中國商品部門間價格傳導關系研究
——一個解釋價格傳導微觀機制的新視角

張 耀

一、引 言

價格作為市場賴以優化資源配置的核心要素對經濟運行效率和健康度有著重要影響，對價格機制的不斷探索是經濟研究的永恒話題。經歷了三十余年的高速增長后，中國經濟現已步入轉型期，穩增長、調結構的政策總基調對新時期的宏觀調控提出了新的要求，黨的十八屆五中全會提出創新和完善宏觀調控方式，在區間調控基礎上加大定向調控力度。決策層對于定向調控給出的基本思路是：在調控上不搞“大水漫灌”，而是抓住重點領域和關鍵環節，有針對性地實施“噴灌”、“滴灌”①相關表述最早由李克強總理在2014年7月15日召開的中央經濟座談會上提出。。物價的穩定事關國計民生，是宏觀調控的四大核心目標之一。對部門間價格傳導關系的進一步探索能夠在一定程度上揭示目前總量研究難于解釋的價格波動微觀機制問題，在找出對物價波動具有重要影響的關鍵部門的同時，還能從結構層面對中國城鄉價格之間的微觀傳導機制給予新的解釋，為未來相關政策的制定與實施提供新的理論視角，具有較強的現實價值。

在價格的相關研究上，鮮有文獻對商品部門間的價格傳導關系進行全局性探索，現有文獻多從生產-消費鏈上下游傳導(Cushing 和 Mcgarvey，1990；張成思，2010；楊子暉等，2013)以及區域價格傳導(Kravis 和 Lipsey，1977；Darby 和 Lothian，2009；錢行，2006)角度研究價格傳導機制，提供了眾多頗具價值的研究成果。然而由于切入角度視野所限，這類研究難以揭示市場內部各部門之間價格波動的動態聯系，而對價格指數內部子成分間的動態傳導關系進行全局性研究可以有效彌補傳統價格總指數研究的不足。杜海韜和鄧翔(2013)通過結構動態因子法研究特質沖擊對中國消費價格總指數的影響時發現，部門特質沖擊在加總過程中并未大幅削減，繼而對消費價格總指數產生重要影響，并推測這一現象可能反映了某些消費品部門的特質沖擊在加總時由該部門向其他部門快速傳染，進而轉變為價格的全局性沖擊。事實上，其所謂的“傳染”過程，典型表現即為消費部門間價格的傳導過程。顧標和周紀恩(2009)使用FAVAR模型考察了中國相對價格與通貨膨脹的部門分布狀況，基于實證研究結果認為：揭示蘊含于相對價格中的豐富信息將有助于改進央行貨幣政策的決策制定及實施效果，也能為理解貨幣政策的傳導-擴散機制，進而評價其宏觀動態效應提供更為完整且一致性的認識。張成思(2010)在研究中國上中下游價格傳導機制時也曾指出，對價格指數內部子成分的動態機制進行分析，厘清價格傳導的微觀機制，是未來值得深入研究的重要課題。針對上述問題，本文從商品價格的部門間傳導角度切入，嘗試從網絡層面對如下主要問題給出直觀解釋：樣本期內，全國、城市、農村的部門間價格傳導呈現何種結構？哪些部門的價格波動具有較強的外部性從而對總體價格水平有重要的影響？哪些部門的價格波動相對獨立？各部門價格溢出的傳導時滯有何特點？城鄉價格波動具有何種微觀聯系？全國、城市、農村商品價格的部門間傳導結構具有何種程度的相關性？

與現有的生產-消費鏈縱向價格傳導研究不同，本文嘗試從零售端商品部門間橫向價格傳導的新視角探索全國、城市、農村市場的部門價格傳導網絡結構，以期厘清城市、農村乃至全國市場內各商品部門間的價格傳導機制以及城鄉價格關聯關系，從而揭示以往價格總指數研究所難于解釋的價格傳導微觀機制問題。

二、部門價格傳導的潛在驅動因素初探

從系統層面看，雖然部門間價格傳導的驅動因素十分復雜，促使部門價格傳導效應產生的原因應至少與以下因素密切相關。

1. 價格粘性的部門異質性(Nakamura 和 Steinsson，2008；金雪軍等，2013；侯成琪和龔六堂，2014)：部門價格粘性具有時間上的相對穩定性，當經濟面臨宏觀沖擊時，由于各部門商品價格的調整周期不同，在外部因素干擾較弱的情況下，各部門間的商品價格會出現規律的先后漲跌。

