张 耀

一、引 言

价格作为市场赖以优化资源配置的核心要素对经济运行效率和健康度有着重要影响，对价格机制的不断探索是经济研究的永恒话题。经历了三十余年的高速增长后，中国经济现已步入转型期，稳增长、调结构的政策总基调对新时期的宏观调控提出了新的要求，党的十八届五中全会提出创新和完善宏观调控方式，在区间调控基础上加大定向调控力度。决策层对于定向调控给出的基本思路是：在调控上不搞“大水漫灌”，而是抓住重点领域和关键环节，有针对性地实施“喷灌”、“滴灌”①相关表述最早由李克强总理在2014年7月15日召开的中央经济座谈会上提出。。物价的稳定事关国计民生，是宏观调控的四大核心目标之一。对部门间价格传导关系的进一步探索能够在一定程度上揭示目前总量研究难于解释的价格波动微观机制问题，在找出对物价波动具有重要影响的关键部门的同时，还能从结构层面对中国城乡价格之间的微观传导机制给予新的解释，为未来相关政策的制定与实施提供新的理论视角，具有较强的现实价值。

在价格的相关研究上，鲜有文献对商品部门间的价格传导关系进行全局性探索，现有文献多从生产-消费链上下游传导(Cushing 和 Mcgarvey，1990；张成思，2010；杨子晖等，2013)以及区域价格传导(Kravis 和 Lipsey，1977；Darby 和 Lothian，2009；钱行，2006)角度研究价格传导机制，提供了众多颇具价值的研究成果。然而由于切入角度视野所限，这类研究难以揭示市场内部各部门之间价格波动的动态联系，而对价格指数内部子成分间的动态传导关系进行全局性研究可以有效弥补传统价格总指数研究的不足。杜海韬和邓翔(2013)通过结构动态因子法研究特质冲击对中国消费价格总指数的影响时发现，部门特质冲击在加总过程中并未大幅削减，继而对消费价格总指数产生重要影响，并推测这一现象可能反映了某些消费品部门的特质冲击在加总时由该部门向其他部门快速传染，进而转变为价格的全局性冲击。事实上，其所谓的“传染”过程，典型表现即为消费部门间价格的传导过程。顾标和周纪恩(2009)使用FAVAR模型考察了中国相对价格与通货膨胀的部门分布状况，基于实证研究结果认为：揭示蕴含于相对价格中的丰富信息将有助于改进央行货币政策的决策制定及实施效果，也能为理解货币政策的传导-扩散机制，进而评价其宏观动态效应提供更为完整且一致性的认识。张成思(2010)在研究中国上中下游价格传导机制时也曾指出，对价格指数内部子成分的动态机制进行分析，厘清价格传导的微观机制，是未来值得深入研究的重要课题。针对上述问题，本文从商品价格的部门间传导角度切入，尝试从网络层面对如下主要问题给出直观解释：样本期内，全国、城市、农村的部门间价格传导呈现何种结构？哪些部门的价格波动具有较强的外部性从而对总体价格水平有重要的影响？哪些部门的价格波动相对独立？各部门价格溢出的传导时滞有何特点？城乡价格波动具有何种微观联系？全国、城市、农村商品价格的部门间传导结构具有何种程度的相关性？

与现有的生产-消费链纵向价格传导研究不同，本文尝试从零售端商品部门间横向价格传导的新视角探索全国、城市、农村市场的部门价格传导网络结构，以期厘清城市、农村乃至全国市场内各商品部门间的价格传导机制以及城乡价格关联关系，从而揭示以往价格总指数研究所难于解释的价格传导微观机制问题。

二、部门价格传导的潜在驱动因素初探

从系统层面看，虽然部门间价格传导的驱动因素十分复杂，促使部门价格传导效应产生的原因应至少与以下因素密切相关。

1. 价格粘性的部门异质性(Nakamura 和 Steinsson，2008；金雪军等，2013；侯成琪和龚六堂，2014)：部门价格粘性具有时间上的相对稳定性，当经济面临宏观冲击时，由于各部门商品价格的调整周期不同，在外部因素干扰较弱的情况下，各部门间的商品价格会出现规律的先后涨跌。

