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摘要：物价是国民经济发展中的重要指标之一。本文结合我国实际及参考相关文献，实证研究了人民币汇率、货币供应量及国外生产成本等因素对物价水平的傳递效应。首先对相关文献进行论述，考察不同文献的研究方法及结论；然后进行模型设定并对变量选取和数据来源进行了说明；其次进行实证分析，包括平稳性检验、协整检验、多重共线性检验和自相关检验；最后给出政策启示。
关键词：物价；因素；实证
一、引言与文献综述
物价是所有经济指标中人们最为关注的指标之一，是判断宏观经济运行是否平稳健康的指示器，也是宏观经济政策调控的重要指标。我国经济面临诸多挑战，在内外部因素的作用下我国通胀水平居高不下，既有内部结构性通胀，又有外部输入性通胀。通货膨胀关系人民生活，若通胀水平过高会影响人民生活水平、扰乱市场秩序，不利于经济发展。保持物价合理运行，对国家发展意义重大。因此通过对内部经济调整与外部冲击与中国通货膨胀的关系研究对治理通货膨胀和更好进行宏观调控具有重大的现实意义。
一直以来，对通货膨胀影响因素的研究在学术界颇受重视。一类侧重于货币供给增长对通货膨胀的影响。干霖（2012）基于协整检验和VAR模型，发现货币供应量扩张对通货膨胀有促进作用，经济增长影响程度明显小于货币供给水平的影响。另一类侧重于非货币因素对通货膨胀的影响。林博（2015）发现汇率波动和货币供给与我国通货膨胀之间存在长期协整关系，汇率传导效应显著。孙华妤等（2015）利用我国8部门有关进口数据计算得出了输入性通货膨胀率的度量指标序列并进行物价成因变动，结果表明输入性因素是我国物价水平变动的最重要原因。本文将结合相关参考文献，引入国内外不同变量实证研究开放条件下影响物价的因素。
二、模型构建
（一）模型构建与数据选取
本文将国内因素和国外因素并增加汇率来联合研究对物价的影响。传统研究物价影响因素的一般方程为：Pt=α+βEt+γEt+λYt+μt
其中，Pt、E、F、Y分别表示价格指数、汇率、国外控制变量、国内控制变量。
因此，根据一般方程构建了一个以居民消费价格指数（CPI）为被解释变量，以人民币名义有效汇率（NEER）、广义货币供应量（M）、国内利率（IR）、国际原油价格（OIL）为解释变量的物价的决定的如下计量经济模型：
（二）变量说明和数据来源
（1）居民消费价格指数（CPI）。它比较能反映我国的通货膨胀水平，也是一个综合性的指标。数据来源于国家统计局。（2）人民币名义有效汇率（NEER）。以中国与各贸易伙伴的贸易量为权重进行加权平均而形成。数据来源于国际清算银行，采用直接标价法。（3）货币供应量（M）。采用广义货币供应量M2，以更全面地反映社会中的货币供应量。数据来源于国家统计局。（4）国内利率（IR）。采用全国银行间同业拆借7天加权平均利率。数据来源于中国人民银行。（5）国际原油价格（OIL）。数据来自美国能源署。
以上变量数据为2001年1月—2016年12月间月度数据，以2001年1月为基期，共包括192期，960个数据。
三、实证分析
本文使用Eviews 9实证研究物价的影响因素。
（一）ADF平稳性检验
鉴于时间序列分析的特性，为避免伪回归或虚假回归，使用ADF方法对变量及其一阶差分进行平稳性检验。
检验结果表明，在5%的显著性水平下，所有变量序列都存在单位根，是非平稳序列。经一阶差分后的序列不存在单位根，是平稳序列。所以，原始序列都是一阶单整序列I（1）。
（二）协整检验
由于原序列都是一阶单整的，它们可能存在协整关系。本文采用E-G两步法检验协整关系，得到长期均衡方程如下：
回归结果显示， ，可决系数很高，F检验值为2566.229，明显显著。其次使用ADF方法检验回归残差是否平稳。
从检验结果看，在5%的显著性水平下，t检验统计量为-3.2835，小于相应临界值，且P值为0.0011，小于0.05，表明是平稳序列，变量之间存在长期稳定均衡关系。
（三）多重共线性检验
