中国居民消费价格粘性及其与部门通胀惯性的关系_通胀率论文

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       一、引言和文献综述

       在现实中，总能观察到不同类别的商品价格对总需求和总供给冲击的反应有所不同，表现出差异化的价格粘性程度。耐用品、加工食品、服装等市场化成熟的产品价格变化频率通常较高，表现出较弱的价格粘性。服务价格的市场化程度不高，价格调整频率较低，通常表现出较强的价格粘性。一般而言，对于那些价格粘性程度低的行业和部门，价格能够紧随市场动向，与宏观经济走势紧密相连。粘性程度高的行业和部门，对经济走势反应不灵敏，难以紧随新的市场动向。通过了解不同商品价格的调整频率、调整幅度、上涨下跌倾向，进而识别和测量不同部门、行业的价格粘性，有助于我们理解经济运作机制，为政府制定相关政策提供微观基础。

       微观价格粘性的存在具有普遍性，日常生活中能观察到。然而，通常直接影响宏观经济运行的不是单个产品(企业)的价格粘性，而是同类加总的价格变化和总体通货膨胀。这就引发了对居民消费价格设定模式以及价格粘性与总体通货膨胀关系的探讨。现有研究表明，企业设定价格(price setting)的时机会影响产品价格粘性的形成机制。企业价格设定主要有两种模式：状态依赖定价(state-dependent pricing，简称SDP)和时间依赖定价(time-dependent pricing，简称TDP)。SDP模式(Rotemberg,1982; Dotsey et al.,1999; Golosov & Lucas,2007)的涵义为价格调整是随着外部冲击和所处的经济环境而变化，是企业根据利润最大化行为的定价结果。企业价格设定行为取决于它们各自面临的状态，不同企业面临的状态不同，进行价格调整的时间与规模也就不同。TDP模式(Taylor，1980；Calvo，1983)的涵义为企业的价格设定行为不受外部环境影响，取决于时间因素，不同企业会选择不同的时间点来调整价格。识别企业价格设定模式在理论与实践上都有重要意义。一方面，企业价格设定模式反映了市场环境对企业行为的影响。若是TDP模式，一般表明所在行业市场化程度较低，企业的价格设定策略受外在环境影响较小；反之，若是SDP模式，则往往表明所在行业市场化程度较高，外界环境的波动能迅速影响企业的定价决策。检验行业厂商总量价格设定模式将有助于分析所在行业的市场化程度与企业行为。另一方面，判断中国企业价格设定模式，有助于合理构建中国DSGE模型。近年来中国学者构建DSGE模型来分析中国经济波动与货币、财政政策相关问题。中国学者构建DSGE模型研究中国经济问题时，究竟是使用TDP模式假设，还是使用SDP模式假设，需要基于中国微观数据进行价格设定模式检验结果来提供事实根据。

       国外关于价格粘性与价格设定模式的实证研究比较丰富。早期由于价格调查数据不易获得，研究内容、范围比较零散。Cecchetti(1986)调查美国38种杂志价格变动情况，发现价格持续不变时间范围为1.4—1.5年。Blinder(1994)发现政府制度滞后使得商品价格对市场变化反应缓慢。近10多年来，随着微观数据库的建设逐步完善，研究内容和方法也日渐丰富。Bils & Klenow(2014)分析美国350种商品和服务价格变化频率，发现一半以上的价格4个月内变动一次。Dexter et al.(2002)将美国CPI成分分成非管制部门和管制部门两类，发现管制部门比非管制部门更具有价格粘性。通过格兰杰因果检验和脉冲响应分析发现，管制部门对货币政策的反应时间比非管制部门滞后了两个季度。Dhyne et al.(2006)改进了Bils & Klenow(2004)的测算价格变化频率方法，发现不同商品类别价格变化频率存在异质性，不同国家同种类别价格粘性也不一样，价格上涨下跌倾向不对称。Gorodnichenkoy & Weberz(2013)研究了价格粘性对股市的影响，指出菜单成本是价格粘性的重要因素。Klenow & Kryvtov(2008)用非参方法分析美国CPI价格波动情况，发现对于一个给定商品类别，价格久期变化与时间无关，与价格变化幅度无关。总量价格变化方差主要来自于价格变化幅度，而不是来自于价格变化商品占总数比重的大小，意味着总量价格设定是状态依赖定价模式，即企业定价行为与外界经济状态相关。Ikeda & Nishioka(2007)应用危险率函数研究日本企业价格设定模式，发现总体上日本企业定价行为服从TDP模式。Ozmen & Sevinc(2011)基于土耳其6000多个商品的价格数据研究发现，不同类别商品的价格粘性存在差异，粘性倾向呈现非对称特征。