2. 部门相关性：在生产环节或消费端具有较强相关性的商品部门的价格存在传导效应的可能性较大。例如，投入要素重合度较高的部门商品，其生产成本易于被共同要素的价格波动所左右，加之不同部门生产周期等因素的不同，最终在零售端体现出的商品价格波动往往存在一定程度的部门价格传导关系；在同类需求的满足上具有较强互补性的不同部门商品所面对的需求波动往往具有较强的相关性，这类部门通过价格对需求的反馈机制也较易产生商品价格的部门间传导效应，比如房地产与家具。

3. 市场化程度：较高的市场化水平能够更加充分地利用市场机制来促进经济信息的跨行业传导，市场化程度的提高将有利于商品价格部门关联性的产生，价格的部门间传导关系总量与市场化程度很有可能存在一定程度上的正相关关系。

4. 互联网、大数据、云计算等技术的发展：互联网的本质特征之一是信息资源的共通共享，而大数据、云计算领域的发展则能通过更为底层化的数据挖掘来探索未知的相关关系并将其应用于生产与消费环节。因此，相关技术的发展以及与实体经济的深度融合在强化已有价格传导关系的同时会进一步促进部门间价格传导关系的产生。

经济研究不能绕开的一个问题是经济系统的复杂性，这也是经济模型建立之初需设定前提假设以框定研究范围的根本原因。商品价格的部门间传导影响因素一定是复杂的、动态的，上述四类驱动因素并不能涵盖影响部门间价格传导的一切。现实中，国际市场动态、产业政策、经济周期性波动以及产业或需求结构的演进等众多因素都可能对商品价格的部门间传导关系产生短期或长期影响。但恰似弗里德曼所描述的货币政策黑箱并不影响货币学派基于历史数据探索货币政策与经济产出的关系一样，商品价格部门间传导的繁杂影响因素和动态机制也并不妨碍我们基于历史数据和相对稳健的模型来揭示样本期内部门间存在的价格传导关系。

三、实证模型与数据说明

（一）价格网络的构建与网络特征的刻画

识别终端商品价格的部门间传导关系是构建部门传导网络继而进行系统性分析的基础和关键。格兰杰因果关系检验作为检验因果性概念的典型方法已被广泛地使用于价格传导相关研究，本文基于 Sims(1980)提出的 VAR模型框架构建如下时间序列模型进行部门价格传导的格兰杰因果检验：

通过对自回归项系数的联合显著性检验来验证{yt}的历史值是否有助于解释{xt}的波动(Granger，1969)，以此判定两部门间的价格传导关系。以 5%,的显著性水平为界划定拒绝域，当检验结果显示A部门价格是B部门价格的因(即A部门的价格波动历史值可以显著解释B部门的价格波动)时，确定A部门对B部门存在显著的价格溢出效应。在以16个商品部门为节点构建的价格传导网络中，通过在节点间画一条由部门A指向部门B的有向连线来可视化两个部门之间的价格传导关系，重复这一过程直至遍历所有部门两两间的传导关系，继而构建出16个部门的终端商品价格传导网络。

本文使用社会网络分析中通用的网络密度(Density)、网络关联度(Connectivity)、网络效率(Efficiency)、网络等级度(Hierarchy)四个指标刻画部门价格传导的整体网络特征，使用度数中心度(Degree Centrality)与接近中心度(Closeness Centrality)指标对各商品部门在网络总体中的中心性进行刻画。后文分析中已对各指标的作用与意义进行了大致阐述，篇幅所限，详细解释可参阅相关文献(Wasserman和Faust，1994；Scott，2011；李敬等，2014)。

（二）数据说明

本文选取国家统计局公布的2003年1月—2015年7月全国、城市、农村16类商品零售价格分类指数月度环比数据作为分析对象，对原始数据的选择出于两点考虑：(1)相对于居民消费价格指数(CPI)，商品零售价格指数(RPI)剔除了劳务价格因素，较为准确地反映了终端零售商品价格的变动趋势；(2)月度环比数据相对于同比数据在物价反应上具有灵敏度高、受滞后因素影响小的优点(桂文林和韩兆洲，2012)。鉴于月度环比指标数据往往含有季节成分(张晓峒和徐鹏，2013)且不同商品部门的价格波动受季节性因素的影响程度存在差异，使用 Census X-13方法对原始数据进行季节调整处理以消除季节性因素的影响，进而提高不同部门商品价格指数的可比性。此外，为便于图表编排又不失直观性，本文对16类RPI分类指数名称做了适当简化，名称对照如表1所示。

