(dòng)是經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象中兩個(gè)相互關(guān)聯(lián)的宏觀因素，兩者之間存在著較為密切的關(guān)系，互相影響、互相作用。因此，物價(jià)上漲在一定程度上影響著國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。1）對(duì)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的影響從供應(yīng)的角度看，物價(jià)上漲使得各行各業(yè)的生產(chǎn)成本增加。飼料價(jià)格上漲是影響當(dāng)前肉禽及其制品、鮮蛋、水產(chǎn)品等價(jià)格上漲的主要因素，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格的上漲也增加了種植業(yè)的成本；流通成本方面，油價(jià)上漲和運(yùn)力緊張?zhí)岣吡宿r(nóng)產(chǎn)品的運(yùn)輸成本，政府在規(guī)范公路貨運(yùn)秩序、農(nóng)貿(mào)市場(chǎng)改造提升、實(shí)行定點(diǎn)屠宰、市區(qū)限摩、加強(qiáng)食品衛(wèi)生檢驗(yàn)檢疫和實(shí)行新的食品衛(wèi)生標(biāo)準(zhǔn)等方面政策措施的實(shí)施，難免使農(nóng)產(chǎn)品流通成本有所增加。至于蔬菜、水果的生產(chǎn)供應(yīng)則主要受到季節(jié)、氣候等因素的影響，供應(yīng)量變動(dòng)幅度大，使蔬菜水果的價(jià)格波動(dòng)增大。生產(chǎn)成本的增加又會(huì)引發(fā)物價(jià)的進(jìn)一步上漲，從而造成一種“螺旋效應(yīng)”，使得國內(nèi)持續(xù)通脹，從而對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生更加嚴(yán)重的影響。2）對(duì)外經(jīng)濟(jì)的影響物價(jià)上漲會(huì)使得出口商品的價(jià)格上漲，從而國外進(jìn)口商對(duì)國內(nèi)商品的需求減少，即本國產(chǎn)品的出口競爭能力降低，容易引起國際貿(mào)易收支逆差，造成黃金外匯外流，進(jìn)而對(duì)人民幣匯率也產(chǎn)生一定的影響?？傊飪r(jià)水平對(duì)國民經(jīng)濟(jì)的影響是重大的，它不僅關(guān)乎百姓的切身利益，也關(guān)乎國家的長治久安。政府宏觀調(diào)控政策國家合理地制定各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)政策和措施，其中包括制定經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展戰(zhàn)略方針、制定產(chǎn)業(yè)政策，以控制總量平衡，規(guī)劃和調(diào)整產(chǎn)業(yè)布局；制定財(cái)政政策和貨幣政策，調(diào)節(jié)積累和消費(fèi)之間的比例關(guān)系，實(shí)現(xiàn)社會(huì)總供給和社會(huì)總需求的平衡，控制貨幣發(fā)行，制止通貨膨脹；建立和完善適應(yīng)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的制度、收入分配制度、和稅收征管制度等。國家正確運(yùn)用價(jià)格、稅收、信貸等經(jīng)濟(jì)杠桿，調(diào)節(jié)國民收入的分配和再分配，從經(jīng)濟(jì)利益上誘導(dǎo)、協(xié)調(diào)和控制社會(huì)再生產(chǎn)各個(gè)環(huán)節(jié)等?？茖W(xué)地編制各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)計(jì)劃，使經(jīng)濟(jì)計(jì)劃建立在有充分科學(xué)根據(jù)的基礎(chǔ)上，使其在中長期的資源配置中發(fā)揮