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【进口食品的价格指数】我国食品价格指数的数据特征分析

来源:生机勃勃网    时间:2019-03-17




作文「我国食品价格指数的数据特征分析」共有 3945 个字,其中有 2564 个汉字,262 个英文,598 个数字,521 个标点符号。作者佚名,请您欣赏。玛雅作文网荟萃众多优秀学生作文,如果想要浏览更多相关作文,请使用网站顶部的作文搜索引擎进行搜索。本站作文虽然不乏优秀之作,但仅为同学们学习交流的习作,不能当作范文使用,希望对同学们有所帮助。

中图分类号:F726.7 文献标识码:A

内容摘要:本文运用X12及HP滤波方法描述了自2001年后我国食品价格指数的季节特征和周期特征,同时构建ARCH簇模型并进行脉冲响应分析,结果表明,食品价格指数序列具有ARCH效应,其波动具有持续性,不具有非对称效应,持续期为4个月。

关键词:食品价格指数 X12季节调整模型 HP滤波 ARCH簇模型 脉冲响应函数

我国食品价格指数的波动特征

(一)基本特征

本文收集我国2001年1月-2012年4月间的食品价格指数,共136个月度的数据,数据来源于国家统计局网站。由图1可以看出,从2001年1月以来,我国食品价格总共经历了三个高涨阶段。2001年下半年到2002年发生了较轻程度的通货紧缩,食品价格略有下降。2003年下半年起,食品价格明显开始上涨,到2004年7月出现第一次峰值114.6%。之后,2005年、2006年出现一个物价涨幅下降期。2007年,我国国内生产总值增长速度为14.2%,创历史新高,受经济形势的影响,我国经历新一轮的通货膨胀,食品价格迅速上涨,2008年2月出现第二次峰值123.3%,即历史最高值。由于癫痫小发作首选紧随其后爆发的全球金融危机使世界经济增长受到抑制,食品价格短期内大幅度下降。一直持续到2009年底,食品价格才开始第三轮上涨,第三次峰值出现在2011年7月,食品价格指数为114.8%。

通过计算可知,我国食品价格指数的平均值为105.95%,中位数为104.95%,最小值为96.7%,最大值为123.3%,标准差为6.04%,总体来看,波动较大。偏度系数为0.7929,说明食品价格指数呈右偏分布。峰度系数为2.8674,接近正态分布的峰值。而Jarque-Bera统计量为14.3487(相伴概率0.0008),则其不服从正态分布。

(二)季节特征

本文运用Census X12季节调整乘法模型对我国食品价格指数月度时间序列进行季节调整,分解出季节因子如图2所示,食品价格指数具有明显的季节变动特征。在每年1月份左右,受到春节节日消费因素的影响,食品需求量增加,带动价格上涨,食品价格指数会出现一个高峰期。春节过后,人们消费欲望下降,随即进入一个低谷期。而每年食品价格指数会在7月左右出现第二个高峰期。这一年两个高峰期和一个低谷期是食品价格波动最主要的季节因子,并且波动有逐年扩大的态势。

(三)周期特征

对进行季节调整后的食品价格指数序列,运用Hodrick-Prescott滤波方法剔除长期趋势,得到食品价格指数的周期波动序列,如图3所示。可以看到,这一时期内,我国食品价格波动总的趋势是向上的,经历了三个波峰周期和两个波谷周期。从波峰波谷走向来看,食品价格在2003年7月-2004年7月出现第一个上升期,持续时间12个月。这主要得益于经济的繁荣,我国逐渐从1997-1998年亚洲金融风暴中缓解过来,2003年国内生产总值以10.0%的速度增长,这是自治疗癫痫病哪里好1996年后首次以两位数的高速增长。食品价格的第二个上升期出现在2006年8月-2008年4月,持续时间20个月。这一时期,原油价格开始攀升,我国粮食产量下降,供给受到抑制,食品价格上升,波动很大。第三个上升期出现在2009年5月-2011年7月,持续时间26个月。这主要缘于2008年的金融危机,中央政府为了拉动内需,改善经济,采取了4万亿投资计划。物价开始上涨,2011年3-10月CPI增幅连续超过5%,最高高达6.5%,通货膨胀状况受到政府和社会公众高度关注。食品价格的第一个下降期出现在2004年8月-2006年7月,持续时间23个月。这一时期,由于我国粮食种植面积和粮食产量大幅增加,供求紧张局面得到缓解。第二个下降期出现在2008年5月-2009年4月,持续时间11个月。这一阶段国际原油价格大幅下调,全球经济委靡,食品价格短期内深度下跌。