表1 RPI分类指数名称对照

四、实证分析

时间序列数据是否平稳对实证结果的稳健程度具有重要影响，基于 VAR框架的滞后期检验以及格兰杰因果检验均要求各输入变量需满足同阶单整条件。为保证结果的稳健性，分别对经季节调整后的16类商品零售价格分类指数数据进行单位根检验，结果如表2所示，单位根检验结果显示48个变量均满足平稳性要求且均为I(0)。

表2 经季节调整后16类商品价格分类指数的平稳性检验结果(ADF检验)

（一）部门价格传导网络的整体结构特征

基于 VAR模型对滞后期选择的敏感性，本文综合考虑 HQ、SC、AIC、FPE、LR五种检验结果来确定最优滞后期，继而对变量进行两两间的格兰杰因果检验，基于检验结果构造的全国、城市、农村三个部门间价格传导网络如图1所示。

基于 Ucinet网络分析软件计算的全国、城市、农村网络特征指标如表 3所示。三个价格传导网络的密度分别为0.2750、0.2792、0.1958，反映出三个网络中，实际存在的部门间价格传导关系总数分别达到理论上网络可承载最大关系数量的 27.50%,、27.92%,和19.58%,，可见部门间价格传导关系在总量上已初具规模，基于这种规模有可能产生一定的部门价格传导整体性效应。三个价格传导网络的关联度均为 1，说明三个网络都不存在价格孤立波动的部门，反映出终端商品价格的部门间传导具有全局性特征，即价格的部门间传导并不仅存于局部的几个部门之间，当局部冲击导致一个或几个部门的商品价格持续上涨(下跌)时，这种冲击有可能通过部门间传导引发商品零售价格的全局性波动，这也证实了杜海韬和邓翔(2013)对特质冲击通过部门间“传染”转变为全局性冲击进而导致价格总指数波动的推测，应注意的是，由于传导过程中时滞的存在，这种全局性的波动往往具有时间上的延续性。

图1 终端商品价格部门传导网络

农村的网络等级度指标远高于城市说明农村价格传导网络中各部门两两间非对称的可达程度远高于城市，这在一定程度上反映出相较于城市，农村价格传导网络具有更为明显的部门极化特征：在农村消费市场中，部分商品部门的价格波动对其他多数部门价格具有明显溢出效应的同时并未受到太多来自其他部门的价格制约。这种极化特征的显著存在意味着相较于城市网络，农村网络对价格的稳定能力较弱，价格传导中占主导地位的部门价格大幅波动较易引发农村物价的全局性波动。这进一步印证了王元凯(2008)关于农村商品价格波动较大并且价格稳定性相较弱于城市的研究结论。全国网络的等级度为 0，说明综合考虑城乡因素后，中国整体价格传导网络并未显露出明显的极化特征，各部门的价格波动处于一种相对良性的“互动”状态。

表3 全国、城市、农村网络特征指标

对于本文所研究的网络对象，网络效率指标值越低意味着部门间价格传导具有越多的溢出渠道，即存在价格传导路径的多重叠加，从而使整体网络结构更为稳定。城市网络效率低于农村，说明相较于农村市场，城市市场价格波动的整体性更强，局部部门的商品价格相较于其他部门长期、明显的上涨(下跌)的情况较不易出现。

部门价格传导网络密度的高低反映了市场内价格传导总量的多少，较为完善的市场机制能够为市场内各部门之间价格信息的沟通与传递提供更为有利的基础条件，从而会催生更多部门间潜在的价格传导关系，因此从价格传导关系总量与市场成熟度的关系看，价格传导网络密度一定程度上反映了市场化程度：较高的网络密度意味着市场内蕴含着丰富的部门价格传导关系，从而反映出市场机制较为完善，市场化程度较高；反之则反是。等级度和效率指标分别从价格传导部门极化程度和冗余传导程度两个层面表征市场的健康度：等级度较低说明市场内价格传导部门极化程度较低，意味着存在价格传导关系的各部门处于良性的价格“互动”状态；效率值较低则意味着部门间价格传导关系的叠加程度较高，个别传导关系缺失较难引致网络的崩溃，网络结构整体较为稳定。相对而言，城市价格传导网络的高密度、低等级度、低效率与农村网络的低密度、高等级度、高效率特征，从市场化维度方面反映出中国长期以来所具有的城乡二元结构特点。