       一些学者在研究价格粘性时，发现价格粘性与通胀惯性存在一定的关系。Lunnemann & Matha(2005)研究欧盟15国的价格数据，发现服务价格、管制服务的价格粘性与服务价格通胀惯性正相关。Matos(2010)通过巴西微观数据研究也证明了价格粘性与通胀惯性正相关的特征。与此相反，Cecchetti & Debelle(2006)却发现价格粘性与通货膨胀惯性具有相反关系。上述实证研究表明，不同部门的价格粘性存在差异，同时不同部门的价格设定行为差异、企业预期异质性等因素，导致部门通胀惯性大小也不尽相同。目前从各国的经验研究结果来看，通胀惯性与价格粘性关系还是很含糊的，并没有统一结论。而价格粘性与通胀惯性的关系背后，则是微观层面与宏观层面的联系。厘清价格粘性与通胀惯性的关系，对构建具有微观基础的宏观经济模型、指导经济政策制定都有非常重要的意义，值得进一步全面深入的研究。

       由于缺乏高质量的较长观测时间的微观价格调查数据，目前我国价格粘性的实证研究还非常缺乏。渠慎宁等(2008)用中国居民消费价格微观数据，考察了中国居民消费价格波动的特征事实，发现食品、工业消费品比服务价格粘性程度更为明显，这与欧美发达国家研究的结果类似(Klenow & Kryvtov，2008；Lein，2010)。蔡晓陈(2012)基于季度GDP缩减指数，应用两种不同方法估计了中国价格粘性程度，分别发现持续时间约为3—4个月和3.5—8.1个月，远低于国外文献中以相同方法估计的美国价格平均持续一年的时间，也低于国内文献通常假定的水平，这一结论表明国内文献存在价格调整参数假设不当。徐建炜等(2012)对中国劳动力市场名义工资粘性程度进行首次估算，在此基础上，还区分了劳动者的收入、工龄、户口等特征，对不同人群的工资粘性进行了细致测算。

       二、消费品和服务价格粘性估算

       (一)数据来源与处理

       本文选取国家发改委价格监测中心公布的中国36个主要城市109种消费品和服务项目平均价格监测数据，样本观测时间从2006年1月至2011年12月。这些商品(服务)可以归为三大类：食品、工业消费品和服务。本文将主要从加总价格指数和一级分类价格指数以及具体商品价格入手，对价格变化特征进行研究，包括价格变化频率、上涨倾向频率、下跌倾向频率、变化幅度、上涨变化幅度、下跌变化幅度等。

       国外众多研究发现，文化娱乐、个人服务等为个人提供服务的服务部门，显示出较弱的价格粘性。对于公共交通、教育、医疗、水电服务等政府管制较严格的公共服务行业，价格变化缓慢，粘性程度很高。基于此考虑，我们有别于以往文献将CPI篮子分为3类(食品、工业消费品、服务)或8类(食品、烟酒及用品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健和个人用品、交通和通信、娱乐教育文化、居住)的方法，将价格调查数据中的109项消费品和服务重新整合分为6大类。这6大类分别为非加工食品(亦称农产品，30种商品)、加工食品(15种商品)、普通消费品(12种商品)、耐用消费品(19种商品)、普通服务(17种服务)和管制服务(16种服务)类。这种分法区分了不同种商品的特性，比如农产品生产周期、消费品价格需求弹性、行政干预程度及财政补贴对价格变化的影响。