2. 部門相關性：在生產環節或消費端具有較強相關性的商品部門的價格存在傳導效應的可能性較大。例如，投入要素重合度較高的部門商品，其生產成本易于被共同要素的價格波動所左右，加之不同部門生產周期等因素的不同，最終在零售端體現出的商品價格波動往往存在一定程度的部門價格傳導關系；在同類需求的滿足上具有較強互補性的不同部門商品所面對的需求波動往往具有較強的相關性，這類部門通過價格對需求的反饋機制也較易產生商品價格的部門間傳導效應，比如房地產與家具。

3. 市場化程度：較高的市場化水平能夠更加充分地利用市場機制來促進經濟信息的跨行業傳導，市場化程度的提高將有利于商品價格部門關聯性的產生，價格的部門間傳導關系總量與市場化程度很有可能存在一定程度上的正相關關系。

4. 互聯網、大數據、云計算等技術的發展：互聯網的本質特征之一是信息資源的共通共享，而大數據、云計算領域的發展則能通過更為底層化的數據挖掘來探索未知的相關關系并將其應用于生產與消費環節。因此，相關技術的發展以及與實體經濟的深度融合在強化已有價格傳導關系的同時會進一步促進部門間價格傳導關系的產生。

經濟研究不能繞開的一個問題是經濟系統的復雜性，這也是經濟模型建立之初需設定前提假設以框定研究范圍的根本原因。商品價格的部門間傳導影響因素一定是復雜的、動態的，上述四類驅動因素并不能涵蓋影響部門間價格傳導的一切。現實中，國際市場動態、產業政策、經濟周期性波動以及產業或需求結構的演進等眾多因素都可能對商品價格的部門間傳導關系產生短期或長期影響。但恰似弗里德曼所描述的貨幣政策黑箱并不影響貨幣學派基于歷史數據探索貨幣政策與經濟產出的關系一樣，商品價格部門間傳導的繁雜影響因素和動態機制也并不妨礙我們基于歷史數據和相對穩健的模型來揭示樣本期內部門間存在的價格傳導關系。

三、實證模型與數據說明

（一）價格網絡的構建與網絡特征的刻畫

識別終端商品價格的部門間傳導關系是構建部門傳導網絡繼而進行系統性分析的基礎和關鍵。格蘭杰因果關系檢驗作為檢驗因果性概念的典型方法已被廣泛地使用于價格傳導相關研究，本文基于 Sims(1980)提出的 VAR模型框架構建如下時間序列模型進行部門價格傳導的格蘭杰因果檢驗：

通過對自回歸項系數的聯合顯著性檢驗來驗證{yt}的歷史值是否有助于解釋{xt}的波動(Granger，1969)，以此判定兩部門間的價格傳導關系。以 5%,的顯著性水平為界劃定拒絕域，當檢驗結果顯示A部門價格是B部門價格的因(即A部門的價格波動歷史值可以顯著解釋B部門的價格波動)時，確定A部門對B部門存在顯著的價格溢出效應。在以16個商品部門為節點構建的價格傳導網絡中，通過在節點間畫一條由部門A指向部門B的有向連線來可視化兩個部門之間的價格傳導關系，重復這一過程直至遍歷所有部門兩兩間的傳導關系，繼而構建出16個部門的終端商品價格傳導網絡。

本文使用社會網絡分析中通用的網絡密度(Density)、網絡關聯度(Connectivity)、網絡效率(Efficiency)、網絡等級度(Hierarchy)四個指標刻畫部門價格傳導的整體網絡特征，使用度數中心度(Degree Centrality)與接近中心度(Closeness Centrality)指標對各商品部門在網絡總體中的中心性進行刻畫。后文分析中已對各指標的作用與意義進行了大致闡述，篇幅所限，詳細解釋可參閱相關文獻(Wasserman和Faust，1994；Scott，2011；李敬等，2014)。

（二）數據說明

本文選取國家統計局公布的2003年1月—2015年7月全國、城市、農村16類商品零售價格分類指數月度環比數據作為分析對象，對原始數據的選擇出于兩點考慮：(1)相對于居民消費價格指數(CPI)，商品零售價格指數(RPI)剔除了勞務價格因素，較為準確地反映了終端零售商品價格的變動趨勢；(2)月度環比數據相對于同比數據在物價反應上具有靈敏度高、受滯后因素影響小的優點(桂文林和韓兆洲，2012)。鑒于月度環比指標數據往往含有季節成分(張曉峒和徐鵬，2013)且不同商品部門的價格波動受季節性因素的影響程度存在差異，使用 Census X-13方法對原始數據進行季節調整處理以消除季節性因素的影響，進而提高不同部門商品價格指數的可比性。此外，為便于圖表編排又不失直觀性，本文對16類RPI分類指數名稱做了適當簡化，名稱對照如表1所示。