（二）部门价格传导网络的个体特征

1. 部门同期传导①从系统层面看，由于网络结构的存在，部门价格间可能存在一定程度的链式传导关系。此处的同期传导指两个部门间价格的直接传导，是相对于需要借助中介部门才能发生传导关系的链式传导而言的概念。特征分析

相对于单纯的传导关系总量指标②对应社会网络分析的点出度、点入度概念。，比例关系能更为准确、直观地表征作为网络个体的商品部门的价格传导特征。因此，本文引入传导强度、接收强度和传导-接收比例三个概念对各部门同期传导特征进行刻画：传导强度为对应商品部门价格波动向其他部门传导的总数与该部门理论上存在的最大传导数的比值；相对的，接收强度为对应部门接收传导的总数与该部门理论上存在的最大接收数的比值①对于本文研究对象而言，16个商品部门中任意部门对外最大传导数与最大接收外部传导数皆为15。；传导-接收比即为对应部门价格对外传导总数与接收外部传导总数的比值。全国、城市、农村各部门价格传导与接收强度以及传导-接收比如图2和表4所示。

图2 全国、城市、农村各部门的同期价格传导特征

传导强度较高说明对应部门对其他部门价格波动具有较强的同期影响力。接收强度较高说明对应部门价格波动较易受到外部整体价格波动影响。如果部门价格波动具有较强传导强度的同时接收强度相对较低，即传导-接收比例较高，则说明这一部门的价格上涨(下跌)容易引发商品价格整体上涨(下跌)，且该部门价格波动受其他部门的制约较弱，具有较强的“自主性”。具有这种特点的商品部门较有可能会成为价格整体波动的始作俑者，应成为相关部门重点监控对象。

表4 全国、城市、农村16个部门同期传导特征指标

综合对比后不难发现五金建材、交通通讯在三个价格传导网络中部门传导-接收比均位居前三位，而食品部门传导-接收比除在城市排名较低外，在全国及农村网络也均位居前三。本文推测，五金建材与交通通信类商品的价格传导特性与样本期内中国房地产和通信、交通市场的高速增长有密切关系。城市市场中体育娱乐、金银珠宝以及出版物商品的价格传导-接收比并列第三，与农村相比排名较高，而食品的排名相对较低，这在一定程度上反映了中国城乡消费结构的差异。相较城市而言，农村各部门价格传导强度与接收强度总体较低且市场内各部门的价格传导-接收比例具有更为明显的差异性，这从网内个体维度再次反映出农村市场价格信息的跨部门流动能力相对较差，价格传导部门极化特征较为明显。综合网络整体特征分析结果，农村价格传导网络具有密度低、等级度高以及部门极化特征显著等特点，反映出农村的市场化程度相对较低，市场价格对外部冲击的平抑能力相对较弱。这也对农村总体商品价格水平稳定性较差(王元凯，2008)的事实给予了新的解释。

2. 部门网络中心性分析

中心性指标更多从网络结构角度表征商品部门在网内众多链式传导关系中的作用与地位。表 5列出了各商品部门的网络中心性分析结果。由于中心性指标并未考虑传导的方向性因素①中心性指标的公式化表述可参阅相关文献(Wasserman和Faust，1994；Scott，2011；李敬等，2014)。，在对其进行分析时，需结合前文部门同期传导特征分析结果进行综合分析以确保结论的稳健性。

