中國(guó)食品價(jià)格指數(shù)的影響因素分析計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)eviews分析

PAGE15中國(guó)食品價(jià)格指數(shù)的影響因素分析摘要：本文試從影響食品價(jià)格指數(shù)的外因糧食價(jià)格指數(shù)、肉禽及其制品價(jià)格指數(shù)、水產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)、蔬菜價(jià)格指數(shù)等進(jìn)行分析和探討，并在比較相關(guān)線性回歸方程后，建立合理的食品價(jià)格指數(shù)預(yù)測(cè)模型。本文用到的模型檢測(cè)方法主要有相關(guān)系數(shù)法、懷特檢驗(yàn)。模型修正方法有科克倫—奧克特迭代方法、逐步回歸法。關(guān)鍵詞：食品價(jià)格指數(shù)多因素分析預(yù)測(cè)模型模型檢測(cè)與修正文獻(xiàn)綜述眾所周知，食品在我國(guó)CPI中的權(quán)重約為1/3，是我國(guó)CPI8項(xiàng)分類指數(shù)中權(quán)重最大的，食品價(jià)格由于受需求和供應(yīng)變化影響經(jīng)常出現(xiàn)波動(dòng)，導(dǎo)致我國(guó)CPI指數(shù)的上升或下跌。分析我國(guó)食品價(jià)格指數(shù)的影響因素，對(duì)于調(diào)控市場(chǎng)價(jià)格總水平具有重要意義。曾經(jīng)，有一種說法，叫做“CPI的走勢(shì)是由豬決定”。這句話乍一看很荒謬，但是仔細(xì)分析，其實(shí)是有道理的，豬肉的價(jià)格會(huì)首先影響糧食價(jià)格指數(shù)，糧食價(jià)格指數(shù)通過影響食品價(jià)格指數(shù)，進(jìn)而影響CPI。從公布的數(shù)據(jù)來看，食品類價(jià)格依然領(lǐng)漲CPI。7月份中國(guó)食品類價(jià)格同比上漲14.8%，影響價(jià)格總水平上漲約4.38個(gè)百分點(diǎn)。其中，豬肉價(jià)格同比上漲56.7%，影響價(jià)格總水平上漲約1.46個(gè)百分點(diǎn)。中國(guó)社會(huì)科學(xué)院宏觀經(jīng)濟(jì)研究所袁鋼明教授表示，雖然CPI的漲幅比上個(gè)月提高0.1個(gè)百分點(diǎn)，但上漲幅度明顯減緩，這主要是因?yàn)槭称穬r(jià)格、尤其是豬肉價(jià)格的下降。2009年11月份CPI由負(fù)轉(zhuǎn)正，結(jié)束了九個(gè)月的負(fù)增長(zhǎng)過程。自此以來，CPI持續(xù)高速增長(zhǎng)，最高時(shí)在去年7月份達(dá)到了%6.5.從數(shù)據(jù)上看，中國(guó)經(jīng)濟(jì)似乎已經(jīng)呈現(xiàn)“高通脹，高增長(zhǎng)”的過熱趨勢(shì)，有關(guān)經(jīng)濟(jì)是“過熱”還是“通脹”的議論已經(jīng)不絕于耳。中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)顯然“過熱”。經(jīng)濟(jì)過熱發(fā)生時(shí)，其生產(chǎn)能力無法跟上日益增長(zhǎng)的總需求。這是普遍的特點(diǎn)是一個(gè)不可持續(xù)的高比率的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。經(jīng)濟(jì)處于\o"景氣"景氣時(shí)期往往是經(jīng)濟(jì)過熱的特色。經(jīng)濟(jì)過熱給社會(huì)各方面造成的影響是不可忽視的。從過去的CPI數(shù)據(jù)中可以看出，食品價(jià)格的上漲是CPI的主要推手。這一點(diǎn)可以從一下事實(shí)看出。中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局9日發(fā)布數(shù)據(jù)，7月份全國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格總水平（CPI）同比上漲6.5%，漲幅比上月提高了0.1個(gè)百分點(diǎn)，再創(chuàng)新高，但增速有明顯回落。CPI漲幅已經(jīng)達(dá)到了拐點(diǎn)，食品價(jià)格季節(jié)性因素成為增速放緩的主要原因。因此，我們幾乎可以得出結(jié)論，要想控制CPI，對(duì)食品價(jià)格指數(shù)的控制毫無疑問是很重要的一環(huán)，而對(duì)食品價(jià)格的控制，很顯然有賴于對(duì)影響食品價(jià)格指數(shù)的各因素的控制。這也正是本項(xiàng)目研究的主要目的。