表1 RPI分類指數名稱對照

四、實證分析

時間序列數據是否平穩對實證結果的穩健程度具有重要影響，基于 VAR框架的滯后期檢驗以及格蘭杰因果檢驗均要求各輸入變量需滿足同階單整條件。為保證結果的穩健性，分別對經季節調整后的16類商品零售價格分類指數數據進行單位根檢驗，結果如表2所示，單位根檢驗結果顯示48個變量均滿足平穩性要求且均為I(0)。

表2 經季節調整后16類商品價格分類指數的平穩性檢驗結果(ADF檢驗)

（一）部門價格傳導網絡的整體結構特征

基于 VAR模型對滯后期選擇的敏感性，本文綜合考慮 HQ、SC、AIC、FPE、LR五種檢驗結果來確定最優滯后期，繼而對變量進行兩兩間的格蘭杰因果檢驗，基于檢驗結果構造的全國、城市、農村三個部門間價格傳導網絡如圖1所示。

基于 Ucinet網絡分析軟件計算的全國、城市、農村網絡特征指標如表 3所示。三個價格傳導網絡的密度分別為0.2750、0.2792、0.1958，反映出三個網絡中，實際存在的部門間價格傳導關系總數分別達到理論上網絡可承載最大關系數量的 27.50%,、27.92%,和19.58%,，可見部門間價格傳導關系在總量上已初具規模，基于這種規模有可能產生一定的部門價格傳導整體性效應。三個價格傳導網絡的關聯度均為 1，說明三個網絡都不存在價格孤立波動的部門，反映出終端商品價格的部門間傳導具有全局性特征，即價格的部門間傳導并不僅存于局部的幾個部門之間，當局部沖擊導致一個或幾個部門的商品價格持續上漲(下跌)時，這種沖擊有可能通過部門間傳導引發商品零售價格的全局性波動，這也證實了杜海韜和鄧翔(2013)對特質沖擊通過部門間“傳染”轉變為全局性沖擊進而導致價格總指數波動的推測，應注意的是，由于傳導過程中時滯的存在，這種全局性的波動往往具有時間上的延續性。

圖1 終端商品價格部門傳導網絡

農村的網絡等級度指標遠高于城市說明農村價格傳導網絡中各部門兩兩間非對稱的可達程度遠高于城市，這在一定程度上反映出相較于城市，農村價格傳導網絡具有更為明顯的部門極化特征：在農村消費市場中，部分商品部門的價格波動對其他多數部門價格具有明顯溢出效應的同時并未受到太多來自其他部門的價格制約。這種極化特征的顯著存在意味著相較于城市網絡，農村網絡對價格的穩定能力較弱，價格傳導中占主導地位的部門價格大幅波動較易引發農村物價的全局性波動。這進一步印證了王元凱(2008)關于農村商品價格波動較大并且價格穩定性相較弱于城市的研究結論。全國網絡的等級度為 0，說明綜合考慮城鄉因素后，中國整體價格傳導網絡并未顯露出明顯的極化特征，各部門的價格波動處于一種相對良性的“互動”狀態。

表3 全國、城市、農村網絡特征指標

對于本文所研究的網絡對象，網絡效率指標值越低意味著部門間價格傳導具有越多的溢出渠道，即存在價格傳導路徑的多重疊加，從而使整體網絡結構更為穩定。城市網絡效率低于農村，說明相較于農村市場，城市市場價格波動的整體性更強，局部部門的商品價格相較于其他部門長期、明顯的上漲(下跌)的情況較不易出現。

部門價格傳導網絡密度的高低反映了市場內價格傳導總量的多少，較為完善的市場機制能夠為市場內各部門之間價格信息的溝通與傳遞提供更為有利的基礎條件，從而會催生更多部門間潛在的價格傳導關系，因此從價格傳導關系總量與市場成熟度的關系看，價格傳導網絡密度一定程度上反映了市場化程度：較高的網絡密度意味著市場內蘊含著豐富的部門價格傳導關系，從而反映出市場機制較為完善，市場化程度較高；反之則反是。等級度和效率指標分別從價格傳導部門極化程度和冗余傳導程度兩個層面表征市場的健康度：等級度較低說明市場內價格傳導部門極化程度較低，意味著存在價格傳導關系的各部門處于良性的價格“互動”狀態；效率值較低則意味著部門間價格傳導關系的疊加程度較高，個別傳導關系缺失較難引致網絡的崩潰，網絡結構整體較為穩定。相對而言，城市價格傳導網絡的高密度、低等級度、低效率與農村網絡的低密度、高等級度、高效率特征，從市場化維度方面反映出中國長期以來所具有的城鄉二元結構特點。