度数中心度表征对应部门在网络中与其他部门发生直接②该处“直接”指两部门之间的无中介传导关系，与需要经过第三方部门的中介而发生的间接传导相对应。关联关系的多少，度数中心度越高说明部门越接近网络的中心位置，反映该部门与其他部门存在着较多的价格关联关系。接近中心度表征对应部门在网络中与其他所有部门捷径距离的远近，较高的接近中心度说明对应部门与网络中其他部门的捷径距离较远，与其他部门价格发生链式传导关系的过程中有较多中介部门参与，故而受个别部门价格波动的影响较小。在城市、农村价格传导网络中，度数中心度与接近中心度排名均靠前的商品部门为五金建材、家具、食品以及服装鞋帽。这些部门和其他部门间均存在着较多的价格关联关系且不易受个别部门价格波动影响，处于城乡网络的中心位置。五金建材在城乡市场中传导强度均很强而接收强度均很弱，结合其在城乡市场中均具有很高的度数中心度和接近中心度，进一步反映出五金建材在城乡价格网络中处于强势主导地位。食品在城市的价格传导强度与接收强度均较高，与其他部门发生的众多关联关系更多使其在网络中扮演着主要价格中介人的角色；农村市场中，食品价格的传导强度很高而接收强度较低，故食品在农村网络中亦处于强势主导地位。服装鞋帽在城市市场中传导强度很低而接收强度很高，故服装鞋帽较高的度数中心度和接近中心度更倾向于反映其在城市网络中扮演着价格波动的主要被动接收者；而农村市场中较高的传导强度与较低的接收强度则反映出服装鞋帽部门在农村价格传导网络中具有比较强势的地位。类似于城市市场中的食品部门，家具在城乡市场中也均具有较高的传导强度和接收强度，反映家具部门在城乡网络中更接近于主要价格中介人的角色。城乡网络中度数中心度与接近中心度排名均靠后的部门为燃料、医疗保健、纺织品以及饮料烟酒，反映出这些部门和其他部门之间发生的价格关联关系较少且较易受到个别部门价格波动的影响，处于价格传导网络的边缘位置。

综合对比城市、农村的两个中心度指标发现，化妆品部门两指标的城乡排序均存在11名的差距，而其他部门两指标的城乡排序差距均在5名及以内。部门同期传导特征显示，化妆品部门在城市网络中的传导-接收比为 1.500，而在农村网络中这一指标值为 0.000，即化妆品部门在农村价格网络中为价格传导的净接收方。相对于其他部门，化妆品中心度以及传导-接收比三个指标的城乡异质性从系统层面反映出化妆品市场在城市、农村的整体市场结构中所扮演的角色位置具有较大差异。

表5 商品价格部门传导网络的中心性分析

3. 全国、城市、农村三网共存的典型传导关系

三个网络中均存在的价格传导关系在理论上更具普遍性与典型性特点，进一步对这种典型传导关系进行分析，能够为全国宏观层面的价格监控提供更为稳健的实证参考。对三个网络中共存的部门价格传导关系进行提取，三网共存的典型传导关系及对应的各部门传导与接收强度如图3和图4所示。

图3 三网共存的典型传导关系

图4 三网共存价格传导关系的部门传导与接收强度

经计算，三网共存的部门价格传导关系所构成的典型价格传导网络的密度为0.1000①典型价格传导网络中，体育娱乐部门已成为价格孤立波动的节点，严谨起见，此处的网络密度计算中仍将体育娱乐部门包含在内。，分别占全国、城市、农村价格传导网络密度的 36.36%,、35.82%,和 51.06%,。五金建材与食品类商品依然具有较高的传导强度，反映出两个部门的价格波动具有明显的外部性，对其他部门的价格传导关系多具典型性特点：两个部门的价格溢出普遍存在于城乡市场以及综合考虑城乡价格后的全国市场之中。此外，在三网共存的典型传导关系中，交通通信与出版物成为价格传导的净溢出方；饮料烟酒、纺织品、家电音响、文化办公、日用品、化妆品以及医疗保健成为价格传导的净接收方；而体育娱乐部门与其他商品部门间已无价格关联关系，成为典型传导网络的孤立节点。

（三）部门价格传导的时滞分析

本部分从商品部门个体以及价格传导网络整体两个层面对中国部门价格传导的时滞期进行分析。基于 Granger因果检验结果对商品价格部门传导时滞进行归纳，能够从时间维度进一步拓宽价格传导的研究视野。