食品價(jià)格波動(dòng)問題一直備受關(guān)注，有很多學(xué)者從不同角度進(jìn)行了研究，但主要的研究?jī)?nèi)容可歸結(jié)為兩類：一是食品價(jià)格指數(shù)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間的關(guān)系研究；二是食品價(jià)格指數(shù)上漲的原因分析。對(duì)于食品價(jià)格指數(shù)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間的關(guān)系，劉苗、陳蕊（2008）運(yùn)用協(xié)整分析和誤差修正模型，對(duì)食品價(jià)格指數(shù)和消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，其結(jié)果表明食品價(jià)格指數(shù)和消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間存在長(zhǎng)期同向變動(dòng)的趨勢(shì)。熊文靜（2008）運(yùn)用VAR模型實(shí)證分析后認(rèn)為食品價(jià)格指數(shù)與CPI存在相關(guān)關(guān)系，并且食品價(jià)格指數(shù)是CPI的格蘭杰原因，但CPI不是食品價(jià)格指數(shù)的格蘭杰原因。余紅艷、儲(chǔ)德銀（2010）結(jié)合HP濾波、交叉相關(guān)系數(shù)及協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，認(rèn)為兩者在長(zhǎng)期趨勢(shì)成分中存在著一定的因果互動(dòng)關(guān)系，但在居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)波動(dòng)成分的分解中，來自食品價(jià)格的波動(dòng)因素構(gòu)成其最主要的力量，來自于非食品價(jià)格波動(dòng)的因素對(duì)其波動(dòng)產(chǎn)生了巨大的助力。對(duì)于食品價(jià)格指數(shù)上漲原因的分析，薛慧敏（2008）認(rèn)為國(guó)際市場(chǎng)價(jià)格的帶動(dòng)及國(guó)內(nèi)的成本推動(dòng)是食品價(jià)格指數(shù)上漲的主要原因。趙如(2007)運(yùn)用成本理論和供求理論探究了我國(guó)食品價(jià)格上漲的原因，認(rèn)為成本推動(dòng)、供求失衡以及全球經(jīng)濟(jì)的影響是我國(guó)食品價(jià)格大幅上漲的主要?jiǎng)右?。張益豐和張少軍(2007)認(rèn)為肉禽等食品價(jià)格的上漲源于城市化進(jìn)程的加劇、飼料價(jià)格上漲以及人均耕地面積下降。譚本艷（2010）運(yùn)用Gonzalo-Granger分解的方法，檢驗(yàn)得出糧食和肉禽及其制品既是食品價(jià)格波動(dòng)的長(zhǎng)期驅(qū)動(dòng)力也是短期驅(qū)動(dòng)力；而蛋類是長(zhǎng)期驅(qū)動(dòng)力，水產(chǎn)品類是短期驅(qū)動(dòng)力。薛慧敏(2008)從多個(gè)角度分析了我國(guó)食品價(jià)格上漲的原因，認(rèn)為國(guó)際市場(chǎng)價(jià)格的帶動(dòng)、成本推動(dòng)、美元貶值和供給不足是我國(guó)現(xiàn)階段食品價(jià)格攀升的主要原因。張文剛(2008)分析了我國(guó)食品價(jià)格上漲的利弊，認(rèn)為食品價(jià)格上漲有利有弊，但利大于弊。

從上面的文獻(xiàn)來看，關(guān)于食品價(jià)格指數(shù)波動(dòng)的研究比較豐富，但是還有進(jìn)一步拓展的空間：一是關(guān)于食品價(jià)格指數(shù)波動(dòng)本身的研究較少，而研究其與CPI關(guān)系的文章較多；二是運(yùn)用ARCH類模型研究食品價(jià)格指數(shù)的文獻(xiàn)太少。方燕、尹元生（2010）利用ARCH類模型研究了國(guó)內(nèi)物價(jià)水平的波動(dòng)，得出物價(jià)波動(dòng)存在明顯的“非對(duì)稱效應(yīng)”。但是根據(jù)實(shí)際情況，CPI中的八大類每類波動(dòng)情況不同，尤其是食品類波動(dòng)最明顯，因此有必要分類具體討論其波動(dòng)狀況。從國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界對(duì)食品價(jià)格的研究現(xiàn)狀來看，均是從生物能源、成本推動(dòng)、供求關(guān)系、全球經(jīng)濟(jì)等宏觀經(jīng)濟(jì)因素來分析食品價(jià)格上漲的原因。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局在分析我國(guó)CPI波動(dòng)的原因時(shí)明確表示，“判斷通貨膨脹要看CPI，但是不能單純看CPI的增長(zhǎng)幅度，要看其結(jié)構(gòu)，要看CPI上漲的原因是什么”，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局所稱的CPI結(jié)構(gòu)，也就是構(gòu)成我國(guó)CPI籃子的8類居民消費(fèi)價(jià)格分類指數(shù)，分析通貨膨脹在關(guān)注總體CPI的同時(shí)，也要從CPI分類指數(shù)的角度分析CPI上漲的原因。中國(guó)人民銀行在2007年第二季度貨幣政策執(zhí)行報(bào)告中也明確提出，中央銀行在關(guān)注整體CPI的同時(shí)，也會(huì)充分考慮我國(guó)CPI8項(xiàng)分類指數(shù)的變化因素。可見，從CPI分類指數(shù)的角度來分析整體CPI波動(dòng)的原因，是目前我國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局和中央銀行均高度關(guān)注的現(xiàn)實(shí)問題。