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内容提要 本文采用HP滤波法和UC-卡尔曼滤波法估算出中国2001～2012年的产出缺口值，并结合CPI商品体系分类计算出食品、工业消费品和服务3个部门的季度环比相对价格，最后借助于Gordon三角模型解析出中国产出缺口价格效应的部门差异。研究结果表明，产出缺口对3个部门价格的影响存在较大差异。无论是短期还是长期，食品季度环比相对价格对产出缺口的变化最为敏感，工业品和服务的季度环比相对价格对产出缺口的敏感度都较小。

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关键词 产出缺口 价格效应 部门差异价格惯性 织梦好，好织梦

一 引言

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为了应对2007年由美国次贷危机所引发的全球性金融危机对中国经济运行造成的巨大冲击。中国政府从2009年初实施了为期两年的四万亿元新增公共投资计划。随着政府公共投资的推动效应逐渐释放，中国的宏观经济也不得不面临巨大的国内通货膨胀压力。从2010年1月至2013年12月，短短4年间国内的CPI上升经历了3个小周期：从2010年1月的1.5％跃升至2011年7月的峰值6.5％，再下降到2012年7月的谷值1.8％：之后缓升到2013年2月的峰值3.2％，再下降到2013年5月的谷值2.1％：从2013年5月的谷值2.1％缓升到2013年10月的峰值3.2％，而后下降到2013年12月的2.5％。尽管进入2014年以来国际大宗商品价格大幅下跌、国内粮食丰收以及产能过剩等因素极大地抑制了国内CPI的涨幅，国内通货膨胀的持续压力有所缓解，但仍不容轻视。2014年的中国《政府工作报告》更是把全年居民消费价格涨幅控制在3.5％左右作为其重要任务。很显然，这一时期的中国宏观经济运行面临着较大的下行压力与较强的通货膨胀压力。如何有效协调经济增长速度和物价稳定的关系，不仅是理论界一直悬而未决的理论难题，而且更是中央政策制定者亟须解决的一大政策困局。 本文来自织梦

产出缺口价格效应就是凯恩斯主义对上述问题的一个分析基准，它清晰地刻画出经济增长和物价稳定之间的内在关联效应。根据“产出—物价”菲利普斯曲线的基本观点，产出缺口和物价上涨率会呈现同向的变动关系：当产出缺口为正值时，通货膨胀压力会不断增大；反之，则相反。从理论上讲，在完全的市场经济条件下，价格机制能对供需变化做出实时的准确反应。然而，新凯恩斯主义者认为，在随机冲击下，商品价格不能随总需求的变化而迅速变动，不同商品的价格调整具有一定的时滞黏性和异质性。对于已初步形成社会主义市场经济体制的中国来说，不同部门由于市场结构、技术水平、市场化程度、市场管理体制和制度环境存在差异，不同的商品价格调整速度也会呈现出显着的差异性，尤其是在进入21世纪之后的10余年间这种差异性表现得更为明显。2003年以来，国内宏观经济出现了新一轮的上升周期，随之而来的通货膨胀表现出明显的结构性特点，8大类商品的价格涨幅差异十分明显。以2007年的物价上涨为例，该年度食品价格上涨12.3％，对国内通货膨胀的贡献为83％，而同期居住的价格涨幅仅为4.5％，烟酒及用品、家庭设备用品及服务、医疗保健和个人用品的涨幅都在3％以内，交通和通讯、文教娱乐用品及服务、衣着价格则出现了不同程度的下降。[1]