       我们在六大类价格指数基础上，再编制一个加总的CPIX价格指数。在估算各分类价格占CPIX比重时，由于统计局未公布CPI商品篮子的具体结构与权重，我们参照何新华(2011)、渠慎宁等(2008)对中国8大类CPI权重的估计，同时依照国家统计局的居民消费价格二级分类，运用2006年至2011年居民人均消费支出中各二级分类支出占总支出的比重估算出二级分类商品的权重(假定在二级分类下各产品相同年份所占权重相同)，进而获得6大类消费品权重结果。尽管我们选取109类居民消费(服务)价格数据，涵盖大部分类别，然而在选取微观数据时剔除了一些教育类、耐用消费品项目，且我们选取数据为36个城市平均价格，计算出的CPIX与官方公布CPI数据有所不同。但我们发现，CPIX与CPI波动虽然有差别，但CPIX与CPI走势基本一致，这表明我们运用109种消费品和服务的微观价格数据研究中国价格粘性特征具有很强的现实依据。

       (二)估算方法与估算结果

       借鉴Dhyne et al.(2006)的价格粘性测算方法，本文采用以下方法估算我国消费品和服务价格粘性程度和价格变化特征。

       一是价格变化频率是单个产品或种类在一定时期内价格变化(增长或下降)占所有价格记录的比率，可以用来反映价格粘性程度，变化频率越快，价格粘性越小，反之则越大。价格变化频率公式可表示为：

      

       二是变化幅度定义为一定时期内价格对数差分绝对值平均，上涨倾向幅度表示对数差分大于0的平均值，下跌倾向幅度表示对数差分小于0的统计情况。变化幅度公式为：

      

       通过应用上述方法估算加权价格指数、6大类价格指数以及具体消费品和服务价格的价格变化频率等，结果列示在图1—图4。首先观测加权价格指数CPIX的变化频率(见图1)。通过2006年1月至2011年12月这段区间，我们首先发现加权平均价格变化频率是68.96％。在72个月观测期内，价格在不同时间变化特征显著不一致，2006年11月加权变化频率高达99％，而在2011年8月，变动频率达到最低的41.36％。在样本区间内，变化频率呈两头波动起伏大、中间变动频率较稳定的特征。价格上涨倾向与下跌倾向频率表现出极为不对称现象，平均上涨倾向为43.11％，下跌倾向为25.86％。大多月份上涨倾向频率均大于下跌倾向频率，两者的变动趋势相反。当上涨倾向频率增大时，下跌倾向频率则向下运动。当上涨倾向频率减小时，下跌倾向频率则向上运动。上涨倾向频率最高为71.64％(2010年1月)，最低为22.05％(2006年3月)。下跌倾向频率最高为58.21％(2007年5月)，最低为6.04％(2007年8月)。进一步发现，加权价格的上涨倾向与CPI环比序列波动特征极为相似(见图2)。在出现上涨倾向频率较大的同时，CPI指数通胀上升，而下降的上涨倾向频率与CPI指数通胀率下降相联系。与之相反，下跌倾向运动方向的转变使得通胀趋势发生转变(见图3)，当下跌倾向下降时，通胀率上涨。当下跌倾向上升时，通胀率下降。当通胀率处于较高位置时(2008年2月2.6％)，下跌倾向频率处于较低水平(8.2％)。其次，一个重要发现是，不同类别消费品和服务价格变化同样存在显著的异质性。图4展示了不同类别平均价格变化频率、上涨倾向和下跌倾向频率。我们发现，农产品(非加工食品)、消费品(非耐用消费品)和耐用品部门价格频率均大于84％，其中农产品和耐用品部门变化频率高达96.35％和95.85％，接近于100％。加工食品和非耐用品行业价格变化频率也分别高达75.37％和84.47％。非管制部门和管制部门价格变化频率为51.99％和31.63％，相比远小于前面四个部门。除了耐用品部门，其他部门价格上涨倾向频率均大于下跌倾向。农产品、加工食品和非耐用消费品上涨倾向均超过50％。加工食品上涨倾向远大于下跌倾向，分别为59.91％和15.46％。耐用品下跌倾向大于上涨倾向，分别高达47.12％和48.73％。服务类价格变动频率较小，特别是管制服务项目，其上涨倾向和下跌倾向仅为19.43％和12.20％。第三，我们分别列出粘性、上涨粘性、下跌粘性最大和最小的10种商品或服务项目。从中可以发现价格粘性最大(加总、上涨、下跌)的商品主要分布在管制服务与普通服务类。价格粘性最小商品主要分布在农产品、加工食品和耐用品部门。总体粘性最小的主要为农产品，而向下粘性最小的主要集中在耐用消费品部门。在价格变化幅度方面，价格下跌的幅度大于价格上涨的幅度，尽管增长的频率大于下跌的频率。随着时间的推移，变化幅度差异性并没有变化频率差异性那么明显。2006年1月至2011年12月这段区间内，当价格发生调整时，平均变化幅度是3.66％，上涨下跌幅度为3.47％、-3.93％。绝对变化幅度最大值发生在2008年2月(8.40％)，最低时期为2009年2月(1.64％)，同时期上涨幅度也达到最大和最小，分别为10.52％和1.64％。而下跌幅度最大时期为2007年5月的-9.81％。不同部门类别的变化幅度(不论是上涨还是下跌)异质性依然很明显。与上涨倾向频率大于下跌倾向频率不同，除消费品部门外，价格下跌的幅度均大于或等于价格上涨的幅度。农产品上涨和下跌变化幅度均比较大，平均涨幅大于6.7％，使得最终对总体通胀影响不可忽略。食品、消费品、耐用品平均上涨和下跌幅度均在2％以内，普通管制与管制服务变化幅度分别为2.52％和3.30％。