因此，研究我國(guó)食品價(jià)格，在關(guān)注我國(guó)食品消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)的同時(shí)，也有必要從食品消費(fèi)價(jià)格分類指數(shù)的視角考察食品價(jià)格波動(dòng)的原因，這樣有利于制定穩(wěn)定食品價(jià)格的相關(guān)政策，也能發(fā)揮政策效果。二、模型設(shè)定在本文中，我們選取糧食價(jià)格指數(shù)、肉禽及制品價(jià)格指數(shù)、水產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)、蔬菜價(jià)格指數(shù)作為解釋變量，選取食品價(jià)格指數(shù)作為被解釋變量，構(gòu)建多元線性回歸模型：Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+μi其中：Y食品價(jià)格指數(shù)X1糧食價(jià)格指數(shù)X2肉禽價(jià)格指數(shù)X3水產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)X4蔬菜價(jià)格指數(shù)本文獲取了2009年8月份到2011年10月的數(shù)據(jù)如下表：2009年08月100.5105.290.598.6121.82009年09月101.5105.593.398.8125.82009年10月101.6106.296.1101.4114.82009年11月103.210798.3103.6123.92009年12月105.3108.698.3105.7136.22010年01月103.7109.896.5103.9117.12010年02月106.2109.698.4108.8125.52010年03月105.2109.297.8106.3118.52010年04月105.9110.798.2105.5124.92010年05月106.1111.5100.8105.6121.32010年06月105.7111.73101.81106.47114.552010年07月106.83111.75104.09107.6122.292010年08月107.5111.95105.43108.52119.242010年09月108.05112.07105.42110.9118.012010年10月110.06112.34106.8111.15130.952010年11月111.7114.74109.91111.85121.252010年12月109.55115.57110.23110.8994.282011年01月110.34115.08110.88111.07102.012011年02月111114.83113.27109.09106.052011年03月111.71114.99117.27110.19104.282011年04月111.47113.9121.44111.6492.642011年05月111.74112.85124.27112.4592.882011年06月114.44112.41132.26113.9107.322011年07月114.76112.37133.58115.01107.62011年08月113.39112.23129.27114.71100.062011年09月113.42111.93128.39114.1102.112011年10月111.93111.59126.11112.3893.18以上數(shù)據(jù)來源于國(guó)研網(wǎng)數(shù)據(jù)中心三、模型的估計(jì)與調(diào)整通過使用Eviews計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析軟件，得到了一下回歸分析結(jié)果DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:05/31/12Time:19:50Sample:2009:082011:10Includedobservations:27VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C7.2991204.8192871.5145640.1441X10.4531110.0604837.4915000.0000X20.2255630.02100210.740120.0000X30.1764920.0642352.7475760.0118X40.0593710.0123924.7909120.0001R-squared0.990031Meandependentvar108.2515AdjustedR-squared0.988219S.D.dependentvar4.152074S.E.ofregression0.450673Akaikeinfocriterion1.409427Sumsquaredresid4.468336Schwarzcriterion1.649396Loglikelihood-14.02726F-statistic546.2222Durbin-Watsonstat0.901780Prob(F-statistic)0.0000001.多重共線性檢驗(yàn)。直觀的來看，x1、x3的相關(guān)系數(shù)達(dá)到了0.80，x2、x3的相關(guān)系數(shù)達(dá)到了0.88。