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由此可引申出一个讨论中国现实问题的理论思路及其相关的政策含义：在产出缺口价格效应的作用下，在测定CPI的“一篮子”商品中，不同类别的商品由于其价格变化速度不同——即价格的不平衡变化，必然对CPI的影响程度不同。同时，调整速度的差异性是否会直接作用于居民消费价格指数所涉及的产品部门并对其产生不同的影响?如果这一部门差异性效应存在，那么有何实际表现?这些差异性效应对于反通货膨胀的宏观调控政策制定有何指导意义?鉴于以上考虑，本文试图借助于Gordon三角模型对食品、工业消费品、服务3个部门产出缺口的价格效应进行分解，这一分解将有助于衡量供需矛盾的产出缺口对国内居民消费价格指数所涉及的各类产品部门产生的不同影响，进而从产出缺口的角度来重新理解中国居民消费和通货膨胀的特点及成因。

本文余下的结构安排为：第二部分为文献述评；第三部分构建Gordon三角模型的理论框架，并对相关经济变量进行解释；第四部分就产出缺口和食品、工业消费品、服务部门季度环比相对价格的估算做出具体说明；第五部分则根据回归结果分解出中国产出缺口价格效应的部门差异性；第六部分为本文的主要结论与政策含义。

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二 文献述评

“产出—物价”菲利普斯曲线是当前理论界探讨产出缺口价格效应的基础模型。最早的菲利普斯曲线是由英国著名统计学家A.W.Phillips提出，主要用于刻画货币工资变化率与失业率之间的负相关性，又被称为“失业—工资”菲利普斯曲线（Phil-lips，1958）。此后，Samuelson和Solow（1960）则用物价上涨率替代工资变化率，构建出“失业—物价”菲利普斯曲线；而Friedman（1968）和Phelps（1967、1969）引入通货膨胀预期和自然失业率等重要概念，又对“失业—物价”菲利普斯曲线进行进一步修正与完善，提出了附加预期的菲利普斯曲线。在此基础上，人们结合奥肯定律，用经济增长率代替失业率，构造出一条有效反映经济增长率与通货膨胀率关系的“产出一物价”菲利普斯曲线。其中，经济增长率所采用的指标往往是实际产出对潜在产出的偏离程度，即产出缺口（output gap）。 dedecms.com

以上3种菲利普斯曲线是基本的菲利普斯曲线。随着时间的不断推移，世界各国的宏观经济运行态势也在不断变化，在这些错综复杂的现实发展基础上又延伸出各种不同版本的菲利普斯曲线改进模型。其中，比较有代表性的改进模型主要有Gordon（1996）的三角模型、Taylor（1980）的交错工资合同模型、Calvo（1983）的前向模型、Fu-hrer和MoOre（1995）的两期模型、Gali和Gertler（1999）的混合模型以及Mankiw和Reis（2002）的信息黏性模型。[2]在上述模型中，后5个模型都借鉴了新凯恩斯主义理论关于价格黏性的假设，但侧重于从微观层面研究厂商的定价机制和调价行为。显然，这一分析思路与本文的研究主旨截然不同。而Gordon三角模型主要侧重于从宏观上研究外生冲击与通货膨胀惯性对价格的影响机理，这与本文的研究视角相互契合。因此，本文借鉴Gordon三角模型来建立研究的基础模型。值得注意的是，本文之所以选择Gordon三角模型，还有以下两点考虑：其一，Gordon三角模型对现实经济运行具有更好的拟合结果，其成功之处是在模型中引入滞后多期的通货膨胀率；其二，虽然Gordon三角模型没有完全解决“卢卡斯批判”问题，“卢卡斯批判”指的是“理性经济人”对“预料中的经济政策”采取相应对策而使经济政策失效，但是在现实经济发展过程中“理性经济人”无法提前知晓“预料外的经济政策”，从而使得“预料外的经济政策”实施还是能够取得一定的政策效果。实际上，本文提出的部分政策含义就具有这类“预料外的经济政策”效果，比如提高工业消费品和服务两个部门的比重等。基于以上考虑，本研究采用Gordon三角模型具有一定的适用性。