       为进一步了解价格变化时涨跌幅度分布概率以及大涨大跌情形，本文进一步列出6大类消费品和服务价格调整分布情况(因篇幅限制，未能将图列出)。我们发现农产品价格大幅调整次数较多，加工食品和服务类的调整幅度较小且比较集中。当价格调整时，农产品变化幅度大于5％的次数所占比重超过40％，其中上涨幅度高于5％的占比达24.7％，且在所有区间中占最大比例，下跌幅度高于5％的占比达19.8％。加工食品和普通消费品这两类价格变化幅度大多介于-1％至3％之间，在这一区间内比重达到80％以上。当加工食品发生价格调整时，有55.5％的概率使得调整幅度介于0和1％之间，普通消费品介于这一区间的比重达41.0％。耐用品价格发生变化时，变化幅度主要集中于-3％至3％之间，变化幅度分布比较均衡。相比而言，普通服务和管制服务类变化幅度比较集中，主要是在0至1％区间，变化次数分别占59.4％和73.4％。普通服务与管制服务平均幅度大约2.5％的情况，可能是由于存在价格大幅变化的少数服务项目拉高了平均值。

      

       图1 加权价格变化频率

      

       图2 CPI(环比)与上涨倾向频率

      

       图3 CPI(环比)与下跌倾向频率

      