所以可以認(rèn)為存在較嚴(yán)重的多重共線性。修正多重共線性現(xiàn)剔除x3進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:05/31/12Time:21:40Sample:2009:082011:10Includedobservations:27VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C5.2102285.3941020.9659120.3441X10.5787620.04486712.899600.0000X20.2749320.01232422.308120.0000X40.0758200.0122986.1650940.0000R-squared0.986610Meandependentvar108.2515AdjustedR-squared0.984864S.D.dependentvar4.152074S.E.ofregression0.510823Akaikeinfocriterion1.630366Sumsquaredresid6.001621Schwarzcriterion1.822342Loglikelihood-18.00994F-statistic564.9205Durbin-Watsonstat0.921999Prob(F-statistic)0.000000由上圖可看出，剔除x3后，擬合優(yōu)度非常好，且顯著性明顯。再剔除x1進(jìn)行回歸，結(jié)果入下：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:05/31/12Time:21:43Sample:2009:082011:10Includedobservations:27VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C32.394936.3853025.0733580.0000X20.1426790.0329004.3367320.0002X30.5403430.0774786.9741530.0000X40.0144350.0199850.7222650.4774R-squared0.964601Meandependentvar108.2515AdjustedR-squared0.959983S.D.dependentvar4.152074S.E.ofregression0.830589Akaikeinfocriterion2.602589Sumsquaredresid15.86718Schwarzcriterion2.794565Loglikelihood-31.13496F-statistic208.9094Durbin-Watsonstat1.044482Prob(F-statistic)0.000000由上圖可以看出，剔除x1后，導(dǎo)致x4通不過t檢驗(yàn)。剔除x2進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:05/31/12Time:21:41Sample:2009:082011:10Includedobservations:27VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C16.3409511.595881.4092020.1722X10.1109050.1256320.8827720.3865X30.7667330.0812689.4346090.0000X4-0.0321650.021984-1.4630590.1570R-squared0.937763Meandependentvar108.2515AdjustedR-squared0.929645S.D.dependentvar4.152074S.E.ofregression1.101317Akaikeinfocriterion3.166844Sumsquaredresid27.89668Schwarzcriterion3.358820Loglikelihood-38.75239F-statistic115.5183Durbin-Watsonstat1.495176Prob(F-statistic)0.000000由上圖可知，剔除x2后，導(dǎo)致x1，x4都通不過t檢驗(yàn)，且可決系數(shù)大幅降低。剔除x4進(jìn)行回歸，結(jié)果入下：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:05/31/12Time:21:44Sample:2009:082011:10Includedobservations:27VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C21.060075.4100843.8927440.0007X10.3128540.0739924.2282150.0003X20.1563630.0213157.3358800.0000X30.3251700.0786274.1355880.0004R-squared0.979631Meandependentvar108.2515AdjustedR-squared0.976974S.D.dependentvar4.152074S.E.ofregression0.630052Akaikeinfocriterion2.049924Sumsquaredresid9.130200Schwarzcriterion2.241900Loglikelihood-23.67397F-statistic368.7162Durbin-Watsonstat2.010366Prob(F-statistic)0.000000由上圖可看出，x4的存在不影響本文的分析結(jié)果，沒必要剔除。