根据Gordon三角模型，影响通货膨胀的3个因素主要是：（1）需求推动因素，用产出缺口、资本利用率或失业率对自然失业率的偏离来表示；（2）供给冲击因素，用汇率波动、能源冲击、国际大宗商品价格波动来表示；（3）通货膨胀惯性因素，用价格变化率的滞后指标来表示。因此，基础性的Gordon三角模型可表达为：

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其中，P、S分别表示价格和供给冲击，取相应指标对数的一阶差分，Yc表示产出缺口，取指标的对数形式，、L表示滞后期，a（L）、b（L）和c（L）表示滞后多项式。

国外关于产出缺口价格效应的经验研究文献可谓汗牛充栋，归纳起来，主要涉及3个研究方向：（1）对产出缺口的估计方法进行优化，以期更加准确地分析它对通货膨胀率的影响。较为成功的研究方法是将菲利普斯曲线引入不可观测模型中，构建多变量状态空间模型来估计产出缺口（Orphanides和Norden，2005）。（2）对产出缺口价格效应的强度进行分析，相关研究得出了几种截然不同的研究结论：Claus（2000）认为产出缺口对通货膨胀率具有明显的影响；Lee（1999）则认为产出缺口与通货膨胀之间存有一种较弱的替代关系；而Mohammad和Khan（2006）索性就认为产出缺口的价格效应在一些部门有效，在另一些部门则是无效的。（3）根据产出缺口的价格效应来讨论最优调控政策。Fuhrer和Moore（1995）认为，既然产出缺口和通货膨胀率之间存在某种替代关系，中央银行应将这种替代关系作为实施货币政策的一个参考。 织梦好，好织梦

国内关于产出缺口价格效应的研究进展与国外研究基本类似。不过，国内还延伸出一些具有国别特色的研究成果，即菲利普斯曲线对中国经济的适应性问题。对该问题的研究存有两种截然相反的观点：一种观点认为，菲利普斯曲线在中国仍然有效，即产出缺口对通货膨胀率具有正向效应（王明舰，2001；刘斌与张怀清，2001；石柱鲜等，2004）；另一种观点则认为，菲利普斯曲线对中国经济的解释能力比较低（陈学彬，1996；钱宥妮，2005）。在此基础上，也有不少研究者尝试性地发展符合中国国情的菲利普斯曲线。陈彦斌（2008）在Gali和Gertler（1999）的混合模型基础上，构建了一条由超额需求、供给冲击、通货膨胀预期、通货膨胀惯性等共同组成的4因素菲利普斯曲线，并使用2000～2007年中国季度数据验证了这一模型的稳健性。

由此可见，已有的国内外文献极大地丰富了有关产出缺口价格效应方面的研究，对深入挖掘当前的中国现实问题具有重要的理论借鉴意义。但这些研究文献的分析视角主要集中于产出缺口对市场总体价格的影响上，并没有针对不同部门展开差异性的讨论。从目前的研究文献来看，仅有Mohammad和Khan（2006）分部门探讨了产出缺口对通货膨胀率的影响及其效应。不过，该研究侧重于产出缺口对服务业、制造业部门及耐用消费品、非耐用消费品部门工资变化率的影响，而非对最终产品价格的影响。

本文的研究贡献主要体现在以下两点：一是将中国CPI体系下的8大类商品合并为食品、工业消费品与服务3个部门，分别计算这几个部门的季度环比相对价格，进而引入Gordon三角模型来分析产出缺口对不同部门影响程度的差异性；二是根据代表供需水平的产出缺口对涉及居民消费的各部门季度环比相对价格影响的差异性，以及国内产出缺口所引致的居民消费通货膨胀问题进行更为深入的理论阐释，从而为国内宏观调控政策的设计提供一个新的分析思路。

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三 模型框架与变量说明

本文根据Gordon三角模型研究通货膨胀惯性、产出缺口与供给冲击对通货膨胀的影响机制，侧重于分析产出缺口的价格效应。因此，本模型的基本形式可设定为： 织梦好，好织梦