（二）部門價格傳導網絡的個體特征

1. 部門同期傳導①從系統層面看，由于網絡結構的存在，部門價格間可能存在一定程度的鏈式傳導關系。此處的同期傳導指兩個部門間價格的直接傳導，是相對于需要借助中介部門才能發生傳導關系的鏈式傳導而言的概念。特征分析

相對于單純的傳導關系總量指標②對應社會網絡分析的點出度、點入度概念。，比例關系能更為準確、直觀地表征作為網絡個體的商品部門的價格傳導特征。因此，本文引入傳導強度、接收強度和傳導-接收比例三個概念對各部門同期傳導特征進行刻畫：傳導強度為對應商品部門價格波動向其他部門傳導的總數與該部門理論上存在的最大傳導數的比值；相對的，接收強度為對應部門接收傳導的總數與該部門理論上存在的最大接收數的比值①對于本文研究對象而言，16個商品部門中任意部門對外最大傳導數與最大接收外部傳導數皆為15。；傳導-接收比即為對應部門價格對外傳導總數與接收外部傳導總數的比值。全國、城市、農村各部門價格傳導與接收強度以及傳導-接收比如圖2和表4所示。

圖2 全國、城市、農村各部門的同期價格傳導特征

傳導強度較高說明對應部門對其他部門價格波動具有較強的同期影響力。接收強度較高說明對應部門價格波動較易受到外部整體價格波動影響。如果部門價格波動具有較強傳導強度的同時接收強度相對較低，即傳導-接收比例較高，則說明這一部門的價格上漲(下跌)容易引發商品價格整體上漲(下跌)，且該部門價格波動受其他部門的制約較弱，具有較強的“自主性”。具有這種特點的商品部門較有可能會成為價格整體波動的始作俑者，應成為相關部門重點監控對象。

表4 全國、城市、農村16個部門同期傳導特征指標

綜合對比后不難發現五金建材、交通通訊在三個價格傳導網絡中部門傳導-接收比均位居前三位，而食品部門傳導-接收比除在城市排名較低外，在全國及農村網絡也均位居前三。本文推測，五金建材與交通通信類商品的價格傳導特性與樣本期內中國房地產和通信、交通市場的高速增長有密切關系。城市市場中體育娛樂、金銀珠寶以及出版物商品的價格傳導-接收比并列第三，與農村相比排名較高，而食品的排名相對較低，這在一定程度上反映了中國城鄉消費結構的差異。相較城市而言，農村各部門價格傳導強度與接收強度總體較低且市場內各部門的價格傳導-接收比例具有更為明顯的差異性，這從網內個體維度再次反映出農村市場價格信息的跨部門流動能力相對較差，價格傳導部門極化特征較為明顯。綜合網絡整體特征分析結果，農村價格傳導網絡具有密度低、等級度高以及部門極化特征顯著等特點，反映出農村的市場化程度相對較低，市場價格對外部沖擊的平抑能力相對較弱。這也對農村總體商品價格水平穩定性較差(王元凱，2008)的事實給予了新的解釋。

2. 部門網絡中心性分析

中心性指標更多從網絡結構角度表征商品部門在網內眾多鏈式傳導關系中的作用與地位。表 5列出了各商品部門的網絡中心性分析結果。由于中心性指標并未考慮傳導的方向性因素①中心性指標的公式化表述可參閱相關文獻(Wasserman和Faust，1994；Scott，2011；李敬等，2014)。，在對其進行分析時，需結合前文部門同期傳導特征分析結果進行綜合分析以確保結論的穩健性。