       图4 6大类别消费品的价格变化频率

       三、价格设定模式检验

       (一)基于回归模型的价格设定模式检验

       我们先寻找影响价格变化频率、幅度、上涨下跌倾向的季节因素证据，检验企业是否存在季节性调整价格的价格设定模式，即企业在特定时间段是否存在有规律地上涨或下跌现象；然后检验企业价格调整是否受当前、过去主要宏观经济变量的影响，即检验是否存在价格随外部冲击而调整的SDP模式，主要是验证价格变化频率、幅度、上涨下跌倾向与当期和滞后通胀率、政策利率、汇率是否有联系。我们将通过加入一些宏观因素到解释价格变化的回归方程中，通过分析这些变量是否存在显著关系，特别是频率和幅度是否存在季节性因素证据，以及频率和幅度是否与宏观经济变量存在显著关系，来确定价格设定模式类型。具体地，我们将设定包含时间虚拟变量的回归方程，估计价格变化频率、上涨倾向频率、下跌倾向频率、变化幅度、上涨倾向幅度、下跌倾向幅度与时间虚拟变量、通胀率、名义有效汇率、政策利率的回归系数，同时将考虑当期和滞后期效应。本文借鉴Alvarez et al.(2004)研究中所设计的检验模型。值得一提的是，在Alvarez et al.(2004)的研究中，货币政策变量是存款利率，本文考虑到中国利率还未实现市场化，不能有效代表央行货币政策，所以选择银行存款准备金率作为我国货币政策的代表，我们将模型设定如下：

      

       其中，

为每期价格变化特征变量，例如价格变化频率(F)或变化幅度(M)。记F为每月价格变化频率，F+为每月价格上涨倾向频率，F-为每月价格下跌倾向频率，M为每月价格变化幅度，M+为每月价格上涨倾向幅度，M-为每月价格下跌倾向幅度。

是月份虚拟变量且i≠4。

是通胀率；

是银行存款准备金率，用于衡量货币政策松紧程度；

是名义有效汇率。由于4月份变化频率、变化幅度与全年均值较接近，因此选4月份为标准月，即i≠4(选择不同标准并不影响实证结论，只是影响相对月份的显著性)。

       实证检验结果列在表1至表2中(因篇幅限制，价格变化频率回归结果未列出)。价格变化频率存在一定程度的季节性因素。相对于4月份，10月份、11月份价格变化频率均显著上升，11月份逐步回归系数和完全回归系数均显著。可以发现10月份、11月份显著高于4月份变化频率，即存在时间依赖定价，企业每年10月份、11月更频繁地调整价格，粘性减弱。表3和表4通过频率、幅度分别对各经济变量当期和滞后期进行回归同样证明了价格的季节性特征，然而总体变动与上涨、下跌的显著性月份表现出差异性。变动幅度无显著月份，上涨频率方面，1月、2月、11月、12月回归系数显著。上涨幅度的显著月份为1月、2月、12月；下跌倾向频率在5月份显著。

       我们还可以发现一些状态依赖定价模式证据。表1、表2中的结果显示价格变化频率与CPI回归系数显著为正。同样在上涨倾向频率、上涨倾向幅度回归方程中也表现出显著正相关关系。在对CPI滞后三期后进行稳健回归，也得出同样的结论，即通胀率上升使得价格变化频率、上涨倾向频率、上涨倾向幅度提高。而下跌倾向频率、幅度则与CPI负相关，这意味着通胀上涨，下跌频率、下跌幅度减小。通胀与上涨频率的正相关关系在以往研究中也得到了支持(Klenow & Krystov，2008；Gagnon，2009)，作为研究价格同步性的证据，也得出通胀上升导致了上涨倾向频率上升的结论。其次，变化频率幅度、上涨倾向频率幅度与名义有效汇率显著负相关。通过对名义有效汇率滞后三期后进行回归，得出同样的结论。此外，银行存款准备金率与变化频率幅度、上涨频率幅度和下跌频率均呈负相关关系。通过对准备金率滞后三期进行回归的稳健性检验，回归系数同样是显著为负的。可以认为货币政策对定价行为具有显著影响，紧缩性货币政策导致价格更有粘性，而扩张性货币政策导致价格变化更频繁，幅度更大。

      

       (二)基于分解方法的价格设定模式检验

       另一种很常用的价格设定检验模式的方法是Klenow & Krystov(2008)提出的方差分解法(以下简称KK方法)，KK方法将价格变动方差分解为TDP项与SDP项之和，并比较TDP项与SDP项的方差贡献率，进而判断价格设定模式类型。KK方法将价格变化因子

定义如下：

      

      

      