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式（2）中，下标t表示时间，εt为误差项。由于中国从2001年才开始公布CPI中8类商品的月度环比价格，因此考虑到数据的可获得性，本文选取2001年第1季度到2012年第4季度为样本区间。

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P表示产品价格。采用居民消费价格指数所涉及的几类商品季度环比相对价格（即以上期为100，本期的相对价格）来表示。由于中经网数据库只公布了中国8类商品的月度环比数据，因此本文主要参照陈彦斌（2008）等的做法，将8类商品每个季度内3个月的月度环比价格指数相乘，由此得到的数据作为相应的季度环比相对价格。在此基础上，将食品、工业消费品和服务部门进行加权合成，从而推算出食品、工业消费品和服务部门的季度环比相对价格。Pt-i（i=1，2，…，m）表示产品价格P的第i期滞后指标，引入这一解释变量的目的在于控制价格自身的惯性调整力量。

Yc为产出缺口，用对数实际GDP减去对数潜在GDP表示。首先，从国家统计数据库可获得中国2001年第l季度至2012年第4季度的名义GDP：[3]然后，再参照郭红兵与陈平（2010）、马文涛与魏福成（2011）等的具体做法，采用季度定基CPI表征季度GDP平减指数，根据季度定基CPI，把名义GDP转换成实际GDP。[4]由于季度GDP存在较强的季节波动性，本文采用Census X12方法对相应数据进行季节调整，可得到剔除季节性因素后的实际GDP。在此基础上，即可推算出相应的产出缺口。

5表示外生供给冲击，主要用北海布伦特原油期货的季度环比相对价格来表示。Gordon三角模型中的供给冲击包括汇率波动、能源冲击、国际市场大宗商品价格波动等。而对于高速增长中的中国经济而言，最大的影响莫过于国际石油价格的波动（陈宇峰等，2011）。为了满足中国经济高速发展的内在需要，中国能源进口量不断增加，2012年中国的原油对外依存度达到56.4％。因此，国际石油价格的剧烈震荡势必会影响国内的物价水平（陈宇峰与陈启清，2011）。目前，对国际原油价格影响最大的是布伦特原油期货价格。因此，本文以北海布伦特原油期货的季度环比价格来表示外生供给冲击。从美国能源署（U.S.Energy Information Administration）网站获得布伦特原油期货价格，通过计算其价格季度平均值，推算出季度环比相对价格。[5]

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菲利普斯曲线模型的一个重要问题是解释变量滞后期数的选择。对于产出缺口的滞后影响，一般认为不超过4个季度（Gali和Gertler，1999；Scheibe和Vines，2005；陈玉宇与谭松涛，2005）。因此，本文参照学术界的通用做法，取产出缺口的滞后期数为4。同样，也选取P和S的滞后期数为4。这样，本文的最终模型框架为：

当然，yc、P和S滞后期数的最终值取多少，还要根据回归方程的检验情况来确定，在这里的滞后期数取值仍只是一个暂时性的经验预设而已。 内容来自dedecms

四 中国产出缺口和三部门季度环比相对价格的估算 copyright dedecms

（一）产出缺口的估算

产出缺口衡量的是实际产出水平对潜在产出水平的偏离程度，因此估计产出缺口的关键在于估算潜在产出水平。根据Levy（1963）最早提出这一概念时给出的定义，潜在产出水平是指在合理稳定的价格水平上，使用最佳可利用的技术、最低成本的投入组合，并且资本和劳动力的利用率达到充分就业要求所能生产出来的物品和服务。目前，关于潜在产出水平和产出缺口的估计方法主要有三种：趋势分解法（总量法）、生产函数法和动态随机一般均衡法（DSGE）（Mishkin，2007）。其中，趋势分解法只使用GDP数据本身，将实际产出分解为趋势成分和周期成分，分别代表潜在产出水平和产出缺口。这一方法具体包括HP滤波、BK滤波、CF滤波和卡尔曼滤波法等。生产函数法借助实际产出以及劳动、资本等生产要素来构建生产函数模型，再估算出模型的具体参数，并将充分就业状态下的劳动力数量与全部资本存量代入模型，即可得到潜在产出水平与对应的产出缺口。这一研究方法对所分析的数据要求很高，而且不够稳定，很容易受到经济结构变迁等因素的冲击影响。动态随机一般均衡法将主要宏观经济变量之间的关系构建在代表微观个体的最优化行为之上，使得宏观经济变量可以获得微观个体行为的诠释。但是，由于这一方法的模型结构过于复杂，包含了太多的外生冲击与微观个体的行为设定，因此得到的估计值与传统方法的估计值之间存有较大的偏差（Hirose和Naganuma，2007）。

