(四川大學 四川 成都 610065)
楊堅(2014)認為CPI數(shù)據(jù)中存在季節(jié)性因素和周期性因素影響,并采用了ARIMA模型對12個月內(nèi)的CPI數(shù)據(jù)進行了分析,實證表明了存在季節(jié)性與周期性因素影響。王維(2012)采用了混沌理論,針對CPI數(shù)據(jù)中存在的非線性特征進行了相空間重構(gòu),利用混沌網(wǎng)絡(luò)算法構(gòu)建了短期內(nèi)CPI的預測模型,并取得了較高的預測精度。范敬雅(2016)將CPI時間序列分解成細節(jié)序列與近似序列,針對近似序列采用SVM模型進行了擬合預測,有效提升了預測精度。孫冠華(2018)在BP網(wǎng)絡(luò)模型,RBF網(wǎng)絡(luò)以及和方法對傳統(tǒng)的通過ARMA模型分析預測居民消費價格指數(shù)進行了改進。
本文從中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站選取了2014年1月至2019年5月的CPI的實際月度數(shù)據(jù)的同比增長指數(shù)數(shù)據(jù)。同比增長是指以上年同月為基期,展示出報告期與基期的水平之比,能夠很好的反映出指標的發(fā)展趨勢。
圖一為2014年1月至2018年12月的我國居民消費價格指數(shù)數(shù)據(jù),建立模型前,需要對該序列數(shù)據(jù)進行單位根檢驗,判斷該序列數(shù)據(jù)是否是平穩(wěn)的。通過使用eviews7.0軟件計算其ADF結(jié)果如下圖,如圖二所示,ADF檢驗的t統(tǒng)計量小于1%顯著性水平下的臨界值,故該序列數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的,建立模型之前不需要進行差分
圖一
圖二
經(jīng)過對該CPI序列的自相關(guān)和偏自相關(guān)圖的分析,初步建立模型ARMA(12,1),ARMA(2,1)、AR(2),運用最佳準則函數(shù)定價法進行反復篩選,綜合考察模型的整體擬合效果,確認模型如下
Xt=101.83+0.43Xt-2+εt+0.55εt-1
為了檢驗模型的平穩(wěn)性,需要對模型特征根進行檢驗。若特征根的倒數(shù)都小于1,則表明本文建立的ARMA(2,1)模型是穩(wěn)定的。經(jīng)檢驗,特征根都落在單位園內(nèi),本文建立起來的模型是平穩(wěn)的。
在模型參數(shù)估計后,模型殘差序列還需要進一步檢驗是否為純隨機序列。若殘差序列不隨機,則說明殘差序列中的存在有用信息可能被遺漏的情況,需要重新設(shè)定模型。通過對殘差序列的檢驗發(fā)現(xiàn),Q統(tǒng)計量檢驗通過,殘差序列是純隨機的。即ARMA(2,1)從數(shù)據(jù)中充分提取信息是合理的。
圖三是通過ARMA(2,1)模型得到的樣本預測值與實際值的擬合圖可以看出,模型的預測精度整體良好。
圖三
為了進一步分析研究全國居民消費價格指數(shù)的趨勢,我們利用所建立的ARMA(2,1)模型對2019年5月至12月的CPI指數(shù)做出了樣本外的動態(tài)預測。
表一
通過上述的分析和預測,可以發(fā)現(xiàn)2019年5月至2019年12月全國居民消費價格指數(shù)相對保持平穩(wěn),并成逐步下降的趨勢。