       表3列出了

的中位数、标准差、相关系数以及回归系数结果，居民消费价格与

的相关系数为0.1746，且回归系数显著，表明多数企业在外部环境变化时选择价格调整，居民消费价格总体上服从状态依赖定价模式。通过对6大类通胀率进行分解，我们发现6大类消费品和服务价格调整模式存在异质性。农产品和加工食品通胀率与

的相关系数为0.1378和0.4350，相关性较强，且回归系数显著。表明中国食品类特别是加工食品企业价格设定行为属于较强的状态依赖模式。在普通消费品和耐用品通胀率分解中，π与

的相关系数为0.0593和0.0842，与食品类相比，相关系数较小。同时，普通消费品和耐用品

与π的回归系数在10％置信水平下显著，可以认为这两类商品服从较弱的状态依赖定价模式。在对普通服务和管制服务π的分解中，

与π的相关系数分别为0.0462和0.0332，小于前面4类及总体与π的相关系数。特别是管制服务类，

与π的回归系数p值等于0.4，表明管制服务类价格调整的数量(企业数)并不紧随着通胀变化而变化，其价格变化是基于时间变化的结果。通过以上分析，本文发现中国居民消费总量价格设定模式的选择与市场开放程度相关。市场化程度越高的部门，越倾向于状态依赖价格设定模式，市场化程度越低、行政干预越高的部门，价格调整受到限制，价格随外部冲击调整滞后，越表现出时间依赖价格设定模式。

       基于KK方法对π进行分解的结果如表4所示。我们发现结果有些令人意外，在大类方差贡献中，TDP项占主要部分，而SDP占比较小。一个可能的原因是，相对于国外研究，中国消费品和服务的种类比较少，导致每个商品所占比重较大，使得当有商品变动时对总体波动造成干扰。另一方面，由于数据限制，我们所用数据为36个城市平均调查数据，使用平均数据使得某一个城市价格变化也会改变平均数据，造成中国市场价格变化频率较大，农产品、耐用消费品平均价格变化频率甚至接近100％，且基本在90％以上波动，在计算方差贡献率时，

的平均值拉高了TDP项，同时

的方差拉低了SDP项，导致农产品、耐用消费品TDP贡献率接近甚至超过100％。然而，表3也给出了一些合理的结果。比如加工食品部门，上文分析发现加工食品通胀率与

相关系数为0.4350，相关性较强，而在表4中，加工食品SDP项比例贡献率相对较高，达8.84％。服务类部门TDP项贡献率较大，SDP项比例小，与上文分析的结果相互印证。通过与其他文献分解出的方差贡献率比较，得出中国居民消费TDP和SDP的贡献率亦在可接受范围内。从以上也可以发现，基于回归模型与基于方差分解方法的研究结论基本一致，但是后者能够更为准确区分各消费品部门价格设定模式状态依存或者时间依存状态的强弱程度。

      

       四、价格粘性与通胀惯性关系

       (一)消费价格通胀惯性估计

       Fuhrer & Moore(1995)指出，通胀惯性是通胀率偏离长期均衡水平后回复其均衡水平所持续的时间，可以通过估计通胀水平在受到外部冲击后的长期累积效应的大小来衡量通胀惯性，即通胀惯性大小可由累积脉冲响应函数来表示。通过进一步简化，可以应用CIR=1/(1—ρ)估计通胀惯性。其中，ρ是自回归系数之和。实际上，CIR和ρ之间存在严格单调关系，CIR的大小取决于ρ值。然而当通胀惯性很强时，α接近于1，此时OLS估计会产生向下偏倚误差，一种替代方法是Marques(2004)和Dias & Marques(2010)提出的“平均值穿透率”非参数估计法(下文简称DM方法)。Dias & Marques(2010)认为，当通胀惯性较小时，通胀水平倾向于围绕长期均值上下波动。应用DM方法，通胀惯性大小可以用下列式子表示：δ=(T—n)/T。其中，n表示通胀水平穿越长期均值的次数，T表示样本时间长短。应用DM方法最大的优点在于，通胀惯性是采用非参数方法估计得到，不存在估计方法偏差的可能性。本文大多数价格增长率序列都是I(1)过程，而AR(p)模型和DM方法都以序列平稳为假设前提，当序列不平稳时，AR回归会产生伪回归。因此我们并没有分析AR(p)回归结果和DM结果，但为了进行对比，本文同时报告了这两种方法的估计结果。