产出缺口为本模型中的一个重要解释变量，为了保证模型的稳健性，本文使用两种方法来估计产出缺口：HP滤波法和UC-卡尔曼滤波法。

1.HP滤波法。HP滤波可以将产出序列分解成趋势成分和周期成分，同时又不损失序列首尾的数据。在这一方法下，实际产出序列yt中的潜在产出84被定义为最小化问题的最优解：

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其中，c（L）是延迟算子多项式： 内容来自dedecms

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再将式（5）代入上式（4）中，这样，HP滤波使下面的损失函数最小化：

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在式（4）、（6）中，λ为平滑参数，且λ＞0。λ值越大，潜在产出序列越光滑。当λ趋于无穷大时，潜在产出序列将接近于线性函数。对于季度数据，入取值设定为1600。 织梦好，好织梦

2.UC-卡尔曼滤波法。UC-卡尔曼滤波把模型构建为状态空间形式，并对其运用一些重要的算法求解。本文主要借鉴赵留彦（2006）的做法，设经过季节调整的实际产出对数序列Y服从如下的非观测成分模型： dedecms.com

运用HP滤波法和UC-卡尔曼滤波法来估计产出缺口，具体结果如图1所示。由图1可看出，用两种方法得出的产出缺口变化趋势不仅大致趋同，而且也与中国经济发展的宏观特征事实基本吻合。2001～2002年，中国处于较为严重的经济衰退期，大量企业纷纷倒闭，失业率居高不下，国内需求严重不足。从2003年起，国内经济开始复苏，并出现持续性地高速增长，投资需求日益旺盛，这一经济状况在2008年全球金融危机爆发之前达到顶峰。2008年下半年，受全球金融危机的影响，国内经济转而下滑，经济增长乏力并持续到现在。 织梦好，好织梦

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（二）三部门季度环比相对价格的估算 copyright dedecms

国家统计局编制的CPI指数是由8类价格指数组成，即食品、烟酒及用品、衣着、家庭设备用品及维修服务、医疗保健和个人用品、交通和通信、娱乐教育文化、居住。本文参照渠慎宁等（2012）的做法，把上述8类商品归为食品、工业消费品与服务3大类。其中，工业消费品包括烟酒及用品、衣着、家庭设备用品及维修服务；服务包括医疗保健和个人用品、交通和通信、娱乐教育文化、居住。[6]

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这3个部门季度环比相对价格的计算公式为： copyright dedecms

P=∑wipi（16） 织梦好，好织梦

在式（16）中，P表示3个部门的季度环比相对价格。本文分别用P_sp、P_gy、P_fw表示食品、工业消费品、服务的季度环比相对价格；wi；表示各种商品在其所属部门内的权重，每年调整一次；[7]Pi表示各种商品的季度环比相对价格。 copyright dedecms