将全国、城市、农村三个网络中各部门价格的溢出传导关系按其对应的最优滞后期进行划分，并根据传导强度指标计算出各部门在每个滞后期的传导强度②对应时滞期的传导强度=当期对应部门的商品价格向其他部门传导的总数/理论上存在的最大传导数。。鉴于需展示的信息量较大且维度较高，此处借助矩阵图对相关结果进行可视化分析(图 5)。综合对比全国、城市、农村不难发现，价格传导主要发生在 3个月内，其中农村价格的主要传导期相较短于城市。同时，将城乡数据加权组合后的全国数据所反映出的商品部门价格传导时滞与基于城乡数据所得出的结果存在一定差异，这在一定程度上说明仅根据全国数据分析价格传导关系并不能十分准确地反映出城乡市场的实际状况，针对城乡数据实施细分化、差异化的物价监控措施有其现实中的必要性。

图5 商品价格部门传导强度的时滞分布

篇幅所限，本部分仅对城乡市场中食品、交通通信、五金建材三个典型部门展开分析。食品在城乡市场中价格传导期较短，主要集中在 1个月且所有传导关系的传导时滞期均在 2个月以内，较短的传导期以及较强的传导强度使得食品相较于其他部门对城乡市场价格整体波动具有更显著的影响力，但由于影响周期相对较短，食品价格的短期波动对市场整体价格较难产生长远影响；交通通信类商品城乡价格传导期均较长，主要集中在3个月；五金建材类商品在农村市场的价格传导期较短，而城市价格传导期较长，说明五金建材类商品的价格波动对城市消费品市场具有较长的影响周期，而对农村市场的影响时间较短。根据实证结果，五金建材、交通通信在全国、城乡网络中的传导-接收比均位居前两位，反映出两类商品的价格波动具有较强“自主性”的同时还对其他部门具有较强的价格影响力，然而，由于传导时滞期均较长，两个部门商品价格的波动在短期内对市场整体价格的影响并不显著。这一类对整体价格具有长期影响而短期影响并不显著的商品部门的价格动态值得引起相关部门关注。

以三个网络中每个部门价格溢出传导关系总数发生至少一半时的滞后时长作为部门的价格传导半衰期，全国、城市、农村各部门价格传导半衰期如图 6所示。总体来看，全国与城市的价格传导半衰期基本一致，大都在三个月，而农村各部门的传导半衰期相对较短，基本分布在两个月以内，这从时间维度上反映了价格信息传导的城乡差异。16个商品部门中，食品部门传导半衰期明显较低与上文分析结果一致，体育娱乐、金银珠宝的传导半衰期城乡差异最明显。一直以来，政府十分重视食品价格上涨对整体物价的带动效应，这可能与食品部门价格传导时滞较短使得传导现象易于被观察有关。然而，具有高传导强度、高传导-接收比例的商品部门(如五金建材、交通通信部门)的价格普涨普跌对整体物价也会产生重要影响，但因其传导时滞较长，传导效应具有一定的“隐性”特征，不易于察觉，故长期以来可能并未引起足够关注。

图6 商品价格部门传导的半衰期

图 7展示了全国、城市、农村三个商品价格传导网络每一滞后期内发生的总传导强度。由城乡数据加权得出的全国数据所反映出的强度曲线在第 3期存在明显的波峰，说明全国网络中的传导时滞期多为 3个月。城市多数传导关系发生在 3期以内，3期以后网络内部的总传导强度显著下降。城乡对比后，农村在第 1期内总传导强度高于城市且之后农村曲线未呈现出明显的峰状，说明农村消费品市场价格的短期信息传导相对较强，结合前文城乡各部门的传导强度对比以及中国城乡市场的发展现状，本文推测这可能仅反映了农村市场价格信息的传导途径相对匮乏，传导方式较为简单，而城市相对复杂的信息传导途径相互叠加后在整体上拉长了消费品市场中部门价格传导的时滞期。

图7 商品价格部门传导强度的时滞变化

（四）基于商品部门间价格传导的城乡关联性分析

本部分基于前文城市、农村商品部门间价格传导的实证结果对中国城乡价格关联性展开研究。依然使用五种检验方法确定最优滞后期继而通过格兰杰因果检验对经季节调整后城市、农村16个商品部门的商品零售价格指数进行城乡之间的因果检验，以5%,的显著性水平划定拒绝域，进而识别出城乡价格的同部门传导关系。为更直观地展示实证结果，在图 8中先将城市、农村各商品部门按价格传导网络中的传导强度递减排序，再绘制出同部门的城乡价格传导关系。