       本文主要借鉴的是Babecky et al.(2009)和Matos(2010)等人的研究，即应用ADF、PP、KPSS方法测量各类消费品和服务以及各类别的通胀惯性。对于ADF、PP单位根检验法，回归结果的p值表示没法拒绝存在单位根原假设的概率。p值概率范围在0到1之间，p值较高代表着通胀惯性更大。例如，当p值大于0.1时，表示没法拒绝10％置信水平下存在一个单位根的原假设。P值越大，序列越不平稳，通胀惯性也越大。对于KPSS单位根检验法，我们报告了回归结果的t值，t值越大表示拒绝序列是平稳的原假设的可能性越大，即表示序列通胀惯性更强。需要说明的是，我们使用修正的AIC准则选择单位根检验的滞后期。选取p值和t值衡量通胀惯性可能会出现一些偏差，所以在对序列进行单位根回归后对序列进行计分作为估计通胀惯性的稳健性检验。具体方法为：当序列在某一置信水平下(比如5％或10％)存在单位根时，将这个序列计为1，如果序列是平稳的则计为0。最后考察不同类别和总体类平均分作为该消费品和服务类通胀惯性的估计值。

       分别对109种消费品和服务价格增长率序列做单位根检验，我们发现，运用ADF检验法，109类中有95类在5％置信水平下存在单位根。运用PP检验法，有77类在5％置信水平下存在单位根。对于KPSS检验法，有51类在10％置信水平下拒绝存在单位根的原假设。说明大多序列都是不平稳的，因此运用AR模型和DM法可能会产生一些偏差。图5列出了三种方法测量出的所有通胀惯性分布。横轴表示通胀惯性大小，纵轴表示核密度分布，纵虚线表示109种消费品和服务通胀惯性系数的加权平均值，纵实线表示CPIX通胀惯性值。通过比较可以发现，虚线总是在实线左边，即加总的通胀惯性大于分类别通胀惯性。这与Mackowiak et al.(2008)和Boivin et al.(2009)等的研究发现一致。有两个原因可以解释这样的现象：(1)表明序列加总后再对通胀惯性估计产生了正的估计偏差(Imbs et al.，2005)；(2)加总的异质动态过程导致加总序列(CPIX)惯性增加(Clark，2006；Altissimo et al.，2006)。

       表5报告了6个大类及其加总价格指数的通胀惯性水平。通过比较不同类别的通胀惯性，我们发现，加工食品部门的通胀惯性最大，其次是耐用消费品，接下来是农产品，普通服务和管制服务通胀惯性小于前面4类，而普通消费品通胀惯性最小。加工食品、耐用消费品这些商品市场化程度较高，却表现出惯性最大。而普通服务、管制服务类市场化程度较小，却表现出通胀惯性较小。表6用单位根计分法估计出通胀惯性也得出类似结论。

      

       图5 通胀惯性系数分布

       (二)价格粘性与部门通胀惯性的关系

       表7给出了各消费品和服务部门通胀惯性与价格变化频率相关系数，各部门表现出不同的情况：农产品、加工食品通胀惯性与变化频率负相关，即惯性与价格粘性呈现负相关关系；普通消费品、普通服务、管制服务通胀惯性与价格变化频率正相关，即惯性与价格粘性呈现正相关关系；农产品、普通消费品、管制服务通胀惯性与变化频率相关系数较大。

      

      