以上8类商品的季度环比相对价格可由月度环比相对价格推算得出，而权重则需要进一步估算。本文参照国家统计局的编制方法，根据居民家庭用于各种商品或服务的开支在其对应部门商品或服务消费总开支中所占比重来推算相应权重。根据国家统计局所提供的相关数据，城镇和农村居民人均消费支出由8类商品构成，即食品、衣着、家庭设备用品及维修服务、医疗保健、交通和通信、娱乐教育文化服务、居住、杂项商品和服务。对比CPI的具体分类可发现：居民人均消费支出和消费价格指数的分类基本是对应的，但居民人均消费支出中的杂项商品和服务、消费价格指数中的烟酒及用品缺少对应项。由此，本文主要参照何新华（2011）的做法，将居民人均消费支出中杂项商品及服务的一半归为烟酒及用品，另一半并入医疗保健，使两种分类对应起来。在此基础上，分别计算城镇和农村8类商品的CPI权重，再结合城乡人口比重得到全国范围内8类商品的CPI权重（具体见表1）。最后，根据各类商品的CPI权重与其对应部门的CPI权重，计算出各部门内商品的权重（见表2和表3）。[8]

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根据式（16），可估算出中国工业消费品部门和服务部门的季度环比相对价格（见图2）。从图2可看出，中国CPI指数与食品价格变化轨迹表现出高度的一致性，而工业消费品和服务部门的价格对CPI的影响并不那么显着。这在2003～2005年、2006～2008年以及2010年以来的物价上涨过程中尤为明显。在这些阶段，食品价格的上涨十分明显，工业消费品和服务部门的价格则相对保持温和上涨，态势平稳。 织梦好，好织梦

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五 产出缺口价格效应的部门差异性影响 织梦内容管理系统

（一）单位根检验 dedecms.com

为了更好地避免时间序列数据的“伪回归”问题，首先要对上述各变量的平稳性进行检验，具体的检验结果如表4所示。从表4可看出，所有变量都是平稳的时间序列，也就是说，上述的几组数据均可直接采用回归分析。 织梦好，好织梦

（二）回归分析 织梦好，好织梦

为了更好地探讨产出缺口价格效应的部门差异，本文主要参照陈彦斌（2008）、丁守海（2012）等的研究方法，分别对食品、工业消费品和服务部门进行回归分析。具体的回归结果如表5所示。其中，第（2）～（4）列是根据HP滤波法估算的产出缺口。分别对食品、工业消费品和服务部门当期的季度环比相对价格除以100取自然对数进行回归分析，还包括其他解释变量；第（5）～（7）列则根据Kalman滤波法得出的产出缺口对3个部门当期的季度环比相对价格除以100取对数进行回归分析，也包括其他解释变量。从F统计量来看，上述模型在整体上都是显着的。虽然各个方程的判定系数差别很大，但考虑到食品、工业消费品和服务的季度环比相对价格变化轨迹各有差异，这一结果仍是比较合理的。另外，White检验用于判别模型的异方差性，第（4）、（7）列中由于服务部门存在异方差，因此采用Newey-West异方差自相关一致协方差进行估计，其余各列则采取标准OLS方法进行计算。LM指标用于检验序列的自相关性，其中第（3）和（6）列的回归结果存在序列相关，因此第（3）和（6）列分别进行AR（1）修正。最后一行则对各模型的回归残差进行ADF检验，它们均在1％的显着性水平上拒绝残差存在单位根的原假设，这充分说明上述模型中各个变量之间是协整关系。 copyright dedecms

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我们将表5中第（2）～（4）列与第（5）～（7）列的结果进行对比不难发现：HP滤波法所得出的产出缺15与Kalman滤波法所得出的产出缺口进行相应的回归分析，尽管所得的方程判定系数、各项具体系数以及是否通过显着性检验有所不同，但分析结果却相对稳健。 织梦好，好织梦

