崔文艷,許鳳華
(濱州學院數(shù)學系,山東濱州 256603)
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ARIMA模型在山東省居民消費者價格指數(shù)預測中的應用
崔文艷,許鳳華
(濱州學院數(shù)學系,山東濱州256603)
以1975-2011年山東省CPI年度數(shù)據(jù)為樣本,采用R軟件,依據(jù)AIC準則,建立了ARIMA(0,1,2)模型描述CPI變動情況,診斷結(jié)果表明模型很好地捕獲了該時間序列的相關(guān)結(jié)構(gòu). 將模型應用于預測2012-2013年CPI,模型預測誤差較小.
ARIMA模型;居民消費者價格指數(shù);AIC準則①
居民消費者價格指數(shù)(CPI)是反映居民家庭購買消費品及服務(wù)價格水平變動情況的相對指標,也是度量通貨膨脹的三個重要指標之一. 一般來說,CPI的高低直接影響著國家對宏觀經(jīng)濟調(diào)控的力度,如央行是否調(diào)息、是否調(diào)整存款準備金率等. 同時,CPI的高低也間接影響資本市場如股票市場、期貨市場等的變化. 及時把握CPI 的變動情況,對于合理制定相關(guān)經(jīng)濟政策,有著非常重要的意義. 因此,CPI 的變動以及它的影響因素、傳導機制等問題引起不少學者的關(guān)注.
文獻[1]基于VAR模型研究了居民消費價格指數(shù)傳導機制,文獻[2,4]分別基于ARCH模型討論了河南省、ARIMA模型討論了北京市CPI的變動情況,文獻[3]利用SVAR模型分析了CPI的外部沖擊因素. 本文以1995-2011年山東省CPI年度數(shù)據(jù)為樣本,依據(jù)AIC準則建立ARIMA(0,1,2)模型研究CPI的變動,診斷結(jié)果表明模型很好地描述了該時間序列的相關(guān)結(jié)構(gòu),利用模型進行預測,結(jié)果表明,ARIMA(0,1,2)模型能較好地描述CPI的變動情況.
Wt=φ1Wt-1+φ2Wt-2+…+φpWt-p+et-θ1et-1-θ2et-2-…θqet-q
(1)
ARIMA(p,d,q)模型的建模過程與ARMA(p,q)模型類似,差別在于首先對原序列進行d次差分,使得序列成為平穩(wěn)時間序列,確定出d的值,然后依據(jù)序列的自相關(guān)和偏自相關(guān)圖的特征大致判斷適合怎樣的模型,本文通過AIC準則判斷p,q的值,估計適合的模型參數(shù),診斷結(jié)果表明模型很好地捕獲了該時間序列的相關(guān)結(jié)構(gòu).
本文選取1975-2011年山東省CPI年度數(shù)據(jù)作為樣本建模,2012年到2013年數(shù)據(jù)用于檢驗模型的誤差,數(shù)據(jù)來源于山東省統(tǒng)計年鑒(2014年),所有計算過程均采取R軟件完成,表1即本文用到的數(shù)據(jù).
表1 1975-2013年山東省居民消費者價格總指數(shù)(以上年為100)
2.1數(shù)據(jù)的平穩(wěn)化
對1975-2011年山東省居民消費者價格指數(shù)作時序圖1,通過觀察其形態(tài),明顯可以看出序列為非平穩(wěn)性序列.
為了消除非平穩(wěn)性,一般需對序列進行差分或?qū)?shù)變換,鑒于該序列沒有明顯指數(shù)趨勢,先考慮一階差分后CPI序列diff(y),由圖2容易看出, 序列diff(y)的值圍繞在0值左右波動,看上去是平穩(wěn)的.
圖1CPI序列的時序圖圖2一階差分后CPI序列的時序圖
通過R軟件對序列diff(y)進行ADF檢驗,結(jié)果如圖3.
ADF的檢驗結(jié)果說明,在1%的顯著水平下,拒絕存在單位根的原假設(shè).顯然,序列diff(x)是平穩(wěn)的.
2.2模型的定階
對diff(y),觀察它的樣本自相關(guān)圖(圖4)和樣本偏自相關(guān)圖(圖5),易見ACF滯后2階后截尾,而PACF沒有明顯衰減,可視為拖尾. 初步識別為MA(2)模型.為了更好地確定模型的階數(shù),本文應用AIC準則最終確定模型的階數(shù).
AIC準則是由日本統(tǒng)計學家Akaike提出的,該準則要求選擇使下式最小化的模型
AIC=-2log(極大似然估計)+2k
(2)
其中,若模型包含截距項,則k=p+q+1;否則k=p+q.