度數中心度表征對應部門在網絡中與其他部門發生直接②該處“直接”指兩部門之間的無中介傳導關系，與需要經過第三方部門的中介而發生的間接傳導相對應。關聯關系的多少，度數中心度越高說明部門越接近網絡的中心位置，反映該部門與其他部門存在著較多的價格關聯關系。接近中心度表征對應部門在網絡中與其他所有部門捷徑距離的遠近，較高的接近中心度說明對應部門與網絡中其他部門的捷徑距離較遠，與其他部門價格發生鏈式傳導關系的過程中有較多中介部門參與，故而受個別部門價格波動的影響較小。在城市、農村價格傳導網絡中，度數中心度與接近中心度排名均靠前的商品部門為五金建材、家具、食品以及服裝鞋帽。這些部門和其他部門間均存在著較多的價格關聯關系且不易受個別部門價格波動影響，處于城鄉網絡的中心位置。五金建材在城鄉市場中傳導強度均很強而接收強度均很弱，結合其在城鄉市場中均具有很高的度數中心度和接近中心度，進一步反映出五金建材在城鄉價格網絡中處于強勢主導地位。食品在城市的價格傳導強度與接收強度均較高，與其他部門發生的眾多關聯關系更多使其在網絡中扮演著主要價格中介人的角色；農村市場中，食品價格的傳導強度很高而接收強度較低，故食品在農村網絡中亦處于強勢主導地位。服裝鞋帽在城市市場中傳導強度很低而接收強度很高，故服裝鞋帽較高的度數中心度和接近中心度更傾向于反映其在城市網絡中扮演著價格波動的主要被動接收者；而農村市場中較高的傳導強度與較低的接收強度則反映出服裝鞋帽部門在農村價格傳導網絡中具有比較強勢的地位。類似于城市市場中的食品部門，家具在城鄉市場中也均具有較高的傳導強度和接收強度，反映家具部門在城鄉網絡中更接近于主要價格中介人的角色。城鄉網絡中度數中心度與接近中心度排名均靠后的部門為燃料、醫療保健、紡織品以及飲料煙酒，反映出這些部門和其他部門之間發生的價格關聯關系較少且較易受到個別部門價格波動的影響，處于價格傳導網絡的邊緣位置。

綜合對比城市、農村的兩個中心度指標發現，化妝品部門兩指標的城鄉排序均存在11名的差距，而其他部門兩指標的城鄉排序差距均在5名及以內。部門同期傳導特征顯示，化妝品部門在城市網絡中的傳導-接收比為 1.500，而在農村網絡中這一指標值為 0.000，即化妝品部門在農村價格網絡中為價格傳導的凈接收方。相對于其他部門，化妝品中心度以及傳導-接收比三個指標的城鄉異質性從系統層面反映出化妝品市場在城市、農村的整體市場結構中所扮演的角色位置具有較大差異。

表5 商品價格部門傳導網絡的中心性分析

3. 全國、城市、農村三網共存的典型傳導關系

三個網絡中均存在的價格傳導關系在理論上更具普遍性與典型性特點，進一步對這種典型傳導關系進行分析，能夠為全國宏觀層面的價格監控提供更為穩健的實證參考。對三個網絡中共存的部門價格傳導關系進行提取，三網共存的典型傳導關系及對應的各部門傳導與接收強度如圖3和圖4所示。

圖3 三網共存的典型傳導關系

圖4 三網共存價格傳導關系的部門傳導與接收強度

經計算，三網共存的部門價格傳導關系所構成的典型價格傳導網絡的密度為0.1000①典型價格傳導網絡中，體育娛樂部門已成為價格孤立波動的節點，嚴謹起見，此處的網絡密度計算中仍將體育娛樂部門包含在內。，分別占全國、城市、農村價格傳導網絡密度的 36.36%,、35.82%,和 51.06%,。五金建材與食品類商品依然具有較高的傳導強度，反映出兩個部門的價格波動具有明顯的外部性，對其他部門的價格傳導關系多具典型性特點：兩個部門的價格溢出普遍存在于城鄉市場以及綜合考慮城鄉價格后的全國市場之中。此外，在三網共存的典型傳導關系中，交通通信與出版物成為價格傳導的凈溢出方；飲料煙酒、紡織品、家電音響、文化辦公、日用品、化妝品以及醫療保健成為價格傳導的凈接收方；而體育娛樂部門與其他商品部門間已無價格關聯關系，成為典型傳導網絡的孤立節點。

（三）部門價格傳導的時滯分析

本部分從商品部門個體以及價格傳導網絡整體兩個層面對中國部門價格傳導的時滯期進行分析。基于 Granger因果檢驗結果對商品價格部門傳導時滯進行歸納，能夠從時間維度進一步拓寬價格傳導的研究視野。

將全國、城市、農村三個網絡中各部門價格的溢出傳導關系按其對應的最優滯后期進行劃分，并根據傳導強度指標計算出各部門在每個滯后期的傳導強度②對應時滯期的傳導強度=當期對應部門的商品價格向其他部門傳導的總數/理論上存在的最大傳導數。。鑒于需展示的信息量較大且維度較高，此處借助矩陣圖對相關結果進行可視化分析(圖 5)。綜合對比全國、城市、農村不難發現，價格傳導主要發生在 3個月內，其中農村價格的主要傳導期相較短于城市。同時，將城鄉數據加權組合后的全國數據所反映出的商品部門價格傳導時滯與基于城鄉數據所得出的結果存在一定差異，這在一定程度上說明僅根據全國數據分析價格傳導關系并不能十分準確地反映出城鄉市場的實際狀況，針對城鄉數據實施細分化、差異化的物價監控措施有其現實中的必要性。