我国食品价格指数波动的持续性研究

(一)ARCH簇模型的建立和分析

1.序列的平稳性检验。为使数据具有可比性,本文以2001年为基期对数据进行了调整。GARCH模型是对平稳时间序列的建模,因此首先必须对食品价格指数序列进行平稳性检验。本文采用PP检验方法对序列的平稳性进行检验。结果表明,原始序列PP统计量值分别为:3.8475(相伴概率为1.0000)、1.3444(包含常数项,相伴概率为0.9988)、-1.9364(包含常数项和趋势项,相伴概率为0.6299),说明食品价格指数序列存在单位根,为非平稳时间序列。而一阶差分后,PP统计量值分别为:-9.9372、-10.7174(包含常数项)、-10.8839(包含常数项和趋势项),相伴概率均为0.0000,拒绝原假设,说明食品价格指数一阶差分序列不存在单位根,为平稳时间序列。

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2.序列的ARCH效应检验。利用Eviews5软件,发现差分后的食品价格指数(记为Y)的自相关函数和偏自相关函数都显示3阶拖尾特征,首先考虑拟合模型ARMA(3,3)。运用非线性最小二乘法,删除不显著的自变量,并根据AIC准则,最终确定疏系数ARMA模型为:

使用Q统计量对模型残差序列进行自相关检验,滞后6阶、12阶、18阶Q统计量分别为7.2117(相伴概率0.125)、12.348(相伴概率0.262)、16.350(相伴概率0.429),表明ARMA模型不存在自相关,模型拟合有效。

为检验模型是否具有ARCH效应,对残差序列进行ARCH-LM检验,结果如表1所示,表明模型存在ARCH效应,滞后阶数为三阶,序列具有显著的异方差性。

3.GARCH(1,1)模型。以上述ARMA模型为均值方程,对GARCH模型进行估计,确定GARCH(1,1)为最优模型,结果为:

显著性水平取0.05,均值方程中系数均通过检验,方差方程中ARCH与GARCH项也都是统计显著的。再对此方程进行ARCH-LM检验,滞后一阶相伴概率为0.1605,说明GARCH(1,1)模型已经消除原残差序列的异方差性。

在方差方程中,ARCH与GARCH项系数均大于0,且其和小于1,满足GARCH模型对参数的约束条件,模型具有预测性。ARCH项的系数0.1614,反映外部冲击对波动产生的影响,说明外部一个百分点的正向冲击会对食品价格指数产生0.1614%的放大效应。GARCH项的系数0.8202,反映了系统的长期记忆性,表明上一期食品价格指数变化一个单位会对当期产生0.8202个单位的正向影响。由于系数之和为0.9816,非常接近于1,说明条件方差所受的冲击是持久的。儿童睡眠癫痫病是怎么得的

4.TARCH模型。GARCH模型较好地描述了食品价格指数波动的持续性特征,本文构建TARCH模型探讨此时间序列的波动是否具有对称性。估计结果为:

可见,TARCH项系数不是统计显著的,说明食品价格指数不存在信息的非对称效应,即利空消息与等量利好消息产生相同的波动。

5.CARCH模型。以疏系数ARMA(3,2)作为均值方程,对称的CARCH模型估计结果为:

在食品价格指数的暂时成分方程中,由于0.1219-0.9595

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【摘要】:本文运用X12及HP滤波方法描述了自2001年后我国食品价格指数的季节特征和周期特征,同时构建ARCH簇模型并进行脉冲响应分析,结果表明,食品价格指数序列具有ARCH效应,其波动具有持续性,不具有非对称效应,持续期为4个月。

我国食品价格指数的波动特征(一)基本特征本文收集我国2001年1月-2012年4月间的食品价格指数,共136个月度的数据,数据来源于国家统计局网站。由图1可以看出,从2001年1月以来,我国食品价格总共经历了三个高涨阶段。2001年下半年到2002年发生了较轻程度的通货紧缩,食品价格略有

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