由上述回归结果显示，可决系数很高，F检验值明显显著，但是在显著性水平5%上，IR的P值为0.2778，大于0.05，表明IR的系数不显著，可能存在严重的多重共线性。因此，作辅助回归以进一步了解多重共线性的性质。
由辅助回归结果，NEER和M的可决系数较高，虽方差扩大因子VIF小于10，但仍然较大，表明可能存在多重共线性。将各变量进行对数变换并进行最小二乘估计，结果如下：
回归结果显示， ，可决系数很高，F检验值为3571.090，明显显著。在显著性水平5%上，各变量系数的P值都为0.0000，小于0.05，从而拒绝原假设，表明所有系数估计值高度显著，不存在多重共线性。
（四）自相关检验与分析
使用LM检验自相关及其阶数，选取滞后阶数2阶。由LM检验结果，在5%的置信度下，LM=133.0839，P值为0.0000，小于0.05，且RESID（-1）和RESID（-2）对应t统计量的P值均为0.0000，小于0.05，因此模型存在二阶序列相关。选取滞后阶数3阶至5阶时仍存在自相关，选取滞后阶数为6时模型不存在自相关。使用科克伦-奥克特迭代法作广义差分回归修正自相关，结果如下：
对系数估计的解释如下：在其他变量保持不变的情况下，人民币名义有效汇率平均上升1%，则国内居民消费价格指数平均上升0.0396%；货币供应量平均增加1%，则国内居民消费价格指数平均上升0.0312%；国内利率平均上升1%，则国内居民消费价格指数平均上升0.0009%；国际原油价格平均上升1%，则国内居民消费价格指数平均上升0.0049%。
四、政策启示
本文得到如下政策启示：第一，利率市场化和汇率市场化改革步伐加快，因此，应该密切关注未来人民币实际有效汇率走势和稳定国内市场利率，考虑利率政策和汇率政策的协同作用进而进行政策制定和调控。第二，浮动汇率制度下，能够通过汇率的灵活调整来吸收冲击，意味着中国应进一步推进汇率制度市场化改革，适时扩大浮动范围，创造更富弹性汇率机制。第三，制定货币政策时在注重政策的时效性的基础上同时兼顾政策的长期效应是货币当局进行决策时所应当关注的现实问题。
参考文献：
[1]干霖.我国通货膨胀与货币供给和经济增长的关系研究[J].经济问题，2012（04）：32-35.
[2]赵进文，丁林涛.通货膨胀的宏观经济影响因素分析[J].统计研究，2012，29（12）：69-76.
关键词：物价；因素；实证
一、引言与文献综述
物价是所有经济指标中人们最为关注的指标之一，是判断宏观经济运行是否平稳健康的指示器，也是宏观经济政策调控的重要指标。我国经济面临诸多挑战，在内外部因素的作用下我国通胀水平居高不下，既有内部结构性通胀，又有外部输入性通胀。通货膨胀关系人民生活，若通胀水平过高会影响人民生活水平、扰乱市场秩序，不利于经济发展。保持物价合理运行，对国家发展意义重大。因此通过对内部经济调整与外部冲击与中国通货膨胀的关系研究对治理通货膨胀和更好进行宏观调控具有重大的现实意义。
一直以来，对通货膨胀影响因素的研究在学术界颇受重视。一类侧重于货币供给增长对通货膨胀的影响。干霖（2012）基于协整检验和VAR模型，发现货币供应量扩张对通货膨胀有促进作用，经济增长影响程度明显小于货币供给水平的影响。另一类侧重于非货币因素对通货膨胀的影响。林博（2015）发现汇率波动和货币供给与我国通货膨胀之间存在长期协整关系，汇率传导效应显著。孙华妤等（2015）利用我国8部门有关进口数据计算得出了输入性通货膨胀率的度量指标序列并进行物价成因变动，结果表明输入性因素是我国物价水平变动的最重要原因。本文将结合相关参考文献，引入国内外不同变量实证研究开放条件下影响物价的因素。
二、模型构建
（一）模型构建与数据选取
本文将国内因素和国外因素并增加汇率来联合研究对物价的影响。传统研究物价影响因素的一般方程为：Pt=α+βEt+γEt+λYt+μt
其中，Pt、E、F、Y分别表示价格指数、汇率、国外控制变量、国内控制变量。
因此，根据一般方程构建了一个以居民消费价格指数（CPI）为被解释变量，以人民币名义有效汇率（NEER）、广义货币供应量（M）、国内利率（IR）、国际原油价格（OIL）为解释变量的物价的决定的如下计量经济模型：