圖5 商品價格部門傳導強度的時滯分布

篇幅所限，本部分僅對城鄉市場中食品、交通通信、五金建材三個典型部門展開分析。食品在城鄉市場中價格傳導期較短，主要集中在 1個月且所有傳導關系的傳導時滯期均在 2個月以內，較短的傳導期以及較強的傳導強度使得食品相較于其他部門對城鄉市場價格整體波動具有更顯著的影響力，但由于影響周期相對較短，食品價格的短期波動對市場整體價格較難產生長遠影響；交通通信類商品城鄉價格傳導期均較長，主要集中在3個月；五金建材類商品在農村市場的價格傳導期較短，而城市價格傳導期較長，說明五金建材類商品的價格波動對城市消費品市場具有較長的影響周期，而對農村市場的影響時間較短。根據實證結果，五金建材、交通通信在全國、城鄉網絡中的傳導-接收比均位居前兩位，反映出兩類商品的價格波動具有較強“自主性”的同時還對其他部門具有較強的價格影響力，然而，由于傳導時滯期均較長，兩個部門商品價格的波動在短期內對市場整體價格的影響并不顯著。這一類對整體價格具有長期影響而短期影響并不顯著的商品部門的價格動態值得引起相關部門關注。

以三個網絡中每個部門價格溢出傳導關系總數發生至少一半時的滯后時長作為部門的價格傳導半衰期，全國、城市、農村各部門價格傳導半衰期如圖 6所示。總體來看，全國與城市的價格傳導半衰期基本一致，大都在三個月，而農村各部門的傳導半衰期相對較短，基本分布在兩個月以內，這從時間維度上反映了價格信息傳導的城鄉差異。16個商品部門中，食品部門傳導半衰期明顯較低與上文分析結果一致，體育娛樂、金銀珠寶的傳導半衰期城鄉差異最明顯。一直以來，政府十分重視食品價格上漲對整體物價的帶動效應，這可能與食品部門價格傳導時滯較短使得傳導現象易于被觀察有關。然而，具有高傳導強度、高傳導-接收比例的商品部門(如五金建材、交通通信部門)的價格普漲普跌對整體物價也會產生重要影響，但因其傳導時滯較長，傳導效應具有一定的“隱性”特征，不易于察覺，故長期以來可能并未引起足夠關注。

圖6 商品價格部門傳導的半衰期

圖 7展示了全國、城市、農村三個商品價格傳導網絡每一滯后期內發生的總傳導強度。由城鄉數據加權得出的全國數據所反映出的強度曲線在第 3期存在明顯的波峰，說明全國網絡中的傳導時滯期多為 3個月。城市多數傳導關系發生在 3期以內，3期以后網絡內部的總傳導強度顯著下降。城鄉對比后，農村在第 1期內總傳導強度高于城市且之后農村曲線未呈現出明顯的峰狀，說明農村消費品市場價格的短期信息傳導相對較強，結合前文城鄉各部門的傳導強度對比以及中國城鄉市場的發展現狀，本文推測這可能僅反映了農村市場價格信息的傳導途徑相對匱乏，傳導方式較為簡單，而城市相對復雜的信息傳導途徑相互疊加后在整體上拉長了消費品市場中部門價格傳導的時滯期。

圖7 商品價格部門傳導強度的時滯變化

（四）基于商品部門間價格傳導的城鄉關聯性分析

本部分基于前文城市、農村商品部門間價格傳導的實證結果對中國城鄉價格關聯性展開研究。依然使用五種檢驗方法確定最優滯后期繼而通過格蘭杰因果檢驗對經季節調整后城市、農村16個商品部門的商品零售價格指數進行城鄉之間的因果檢驗，以5%,的顯著性水平劃定拒絕域，進而識別出城鄉價格的同部門傳導關系。為更直觀地展示實證結果，在圖 8中先將城市、農村各商品部門按價格傳導網絡中的傳導強度遞減排序，再繪制出同部門的城鄉價格傳導關系。