所以綜上所述，剔除x3，得到一下回歸分析結(jié)果：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:05/31/12Time:21:40Sample:2009:082011:10Includedobservations:27VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C5.2102285.3941020.9659120.3441X10.5787620.04486712.899600.0000X20.2749320.01232422.308120.0000X40.0758200.0122986.1650940.0000R-squared0.986610Meandependentvar108.2515AdjustedR-squared0.984864S.D.dependentvar4.152074S.E.ofregression0.510823Akaikeinfocriterion1.630366Sumsquaredresid6.001621Schwarzcriterion1.822342Loglikelihood-18.00994F-statistic564.9205Durbin-Watsonstat0.921999Prob(F-statistic)0.000000得到的回歸方程為=5.210228+0.578762X1+0.274932X2+0.07582X4(0.965912)(12.8996)(22.3081)(6.165094)R2=0.9866AdjustedR-squared=0.9849F=564.9205從回歸的結(jié)果可以得到R2=0.9866，修正的可決系數(shù)為0.9849，這說明模型對(duì)樣本的擬合度非常好。2.相關(guān)性檢驗(yàn)從估計(jì)的結(jié)果可以看出，模型擬合較好，可決系數(shù)R2=0.9866，修正的可決系數(shù)為0.9849，表明模型在整體上擬合比較好。3.顯著性檢驗(yàn)（1）對(duì)于?1，t統(tǒng)計(jì)量為12.8996。給定α=0.05，查t分布表，在自由度為n-4=23下，得臨界值t0.025(23)=2.069，因?yàn)閠>t0.025(23)，所以拒絕原假設(shè)H0:?1=0，表明糧食價(jià)格指數(shù)對(duì)食品價(jià)格指數(shù)有顯著性影響；（2）對(duì)于?2，t統(tǒng)計(jì)量為22.3081。給定α=0.05，查t分布表，在自由度為n-4=23下，得臨界值t0.025(23)=2.069，因?yàn)閠>t0.025(23)，所以拒絕原假設(shè)H0:?2=0，表明肉禽價(jià)格指數(shù)對(duì)食品價(jià)格指數(shù)有顯著性影響。（3）對(duì)于?4，t統(tǒng)計(jì)量為6.165094。給定α=0.05，查t分布表，在自由度為n-4=23下，得臨界值t0.025(23)=2.069，因?yàn)閠>t0.025(23)，所以拒絕原假設(shè)H0:?4=0，表明蔬菜價(jià)格指數(shù)對(duì)食品價(jià)格指數(shù)有顯著性影響。（4）對(duì)于F=564.9205>F(3,23)=3.03(顯著性水平為0.05)，表明模型從整體上看食品價(jià)格指數(shù)與各解釋變量之間線性關(guān)系顯著。4.異方差檢驗(yàn)利用White檢驗(yàn)進(jìn)行模型的異方差檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：WhiteHeteroskedasticityTest:F-statistic1.187420Probability0.362554Obs*R-squared10.42169Probability0.317437TestEquation:DependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:05/31/12Time:22:28Sample:2009:082011:10Includedobservations:27VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-139.0819172.9732-0.8040660.4325X12.6554363.5378000.7505900.4632X1^2-0.0127160.018742-0.6785060.5066X1*X23.07E-050.0086030.0035680.9972X1*X40.0015270.0038430.3971760.6962X2-0.0270580.985863-0.0274460.9784X2^22.88E-050.0010500.0274550.9784X2*X45.25E-050.0016270.0322820.9746X4-0.1098030.595909-0.1842610.8560X4^2-0.0002930.000819-0.3581080.7247R-squared0.385989Meandependentvar0.222282AdjustedR-squared0.060924S.D.dependentvar0.295919S.E.ofregression0.286763Akaikeinfocriterion0.617799Sumsquaredresid1.397965Schwarzcriterion1.097738Loglikelihood1.659719F-statistic1.187420Durbin-Watsonstat1.841089Prob(F-statistic)0.362554由上表可得，Obs*R-squared=10.422，而查表，給定α=0.05，自由度P=9，得臨界值16.9190，所以10.422<16.9190，則接受原假設(shè)，表明模型中隨機(jī)誤差不存在異方差。