計算p,q取不同的值得到的ARIMA模型的AIC值,如表2所示,顯然,ARIMA(0,1,2)模型對應的AIC值最小,這和基于ACF和PACF分析的結(jié)果是一致的.
圖3 diff(y)的ADF檢驗結(jié)果
圖4diff(y)自相關(guān)圖圖5diff(y)偏自相關(guān)圖
表2 ARIMA(p,d,q)模型對應的AIC值
2.3模型的參數(shù)估計及統(tǒng)計診斷
應用條件最小二乘法估計ARIMA(0,1,2)模型的參數(shù),得
Yt-Yt-1=et-0.039et-1+0.5319et-2,
(3)
其中σ2估計值為17.99,對數(shù)似然值為-103.44,Yt表示第t年的原始數(shù)據(jù).
因為系數(shù)θ1不顯著,故可去掉et-1項,然后利用該子模型獲得參數(shù)θ2的新估計,得模型
Yt-Yt-1=et+0.5346et-2,
(4)
其中σ2估計值為108.02,對數(shù)似然值為-103.47,AIC值為208.94.可以看出,在σ2估計值與對數(shù)似然值變化不大的情況下, AIC值變得更小.
觀察模型(3)殘差的分位數(shù)—分位數(shù)圖(圖6),這些點看起來非常接近一條直線,因此我們不能拒絕模型誤差項是正態(tài)的假設(shè).圖7第一個圖給出了標準殘差的序列圖,觀察到圖形是一個圍繞零水平線的無任何趨勢的長方形散點圖,所以,該圖支持模型(3)的描述.
圖6 模型(3)殘差的分位數(shù)—分位數(shù)圖
圖7 對模型(3)的診斷展示
2.4模型預測
應用模型(3)對山東省2012與2013年度的CPI進行預測,并對預測值和真實值比較,得表3.
表3 2012-2013年度CPI的真實值與預測值
由表3可以看出,預測值和真實值的誤差只有1%左右,模型擬合較好.
為了進一步預測近兩年山東省CPI的走勢,利用建立的模型進行樣本外預測,為了減少預測誤差,利用1975—2013年數(shù)據(jù)進行重新建模,得到模型
Yt-Yt-1=et+0.5427et-2
(5)
從而得到2014年和2015年CPI分別為102.8087和102.7418(以上年為100).
通過上述的分析及預測,可以發(fā)現(xiàn)2014年到2015年度,山東省居民消費者價格指數(shù)仍然會發(fā)生上漲,漲幅約為2.7~2.9%左右,依據(jù)2014年山東省統(tǒng)計年鑒,2013年度,CPI 比上年增長2.1%,而食品分類消費價格指數(shù)增長4.8%,尤其菜類增長9.1%,干鮮瓜果類增長8.6%,糧食類增長7.3%,所以穩(wěn)定菜、干鮮瓜果、糧食等食品類價格對于政府在調(diào)控CPI起著重要的作用.
[1]董梅.基于VAR模型的居民消費價格指數(shù)傳導機制研究[J].統(tǒng)計與決策,2011,(1):29-31.
[2]楊衛(wèi)濤.基于ARCH模型的河南省居民消費價格指數(shù)實證分析[J].河南工業(yè)大學學報(社會科學版),2011,(2):59-60.
[3]孫迪.基于SVAR模型分析居民消費價格指數(shù)的外部沖擊因素[J].價格月刊,2012,(1):30-35.
[4]楊穎梅.基于ARIMA模型的北京居民消費價格指數(shù)預測[J].統(tǒng)計與決策,2015,(4):76-78.
[5]Jonathan D. Cryer ,Kung-Sik Chan著,潘紅宇等譯.時間序列分析及應用[M].北京:機械工業(yè)出版社,2011.
[責任編輯:房永磊]
The Application of ARIMA Model on the Prediction of CPI in Shandong Province
CUI Wen-yan, XU Feng-hua
(Department of Mathematics, Binzhou University, Binzhou 256603,China)
Basing on AIC criterion and using R software, we establish the ARIMA (0,1,2) model on Shandong Province’s CPI annual data during 1995-2011. The diagnostic results show that the model is well to describe the dependence relation of CPI. The model is applied to predict the CPI in 2012 -2013, and prediction error of the model is small.
ARIMA model; CPI; AIC criterion
2016-06-25
濱州學院科研基金(項目編號:BZXYL1401).
崔文艷(1978-),女,山東博興人,濱州學院數(shù)學系副教授,碩士,主要從事數(shù)理統(tǒng)計方面的研究.
F726
A
1004-7077(2016)05-0024-05