16個商品部門中有7個部門的城鄉價格波動存在顯著的雙向格蘭杰因果關系，反映出這7類商品在城鄉消費市場的價格波動相互影響；體育娛樂、金銀珠寶、出版物三類商品的城鄉價格波動不存在顯著因果關系，說明這三類商品的城鄉價格波動相對獨立；6個部門的城鄉價格波動存在顯著的單向格蘭杰因果關系，其中，五金建材、交通通信、家具三個部門的價格由城市向農村單向傳導，即三部門城市商品價格的普遍上漲(下跌)會經過一定時滯期后引起農村對應類別商品的上漲(下跌)，而日用品、醫療保健、紡織品的因果檢驗結果則顯示出商品價格由農村向城市傳導①此處因果檢驗結果顯示的日用品、醫療保健、紡織品三個部門商品價格由農村向城市傳導與直覺不符，進一步測算發現，未經季節調整的三個部門RPI原始數據所顯示的因果檢驗結果與季節調整后檢驗結果一致，城鄉價格波動折線圖也顯示三個部門的農村價格波動具有一定的先行特征。。

圖8 同部門商品價格的城鄉傳導

基于實證結果發現，雖然多數商品部門的城鄉價格為雙向傳導或無傳導關系，但從圖 8中不難看出農村接收城市價格單向傳導的三類商品在農村價格傳導網絡中均具有較高的傳導強度，經計算三類商品的傳導強度加總后占農村價格傳導網絡總傳導強度的 36.17%,。因此，雖然城鄉價格雙向傳導機制的存在對農村部分商品部門的價格具有一定的穩定作用，但這種由城市向農村局部部門的價格單向傳導仍有可能通過農村價格傳導網絡的網內部門間再傳導引起農村其他商品部門價格的波動，繼而可能引發農村商品價格的全局性波動①雖然同由格蘭杰因果檢驗識別出的同市場不同部門間價格傳導與同部門城鄉市場間價格傳導在綜合分析時似乎存在一定的邏輯矛盾，實則不然——由于檢驗過程中殘差項的引入，格蘭杰因果檢驗結果并不能反映因變量在現實中的所有因果關系，而將同部門不同市場間價格傳導與同市場不同部門間價格傳導兩個維度加以綜合分析恰能更為全面、立體地揭示中國城鄉價格傳導的微觀機制。。此外，三類商品中五金建材與家具在城市市場中亦具有很高的部門間價格傳導強度，故城市市場中這兩類商品價格的普遍上漲(下跌)在帶動農村市場價格對應波動的同時很可能還會通過部門間價格傳導引發城市商品價格的全局性波動。相反，城市接收農村價格單向傳導的三類商品在城市市場中對比其他類商品具有較低的傳導強度，三類商品的傳導強度加總后僅占城市傳導網絡總傳導強度的 10.44%,，這說明由農村向城市局部部門的價格單向傳導相對不易引起城市其他部門的相應價格波動。同部門價格城鄉傳導時滯期如圖 9所示。值得注意的是，由于部門內商品價格城鄉傳導以及城市、農村消費市場中部門間價格傳導大都具有不同長度的傳導滯后期，上述復雜的傳導過程可能較難反映為現實中的物價整體波動，故僅通過價格總指數分析并不易被觀察，這也在一定程度上反映出研究商品價格部門間傳導的重要意義。

圖9 同部門價格城鄉傳導時滯期

（五）全國、城市、農村價格傳導網絡的QAP相關性分析與回歸分析

1. QAP相關性分析

QAP(quadratic assignment procedure)相關性分析通過重復抽樣的方式對方陣的每一個格值進行兩兩間的相似性比較，進而計算出矩陣間的相關性系數并對之進行檢驗(Everett，2002)。基于 Ucinet軟件，全國、城市、農村價格傳導網絡經 50000次隨機抽樣QAP相關性檢驗結果見表6。

表 6中相關系數描述的是各變量(全國、城市、農村傳導網絡對應的三個關系矩陣)間實際觀測到的最終相關系數，體現了變量兩兩間的相關關系，相關系數數值越大反映兩個網絡的相似性越強。分析結果顯示三個網絡的相關性分析均在 1%,的水平上顯著，其中城市與全國兩個網絡之間具有最高的相關性，相關系數為 0.657；其次是農村與全國網絡間的相關性，相關系數為0.449；城市、農村網絡間的相關性相對較弱，為0.348。相比農村與全國網絡，城市與全國網絡具有較高的相關性反映出兩個網絡中存在的價格傳導關系更為一致。

表6 全國、城市、農村商品價格傳導網絡的QAP相關性分析

2. QAP回歸分析

QAP回歸分析用于研究特定因變量矩陣與多個自變量矩陣間的回歸關系，其運算過程有兩步：首先，對自變量矩陣及因變量矩陣的對應長向量進行多元回歸分析；然后，同時隨機置換因變量矩陣的各行、列，置換完成后對新矩陣再次進行回歸，記錄所有系數數值及判定系數 R2的數值，重復上述步驟，以估計統計量的標準誤，再進行與QAP相關性分析一致的系數估計及檢驗從而生成最終結果。本部分以全國價格傳導網絡為因變量，以城市、農村價格網絡為自變量進行QAP回歸分析。