       表8给出了价格变化频率与通胀惯性的截面回归结果。通过应用OLS和GMM法对ADF、PP、KPSS变化频率进行回归，同时通过控制种类特征(加入了惯性与变化频率相关系数的两个类别作为虚拟变量)进行了回归。回归结果显示，中国居民消费价格变化频率与通胀惯性呈正相关关系，表现为价格调整频率越大，通胀惯性越大。表9关于计分法通胀惯性Logit模型回归系数显著为正，也得出同样结果。结合前文价格粘性特征分析结论和各类别通胀惯性估计结果，我们发现，普通服务、管制服务类部门粘性较大，变化频率小，并没有产生较大的惯性。农产品、普通消费品、耐用消费品等变化频率大粘性小的类别，却产生较大的惯性。一个可能的解释是：中国食品业(农产品、加工食品)、制造业(普通消费品、耐用消费品)仍是劳动力十分密集型的产业，人力资源成本很高，且农产品属于季节周期性产品，制造业处于中下游行业竞争激烈，使得这两个行业在终端销售价格频繁调整，同时价格短期偏离，使得这些行业价格变化频率大，通胀惯性大。

      

      

       五、结论与政策含义

       本文首先通过国家发改委36个城市109种消费品和服务的微观价格调查数据，研究我国居民消费品和服务价格的调整特征，检验企业价格设定检验模式。结果表明：我国居民消费品和服务价格存在一定程度的粘性特征。价格上涨倾向与下跌倾向表现出极不对称现象，平均上涨倾向为43.11％，下跌倾向为25.86％，这表明价格水平上涨动力仍强于下跌动力。分类别考察发现，农产品、普通消费品和耐用消费品部门价格调整频率要大于加工食品部门，普通服务和管制服务价格调整频率要远小于以上四个部门，特别是管制服务项目，其上涨倾向和下跌倾向仅为19.43％和12.20％，表现出更强的粘性程度。进一步基于回归模型的价格设定模式检验发现，我国企业价格设定行为总体上属于状态依赖定价模式。基于价格变化率方差分解方法的结果发现，食品类特别是加工食品部门存在较强的状态依赖价格设定模式，普通消费品和耐用品部门服从较弱的状态依赖定价模式。普通服务部门基本上是时间依赖相关，特别是管制服务部门，属于极强的时间依赖定价模式。这表明食品、工业消费品行业的市场化程度较高，服务业市场化程度较低。

       本文还运用与传统估计通胀惯性不同的单位根检验法估计了中国居民消费价格微观层面的通胀惯性，分部门截面回归分析研究部门价格粘性与通胀惯性的关系，研究发现：(1)加总的通胀惯性大于分类别通胀惯性，表明微观价格通常会包含一些通胀惯性较低的商品类别或指数，加总的通胀惯性可能会由于加总的偏差和由于加总后异质个体冲击消失而偏大。(2)总体上，价格粘性与通胀惯性正相关。但分部门考察后发现，农产品、加工食品通胀惯性与变化频率负相关，普通消费品、普通服务、管制服务通胀惯性与变化频率正相关。

       上述研究结论对政府宏观政策制定与中国结构性DEGE模型构建有重要启示：首次，由于不同产品价格粘性异质性，使得研究测算核心CPI时应当更加谨慎，对标题CPI简单扣除一些特定的类别后来测算核心CPI显得很不妥，因为被扣除的类别可能包含一些重要的特质，而这些特质正是评价货币政策影响的重要指标。其次，价格设定模式检验结果支持SDP模式。这表明未来学者在建立DSGE模型研究中国经济问题时，使用SDP模式描述厂商的价格设定行为更具合理性。最后，考虑到服务类价格向下调整倾向在6大类中最小，未来随着水、电、石油、天然气和煤炭等资源性产品的价格改革加速推进，公用事业产品价格会陆续上调，这势必会加大对总体CPI的压力。而我国服务价格占CPI权重要大于食品价格，如果过去要防范“食品价格主导通胀”，那么在人口红利逐渐消失后工资水平上升，以及服务业劳动生产率提升缓慢的背景下，我们将来可能需要转而警惕和防范“服务价格驱动通胀”的风险。

       感谢匿名审稿人的宝贵意见，当然文责自负。

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