（二）变量说明和数据来源
（1）居民消费价格指数（CPI）。它比较能反映我国的通货膨胀水平，也是一个综合性的指标。数据来源于国家统计局。（2）人民币名义有效汇率（NEER）。以中国与各贸易伙伴的贸易量为权重进行加权平均而形成。数据来源于国际清算银行，采用直接标价法。（3）货币供应量（M）。采用广义货币供应量M2，以更全面地反映社会中的货币供应量。数据来源于国家统计局。（4）国内利率（IR）。采用全国银行间同业拆借7天加权平均利率。数据来源于中国人民银行。（5）国际原油价格（OIL）。数据来自美国能源署。
以上变量数据为2001年1月—2016年12月间月度数据，以2001年1月为基期，共包括192期，960个数据。
三、实证分析
本文使用Eviews 9实证研究物价的影响因素。
（一）ADF平稳性检验
鉴于时间序列分析的特性，为避免伪回归或虚假回归，使用ADF方法对变量及其一阶差分进行平稳性检验。
检验结果表明，在5%的显著性水平下，所有变量序列都存在单位根，是非平稳序列。经一阶差分后的序列不存在单位根，是平稳序列。所以，原始序列都是一阶单整序列I（1）。
（二）协整检验
由于原序列都是一阶单整的，它们可能存在协整关系。本文采用E-G两步法检验协整关系，得到长期均衡方程如下：
回归结果显示， ，可决系数很高，F检验值为2566.229，明显显著。其次使用ADF方法检验回归残差是否平稳。
从检验结果看，在5%的显著性水平下，t检验统计量为-3.2835，小于相应临界值，且P值为0.0011，小于0.05，表明是平稳序列，变量之间存在长期稳定均衡关系。
（三）多重共线性检验
由上述回归结果显示，可决系数很高，F检验值明显显著，但是在显著性水平5%上，IR的P值为0.2778，大于0.05，表明IR的系数不显著，可能存在严重的多重共线性。因此，作辅助回归以进一步了解多重共线性的性质。
由辅助回归结果，NEER和M的可决系数较高，虽方差扩大因子VIF小于10，但仍然较大，表明可能存在多重共线性。将各变量进行对数变换并进行最小二乘估计，结果如下：
回归结果显示， ，可决系数很高，F检验值为3571.090，明显显著。在显著性水平5%上，各变量系数的P值都为0.0000，小于0.05，从而拒绝原假设，表明所有系数估计值高度显著，不存在多重共线性。
（四）自相关检验与分析
使用LM检验自相关及其阶数，选取滞后阶数2阶。由LM检验结果，在5%的置信度下，LM=133.0839，P值为0.0000，小于0.05，且RESID（-1）和RESID（-2）对应t统计量的P值均为0.0000，小于0.05，因此模型存在二阶序列相关。选取滞后阶数3阶至5阶时仍存在自相关，选取滞后阶数为6时模型不存在自相关。使用科克伦-奥克特迭代法作广义差分回归修正自相关，结果如下：
对系数估计的解释如下：在其他变量保持不变的情况下，人民币名义有效汇率平均上升1%，则国内居民消费价格指数平均上升0.0396%；货币供应量平均增加1%，则国内居民消费价格指数平均上升0.0312%；国内利率平均上升1%，则国内居民消费价格指数平均上升0.0009%；国际原油价格平均上升1%，则国内居民消费价格指数平均上升0.0049%。
四、政策启示
本文得到如下政策启示：第一，利率市场化和汇率市场化改革步伐加快，因此，应该密切关注未来人民币实际有效汇率走势和稳定国内市场利率，考虑利率政策和汇率政策的协同作用进而进行政策制定和调控。第二，浮动汇率制度下，能够通过汇率的灵活调整来吸收冲击，意味着中国应进一步推进汇率制度市场化改革，适时扩大浮动范围，创造更富弹性汇率机制。第三，制定货币政策时在注重政策的时效性的基础上同时兼顾政策的长期效应是货币当局进行决策时所应当关注的现实问题。
参考文献：
[1]干霖.我国通货膨胀与货币供给和经济增长的关系研究[J].经济问题，2012（04）：32-35.
[2]赵进文，丁林涛.通货膨胀的宏观经济影响因素分析[J].统计研究，2012，29（12）：69-76.