主題：大宗商品和食品價格“繪制”未來通脹軌跡


　　流動性和國際大宗商品價格無疑是影響國內(nèi)通脹水平的兩大關(guān)鍵因素。對此,我們通過時差相關(guān)、線性回歸等方法定量測算了其對CPI的影響,并根據(jù)回歸方程分別預測了非食品CPI和食品CPI的走勢,結(jié)合二者的權(quán)重,我們可以估算未來通脹的節(jié)奏和高度。

　　流動性:通脹的必要非充分條件

　　由于我國的高儲蓄率,過剩的流動性不會在短期內(nèi)轉(zhuǎn)化為通貨膨脹,M1、M2同比增速與CPI同比增速之間存在一定時差（圖1）。因此,我們運用時差分析法,來計算M1、M2同比與CPI同比的滯后相關(guān)關(guān)系,并按照最大相關(guān)關(guān)系的滯后周期進行回歸,來定量觀察流動性對通脹的影響。

　　結(jié)果顯示,M2同比對CPI同比的滯后影響均在5個月左右達到最大,不過回歸方程的擬合優(yōu)度只有20%,顯示貨幣對物價的解釋效果不夠理想,不適于預測。

　　實際上,迅速擴張會導致通貨膨脹的貨幣是指能轉(zhuǎn)化為有效購買力的貨幣;而M2增速未計算家庭資產(chǎn)在現(xiàn)金和股票方面的配置變化,因此不能準確反映用于交易的貨幣供應變化。這就需要我們計算不受股市影響的“真實M2”,并進行回歸和預測。

　　我們以季節(jié)調(diào)整后的居民儲蓄為因變量、名義GDP為自變量進行回歸分析,得出衡量居民家庭用于交易存款的擬合值;將居民儲蓄與該擬合值相減,得到居民用于投資的存款;廣義M2與投資存款之差則成為衡量購買力的“真實M2”,其與廣義M2存在一定差別。

　　進一步來看,真實M2同比和CPI同比的回歸結(jié)果顯示,真實M2滯后1年時與CPI相關(guān)系數(shù)最大,回歸方程擬合優(yōu)度為39%,高于廣義M2與CPI的擬合優(yōu)度。這表明滯后1年的真實M2能夠更好地解釋通脹,疊加圖也可顯示該規(guī)律（圖2）;不過,39%的擬合優(yōu)度依然顯示解釋程度一般,不適于預測。由此可見,導致通貨膨脹的因素眾多,貨幣并不是直接解釋通脹水平的唯一因素。
　商品食品價格:決定通脹節(jié)奏和高度

　　鑒于通過流動性預測CPI缺乏準確性,我們嘗試從物價角度測算通脹水平,將CPI分解為非食品CPI*66.4%+食品CPI*33.6%,分別對兩部分的數(shù)值進行預測。

　對于非食品CPI,最大可能的威脅來自國際大宗商品價格的沖擊,即輸入型通脹,其傳導路徑為:原油—CRB—PPI—非食品CPI。我們擬通過回歸分析找尋最優(yōu)方法預測非食品CPI走勢。

　　按照時差相關(guān)分析和回歸分析,CRB同比對PPI同比的滯后影響在3個月達到最大（相關(guān)系數(shù)74%）,回歸方程的擬合優(yōu)度為61%;油價同比增速對PPI同比的滯后影響在2個月達到最大（相關(guān)系數(shù)86%）,回歸方程的擬合優(yōu)度為78%。因此,我們選擇解釋程度更好的油價來預測PPI走勢。

　　而PPI和非食品CPI的相關(guān)系數(shù)高達93%,回歸方程的擬合優(yōu)度為86%,解釋效果較好,二者走勢也呈現(xiàn)高度一致（圖3）。因此,我們可以根據(jù)原油—PPI—非食品CPI這一路徑,通過回歸方程來預測非食品CPI的走勢。我們對油價同比與非食品CPI同比進行了回歸分析,結(jié)果顯示,前者對后者的滯后影響在2個月左右達到最大,相關(guān)系數(shù)為76%,回歸方程擬合優(yōu)度為63%,解釋程度較好。

　　對于食品CPI,我們選擇食用農(nóng)產(chǎn)品(000061,股吧)價格指數(shù)和農(nóng)產(chǎn)品(000061 )批發(fā)價格指數(shù)這兩個指標,來比較其對食品CPI的解釋程度?；貧w結(jié)果顯示,滯后1個月的食用農(nóng)產(chǎn)品價格指數(shù)對食品CPI的結(jié)實程度更好,相關(guān)系數(shù)為96%,回歸方程擬合優(yōu)度為93%。實際上,二者走勢也存在高度一致（圖4）。我們可以根據(jù)食用農(nóng)產(chǎn)品價格的周數(shù)據(jù)得到月度同比,結(jié)合回歸方程計算2月份食品CPI的預測值。

　　根據(jù)非食品CPI和食品CPI的預測值以及權(quán)重,我們預測2月份的CPI同比增速為2.2%-2.6%。




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