1.食品、工业品、服务部门滞后1期价格对当期价格的影响程度。在HP滤波法与Kalman滤波法中，P_spt-1、P_gyt-1、P_fwt-1对当期的季度环比相对价格都有显着的正向影响，但P_gyt-1的影响程度最大，系数分别高达0.9036、0.8109；P_fwt-1的影响程度居中，系数分别为0.5031、0.6320；而P_spt-1的影响程度最小，系数分别为0.2360、0.2195。这就说明，在本文的模型框架中，工业品的价格惯性最大，服务的价格惯性居中，食品的价格惯性最小。可能的原因在于，在中国当前的市场经济体系与价格形成机制中，食品部门以小规模生产为主，受政府的规制比较少，价格由市场机制决定，因此价格波动会比较剧烈；而烟草、酒等行业多由政府垄断，价格变化相对平缓，教育、医疗、交通等服务价格受政府管制，价格变化会更为平缓。 dedecms.com

2.国际原油价格的当期、滞后期对食品、工业品、服务部门当期价格的影响程度。在HP滤波法与Kalman滤波法中，S的系数在3个部门的模型中都显着为正，但系数较小，说明国际石油季度环比相对价格与3个部门的季度环比相对价格正相关，国际石油季度环比相对价格的变化会导致3个部门季度环比相对价格的变化。但是，由于中国对国际原油价格的变化所引致的国内批发或零售油价的变化进行了严格的政府管制与相应的财政补贴，因此对3个部门的价格影响并不大。另外，在国际原油季度环比相对价格对食品部门、工业品部门、服务部门季度环比相对价格的影响中。不论是短期乘数，还是长期乘数，工业品部门的乘数都是最大的，这一观点与工业品较多消耗能源的经济现实基本一致。食品由农业和轻工业部门生产，主要投入劳动力和土地，能源投入较少。对于服务而言，主要投入知识和创新，能源投入比较少。相反，工业品生产则要求更多的资源与能源投入。所以，国际原油季度环比相对价格对食品、服务部门的价格影响较小，而对工业品部门的价格影响相对要大。

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3.产出缺口当期与滞后期对食品、工业品、服务部门当期价格的影响程度。在HP滤波法与Kalman滤波法中，从短期来看，当期产出缺口对3个部门季度环比相对价格都有显着的正向影响，这与经典理论的研究结论是一致的。其中，食品部门的系数最大，分别为0.1466、0.1727，表示当期产出缺口每增加1个单位，食品部门季度环比相对价格（除以100）对数的平均值就会增加0.1466或0.1727个单位。工业品部门的系数居中，分别为0.0547、0.0861。服务部门的系数最小，分别为0.0009、0.0028。这说明，从短期来看，食品部门的季度环比相对价格对产出缺口的变化最敏感，工业品季度环比相对价格的敏感性次之，服务季度环比相对价格的敏感性最小。 织梦好，好织梦

从长期来看，食品部门季度环比相对价格当期、滞后1期、滞后2期、滞后3期的系数之和等于0.1606、0.4469（即0.1466+0.1477-0.1337=0.1606，0.1727+0.2742=0.4469，系数不显着的以零计），即食品部门的长期乘数为0.1606、0.4469。这表示从长期来看，产出缺口变动1个单位，由滞后效应而形成的对食品部门季度环比相对价格（除以100）对数平均值的总影响为同方向变化0.1606、0.4469个单位。

工业品部门季度环比相对价格当期、滞后1期、滞后2期、滞后3期的系数之和等于0.0008、0.1339.即工业品部门的长期乘数为0.0008、0.1339。这表示从长期来看，产出缺口变动1个单位，由滞后效应所形成的对工业品部门季度环比相对价格（除以100）对数平均值的总影响为同方向变化0.0008、0.1339个单位。

服务部门季度环比相对价格当期、滞后1期、滞后2期、滞后3期的系数之和等于0.0035、0.0085，即服务部门的长期乘数为0.0035、0.0085。这表示从长期来看，产出缺口变动1个单位，由滞后效应所形成的对服务部门季度环比相对价格（除以100）对数平均值的总影响为同方向变化0.0035、0.0085个单位。