16个商品部门中有7个部门的城乡价格波动存在显著的双向格兰杰因果关系，反映出这7类商品在城乡消费市场的价格波动相互影响；体育娱乐、金银珠宝、出版物三类商品的城乡价格波动不存在显著因果关系，说明这三类商品的城乡价格波动相对独立；6个部门的城乡价格波动存在显著的单向格兰杰因果关系，其中，五金建材、交通通信、家具三个部门的价格由城市向农村单向传导，即三部门城市商品价格的普遍上涨(下跌)会经过一定时滞期后引起农村对应类别商品的上涨(下跌)，而日用品、医疗保健、纺织品的因果检验结果则显示出商品价格由农村向城市传导①此处因果检验结果显示的日用品、医疗保健、纺织品三个部门商品价格由农村向城市传导与直觉不符，进一步测算发现，未经季节调整的三个部门RPI原始数据所显示的因果检验结果与季节调整后检验结果一致，城乡价格波动折线图也显示三个部门的农村价格波动具有一定的先行特征。。

图8 同部门商品价格的城乡传导

基于实证结果发现，虽然多数商品部门的城乡价格为双向传导或无传导关系，但从图 8中不难看出农村接收城市价格单向传导的三类商品在农村价格传导网络中均具有较高的传导强度，经计算三类商品的传导强度加总后占农村价格传导网络总传导强度的 36.17%,。因此，虽然城乡价格双向传导机制的存在对农村部分商品部门的价格具有一定的稳定作用，但这种由城市向农村局部部门的价格单向传导仍有可能通过农村价格传导网络的网内部门间再传导引起农村其他商品部门价格的波动，继而可能引发农村商品价格的全局性波动①虽然同由格兰杰因果检验识别出的同市场不同部门间价格传导与同部门城乡市场间价格传导在综合分析时似乎存在一定的逻辑矛盾，实则不然——由于检验过程中残差项的引入，格兰杰因果检验结果并不能反映因变量在现实中的所有因果关系，而将同部门不同市场间价格传导与同市场不同部门间价格传导两个维度加以综合分析恰能更为全面、立体地揭示中国城乡价格传导的微观机制。。此外，三类商品中五金建材与家具在城市市场中亦具有很高的部门间价格传导强度，故城市市场中这两类商品价格的普遍上涨(下跌)在带动农村市场价格对应波动的同时很可能还会通过部门间价格传导引发城市商品价格的全局性波动。相反，城市接收农村价格单向传导的三类商品在城市市场中对比其他类商品具有较低的传导强度，三类商品的传导强度加总后仅占城市传导网络总传导强度的 10.44%,，这说明由农村向城市局部部门的价格单向传导相对不易引起城市其他部门的相应价格波动。同部门价格城乡传导时滞期如图 9所示。值得注意的是，由于部门内商品价格城乡传导以及城市、农村消费市场中部门间价格传导大都具有不同长度的传导滞后期，上述复杂的传导过程可能较难反映为现实中的物价整体波动，故仅通过价格总指数分析并不易被观察，这也在一定程度上反映出研究商品价格部门间传导的重要意义。

图9 同部门价格城乡传导时滞期

（五）全国、城市、农村价格传导网络的QAP相关性分析与回归分析

1. QAP相关性分析

QAP(quadratic assignment procedure)相关性分析通过重复抽样的方式对方阵的每一个格值进行两两间的相似性比较，进而计算出矩阵间的相关性系数并对之进行检验(Everett，2002)。基于 Ucinet软件，全国、城市、农村价格传导网络经 50000次随机抽样QAP相关性检验结果见表6。

表 6中相关系数描述的是各变量(全国、城市、农村传导网络对应的三个关系矩阵)间实际观测到的最终相关系数，体现了变量两两间的相关关系，相关系数数值越大反映两个网络的相似性越强。分析结果显示三个网络的相关性分析均在 1%,的水平上显著，其中城市与全国两个网络之间具有最高的相关性，相关系数为 0.657；其次是农村与全国网络间的相关性，相关系数为0.449；城市、农村网络间的相关性相对较弱，为0.348。相比农村与全国网络，城市与全国网络具有较高的相关性反映出两个网络中存在的价格传导关系更为一致。