序列相關(guān)檢驗(yàn)由圖可知，存在一階自相關(guān)。修正：用科克倫--奧克特迭代方程法對(duì)模型進(jìn)行修正，得到如下結(jié)果：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:06/01/12Time:13:10Sample(adjusted):2009:092011:10Includedobservations:26afteradjustingendpointsConvergenceachievedafter10iterationsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C5.1691879.8464600.5249790.6051X10.5631620.0877866.4151880.0000X20.2821290.01771215.928550.0000X40.0845860.0103308.1882700.0000AR(1)0.5840820.1869773.1238250.0051R-squared0.989380Meandependentvar108.5496AdjustedR-squared0.987357S.D.dependentvar3.928543S.E.ofregression0.441736Akaikeinfocriterion1.374831Sumsquaredresid4.097737Schwarzcriterion1.616772Loglikelihood-12.87280F-statistic489.0816Durbin-Watsonstat1.380596Prob(F-statistic)0.000000InvertedARRoots.58得到一階自相關(guān)系數(shù)估計(jì)為0.584082再次檢驗(yàn)是否存在自相關(guān)：由上圖可知，修正后不再存在自相關(guān)。綜上，本研究模型估計(jì)的最終結(jié)果為得到的回歸方程為=5.1691+0.5631X1+0.2821X2+0.0846X4(0.5250)(6.4152)(15.9286)(8.1883)R2=0.9894AdjustedR-squared=0.9874F=489.0816經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)：從經(jīng)濟(jì)意義上來看,該模型說明了在假定其他變量不變的情況下，糧食價(jià)格指數(shù)每上升1%，食品價(jià)格指數(shù)上漲0.5631%；肉禽及制品價(jià)格指數(shù)每上升1%，食品價(jià)格指數(shù)上漲0.2821%；蔬菜價(jià)格指數(shù)每上升1%，食品價(jià)格指數(shù)上漲0.0846%。由于各變量都通過了檢驗(yàn)，所以說明各變量對(duì)被解釋變量都起到了很好的作用。因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)x1，y進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如下：PairwiseGrangerCausalityTestsDate:06/01/12Time:21:54Sample:2009:082011:10Lags:2NullHypothesis:ObsF-StatisticProbabilityYdoesnotGrangerCauseX1251.094030.35409X1doesnotGrangerCauseY2.866370.08043由上圖可知，選定顯著性水平（如10%），0.35>0.1，則在該顯著性水平下，接受原假設(shè)，表示食品價(jià)格指數(shù)對(duì)糧食價(jià)格指數(shù)沒有影響；0.08<0.1，拒絕原假設(shè)，表示糧食價(jià)格指數(shù)對(duì)食品價(jià)格指數(shù)有顯著性的影響。對(duì)x2，y進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如下：PairwiseGrangerCausalityTestsDate:06/05/12Time:20:32Sample:2009:082011:10Lags:1NullHypothesis:ObsF-StatisticProbabilityYdoesnotGrangerCauseX2260.004570.94669X2doesnotGrangerCauseY0.965160.33611由上圖可知，選定顯著性水平（如10%），0.9>0.1，則在該顯著性水平下，接受原假設(shè)，表示食品價(jià)格指數(shù)對(duì)肉禽價(jià)格指數(shù)沒有影響；0.3>0.1，接受原假設(shè)，表示糧食價(jià)格指數(shù)對(duì)食品價(jià)格指數(shù)沒有顯著性的影響。