这也就是说，无论是短期还是长期，食品季度环比相对价格对产出缺口的变化最为敏感，工业品和服务部门的季度环比相对价格对产出缺口的敏感度都没有食品那么大。中国产出缺口对物价的影响之所以存在显着的部门差异，较为合理的解释是有部门瓶颈制约（吴军与田娟，2008）和劳动生产率增长水平的差异（申建文与王立平，2011）以及流动性过剩（李斌，2010）等问题的存在。而从市场本身来看，各部门市场化程度的差别是造成这些部门差异性的主要原因。渠慎宁等（2012）对食品、工业消费品和服务的增长率进行分解，发现食品价格与状态相关，工业消费品价格与状态弱相关，服务价格与时间相关。这一研究表明，食品部门的市场化程度最高，而工业消费品和服务部门相对较低。 内容来自dedecms

六 主要结论与政策含义 织梦内容管理系统

本文将CPI的商品体系分解为食品、工业消费品和服务3个部门，并估算3个部门的季度环比相对价格，在此基础上分别检验了产出缺口对这3个部门季度环比相对价格的影响。本文的结果表明，产出缺口的价格效应在涉及居民消费的部门间存在显着的部门差异性。具体来说，无论是短期还是长期，食品季度环比相对价格对产出缺口的变化程度最为敏感，工业品和服务的季度环比相对价格对产出缺口的敏感度相对比较小。仅仅考虑面对产出缺口当期与滞后期的冲击，由于3个部门当期价格对产出缺口当期与滞后期冲击敏感度各不相同。造成了当期价格变化速度也有很大差异，从而导致中国居民消费价格指数的内部不平衡增长。从短期来看，食品部门的回归系数（HP滤波法、Kalman滤波法）分别是服务部门回归系数的162.9、61.68倍，分别是工业品部门的2.7、2.0倍；从长期来看，食品部门的回归系数分别是服务部门回归系数的45.9、52.6倍，是工业品部门的200.8、3.3倍。从表1可计算出，2001～2012年，食品部门权重除以工业品部门权重的值在2.3～3.3之间，食品部门权重除以服务部门权重的值在0.84～1.08之间。因此，在其他条件不变的情况下，仅仅考虑面对产出缺口当期与滞后期的冲击，不论是在短期还是长期，在测定中国CPI的“一篮子”商品中，食品类商品价格变化对CPI的升高与降低的贡献率都是最大的，占据了绝大部分的影响程度。本文结论的政策含义在于：当宏观经济面临产出缺口当期与滞后期所导致的高通货膨胀风险时，工业消费品和服务部门可在一定程度上缓冲由食品价格快速上涨所带来的整体居民消费价格上涨速度。 织梦内容管理系统

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[1]上述数据根据吴军与田娟（2008）的相关论述及国家统计局网站公布的数据整理而成。 copyright dedecms

[2]具体模型可参照刘凤良与张海阳（2004）和丁守海（2012）等的相关论述。

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[3]数据来源：国家统计数据库（http：//data.stats.gov.cn/search/keywordlist2）。 织梦好，好织梦

[4]这里的季度定基CPI以2001年为基期，具体的推算方法是：设2001年1月的CPI为100，依次计算2001年2月至2012年12月的月度定基CPI，然后取每个季度内3个月份的月度定基CPI平均值，由此就可得到2001年第1季度至2012年第4季度各个季度的定基CPI。

[5]数据来源于美国能源署（http：//www.eia.gov/）。 dedecms.com

[6]虽然家庭设备用品及维修服务中都含有部分服务项目，但由于分离难度比较大，无法一并计入服务业，因此只能将之近似地计入工业消费品中。同理，医疗保健和个人用品中的部分工业消费品也近似计入服务业。

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[7]根据国家统计局CPI的编制规则，8类商品的权重每年调整一次。参照这一编制规则，本文所估算的权重也为年度权重。

[8]由于食品类的季度环比相对价格均可直接算出，不需要合成，因此本文所需计算的也仅为工业消费品部门和服务部门的权重。