類似于相關性分析，本文選擇通過 50000次隨機置換來進行 QAP回歸檢驗以減小結果的隨機性誤差。結果顯示，經調整后的判定系數R2為0.484，反映回歸檢驗中城市、農村的價格傳導網絡可以解釋全國價格傳導網絡中傳導關系變異的 48.4%,，顯著性概率為 0.000，達到 1%,的顯著性水平。全國、城市、農村三個價格傳導網絡的 QAP回歸結果如表7所示，其中概率A表示隨機置換時產生的回歸系數大于等于最終得到的回歸系數的概率；概率B表示隨機置換時產生的回歸系數小于等于最終得到的回歸系數的概率。概率A均為0.000而概率B均為1.000說明全國與城鄉價格傳導網絡的結構具有很強的相似性——經隨機置換因變量矩陣的各行與各列后得到的多元回歸系數均不大于原始矩陣的回歸系數值。QAP回歸結果顯示，城市網絡的標準化回歸系數為0.570且檢驗結果在1%,的水平上顯著，說明城市消費市場中的商品價格部門傳導關系對全國網絡中部門價格傳導關系的形成具有重要的影響；而農村傳導網絡的標準化回歸系數為0.250且同樣達到1%,的顯著性水平，反映出農村市場中的價格傳導關系對全國網絡亦具有顯著的影響力，但對全國價格傳導關系形成的影響力度不及城市。

表7 全國、城市、農村三網QAP回歸結果

五、結論與政策建議

本文基于中國2003年1月—2015年7月的16類商品零售價格分類指數數據，通過格蘭杰因果檢驗識別了 16個商品部門兩兩間的價格傳導關系，并借鑒社會網絡分析法分別構造了全國、城市、農村的價格傳導網絡，通過對價格傳導網絡的整體結構特征、網內個體(部門)特征、部門傳導時滯特點以及進一步的城鄉價格關聯關系分析，得到如下研究結論：(1)商品價格的部門傳導效應普遍存在于城鄉乃至全國市場之中，三個網絡中均不存在價格孤立波動的商品部門。(2)城鄉市場均存在一定程度的價格傳導部門極化特征，且農村市場的極化特征尤為突出；五金建材、交通通訊以及食品部門的價格波動相對其他部門更易引發市場價格的全局性波動，而較低的價格接收強度又反映出這三個部門的價格受其他部門的制約較小，價格波動具有較強的“自主性”，具有這種特點的商品部門往往會成為價格整體波動的“始作俑者”。(3)各部門價格對外傳導的時滯特點不同，具有較強價格影響力的食品部門價格對外傳導的時滯期較短，而交通通信、五金建材的傳導時滯期則較長，故后兩者對整體價格的影響力可能具有一定的“隱性”特征，長期以來可能并未引起足夠的關注；從整體看，城市市場的部門價格傳導期明顯長于農村，這可能是因為城市市場中相對復雜的信息傳導途徑相互疊加后整體上拉長了部門價格傳導的時滯期。(4)價格從城市向農村單向傳導的部門在農村價格傳導網絡中具有較強的價格影響力，而從農村向城市單向傳導的部門對城市市場整體價格的影響力較弱。(5)全國、城市、農村的價格傳導網絡結構兩兩間均具有顯著的相關性；城市市場中存在的部門價格傳導關系對全國市場中價格傳導關系的解釋能力明顯高于農村。

基于本文研究結論，能夠進一步提出如下政策建議。第一，城鄉市場中均存在一定程度的價格傳導部門極化特征，因此，抓關鍵、調重點、有的放矢的價格監控策略符合現階段中國城鄉市場的基本屬性。對五金建材、交通通訊、食品等具有較強價格影響力的商品部門的重點監控能夠起到四兩撥千斤的效果。第二，多數商品部門存在城鄉市場之間的價格傳導關系，價格由城市向農村單向傳導的商品部門在城鄉市場中均具有較強的價格影響力，因此，保證這類部門城市價格的平穩波動對城鄉整體價格的長期穩定具有一定的促進作用。第三，鑒于各部門價格對外傳導的時滯特點不同，充分考慮部門價格傳導的時滯特點能夠顯著提高價格預警機制與調整策略的精準度與效果。例如，食品價格對外傳導的時滯期較短，故食品類商品的價格監控應側重反應速度，以“治急”為導向；而對于五金建材與交通通信這類對整體價格具有長期影響的商品部門，應更加注重其價格波動的長期趨勢，相關政策思路應以“維穩”為主。

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