對(duì)x4，y進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如下：PairwiseGrangerCausalityTestsDate:06/05/12Time:20:36Sample:2009:082011:10Lags:4NullHypothesis:ObsF-StatisticProbabilityYdoesnotGrangerCauseX4235.128760.00932X4doesnotGrangerCauseY1.403010.28366由上圖可知，選定顯著性水平（如10%），0.009<0.1，則在該顯著性水平下，拒絕原假設(shè)，表示食品價(jià)格指數(shù)對(duì)蔬菜價(jià)格指數(shù)有顯著性影響；0.28>0.1，接受原假設(shè)，表示蔬菜價(jià)格指數(shù)對(duì)食品價(jià)格指數(shù)沒有影響。結(jié)論及政策建議本研究的結(jié)果表明，食品價(jià)格指數(shù)確實(shí)受到糧食價(jià)格指數(shù)、肉禽及其制品價(jià)格指數(shù)、蔬菜價(jià)格指數(shù)四個(gè)因素的影響，從經(jīng)濟(jì)意義上來看,該模型說明了在假定其他變量不變的情況下，糧食價(jià)格指數(shù)每上升1%，食品價(jià)格指數(shù)上漲0.5631%；肉禽及制品價(jià)格指數(shù)每上升1%，食品價(jià)格指數(shù)上漲0.2821%；蔬菜價(jià)格指數(shù)每上升1%，食品價(jià)格指數(shù)上漲0.0846%。由于各變量都通過了檢驗(yàn)，所以說明各變量對(duì)被解釋變量都起到了很好的解釋作用。從結(jié)論來看，我們應(yīng)該從以下幾點(diǎn)來進(jìn)行改進(jìn),以控制食品價(jià)格指數(shù)，進(jìn)而控制CPI：1.保持政策的連續(xù)性，繼續(xù)實(shí)施積極的財(cái)政政策和適度寬松的貨幣政策，財(cái)政政策的重點(diǎn)應(yīng)轉(zhuǎn)移到減輕相關(guān)食品企業(yè)和居民的稅收負(fù)擔(dān)上來，以保證食品的供給和居民對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的信心；2.穩(wěn)定糧食價(jià)格，防止糧食價(jià)格的波動(dòng)幅度過大，在糧食豐收之年，照顧到農(nóng)民利益，實(shí)行最低糧食收購(gòu)價(jià)格制度；構(gòu)建價(jià)格指數(shù)的預(yù)警機(jī)制，監(jiān)測(cè)關(guān)鍵食品價(jià)格的走勢(shì)；在糧食歉收之年，要加大糧食調(diào)度，調(diào)劑余缺，避免出現(xiàn)糧食價(jià)格被過分炒高，防止出現(xiàn)前年的“蒜你狠”、“豆你玩”。3.完善食品的儲(chǔ)備制度，增加各種重要食品的儲(chǔ)備，使得基本供給有保障。保證肉、蛋、奶的穩(wěn)定供應(yīng)，豬肉等價(jià)格的波動(dòng)在很大程度上會(huì)通過食品價(jià)格指數(shù)傳導(dǎo)到CPI.4.關(guān)注居民的菜籃子，控制居民日常蔬菜、鮮果的的價(jià)格。出臺(tái)調(diào)價(jià)措施時(shí)應(yīng)注意采取多種方式緩解價(jià)格上漲對(duì)居民生活特別是低收入群體生活的影響，對(duì)滿足群眾基本需要的部分實(shí)行優(yōu)惠價(jià)格。參考文獻(xiàn)：[1]方燕，尹元生.我國(guó)物價(jià)波動(dòng)的實(shí)證分析[J].價(jià)格理論與實(shí)踐，2010

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畢業(yè)論文（設(shè)計(jì)）原創(chuàng)性聲明本人所呈交的畢業(yè)論文（設(shè)計(jì)）是我在導(dǎo)師的指導(dǎo)下進(jìn)行的研究工作及取得的研究成果。據(jù)我所知，除文中已經(jīng)注明引用的內(nèi)容外，本論文（設(shè)計(jì)）不包含其他個(gè)人已經(jīng)發(fā)表或撰寫過的研究成果。對(duì)本論文（設(shè)計(jì)）的研究做出重要貢獻(xiàn)的個(gè)人和集體，均已在文中作了明確說明并表示謝意。作者簽名：日期：畢業(yè)論文（設(shè)計(jì)）授權(quán)使用說明本論文（設(shè)計(jì)）作者完全了解**學(xué)院有關(guān)保留、使用畢業(yè)論文（設(shè)計(jì)）的規(guī)定，學(xué)校有權(quán)保留論文（設(shè)計(jì)）并向相關(guān)部門送交論文（設(shè)計(jì)）的電子版和紙質(zhì)版。有權(quán)將論文（設(shè)計(jì)）用于非贏利目的的少量復(fù)制并允許論文（設(shè)計(jì)）進(jìn)入學(xué)校圖書館被查閱。學(xué)?？梢怨颊撐模ㄔO(shè)計(jì)）的全部或部分內(nèi)容。保密的論文（設(shè)計(jì)）在解密后適用本規(guī)定。

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