表6 全国、城市、农村商品价格传导网络的QAP相关性分析

2. QAP回归分析

QAP回归分析用于研究特定因变量矩阵与多个自变量矩阵间的回归关系，其运算过程有两步：首先，对自变量矩阵及因变量矩阵的对应长向量进行多元回归分析；然后，同时随机置换因变量矩阵的各行、列，置换完成后对新矩阵再次进行回归，记录所有系数数值及判定系数 R2的数值，重复上述步骤，以估计统计量的标准误，再进行与QAP相关性分析一致的系数估计及检验从而生成最终结果。本部分以全国价格传导网络为因变量，以城市、农村价格网络为自变量进行QAP回归分析。

类似于相关性分析，本文选择通过 50000次随机置换来进行 QAP回归检验以减小结果的随机性误差。结果显示，经调整后的判定系数R2为0.484，反映回归检验中城市、农村的价格传导网络可以解释全国价格传导网络中传导关系变异的 48.4%,，显著性概率为 0.000，达到 1%,的显著性水平。全国、城市、农村三个价格传导网络的 QAP回归结果如表7所示，其中概率A表示随机置换时产生的回归系数大于等于最终得到的回归系数的概率；概率B表示随机置换时产生的回归系数小于等于最终得到的回归系数的概率。概率A均为0.000而概率B均为1.000说明全国与城乡价格传导网络的结构具有很强的相似性——经随机置换因变量矩阵的各行与各列后得到的多元回归系数均不大于原始矩阵的回归系数值。QAP回归结果显示，城市网络的标准化回归系数为0.570且检验结果在1%,的水平上显著，说明城市消费市场中的商品价格部门传导关系对全国网络中部门价格传导关系的形成具有重要的影响；而农村传导网络的标准化回归系数为0.250且同样达到1%,的显著性水平，反映出农村市场中的价格传导关系对全国网络亦具有显著的影响力，但对全国价格传导关系形成的影响力度不及城市。

表7 全国、城市、农村三网QAP回归结果

五、结论与政策建议

本文基于中国2003年1月—2015年7月的16类商品零售价格分类指数数据，通过格兰杰因果检验识别了 16个商品部门两两间的价格传导关系，并借鉴社会网络分析法分别构造了全国、城市、农村的价格传导网络，通过对价格传导网络的整体结构特征、网内个体(部门)特征、部门传导时滞特点以及进一步的城乡价格关联关系分析，得到如下研究结论：(1)商品价格的部门传导效应普遍存在于城乡乃至全国市场之中，三个网络中均不存在价格孤立波动的商品部门。(2)城乡市场均存在一定程度的价格传导部门极化特征，且农村市场的极化特征尤为突出；五金建材、交通通讯以及食品部门的价格波动相对其他部门更易引发市场价格的全局性波动，而较低的价格接收强度又反映出这三个部门的价格受其他部门的制约较小，价格波动具有较强的“自主性”，具有这种特点的商品部门往往会成为价格整体波动的“始作俑者”。(3)各部门价格对外传导的时滞特点不同，具有较强价格影响力的食品部门价格对外传导的时滞期较短，而交通通信、五金建材的传导时滞期则较长，故后两者对整体价格的影响力可能具有一定的“隐性”特征，长期以来可能并未引起足够的关注；从整体看，城市市场的部门价格传导期明显长于农村，这可能是因为城市市场中相对复杂的信息传导途径相互叠加后整体上拉长了部门价格传导的时滞期。(4)价格从城市向农村单向传导的部门在农村价格传导网络中具有较强的价格影响力，而从农村向城市单向传导的部门对城市市场整体价格的影响力较弱。(5)全国、城市、农村的价格传导网络结构两两间均具有显著的相关性；城市市场中存在的部门价格传导关系对全国市场中价格传导关系的解释能力明显高于农村。

基于本文研究结论，能够进一步提出如下政策建议。第一，城乡市场中均存在一定程度的价格传导部门极化特征，因此，抓关键、调重点、有的放矢的价格监控策略符合现阶段中国城乡市场的基本属性。对五金建材、交通通讯、食品等具有较强价格影响力的商品部门的重点监控能够起到四两拨千斤的效果。第二，多数商品部门存在城乡市场之间的价格传导关系，价格由城市向农村单向传导的商品部门在城乡市场中均具有较强的价格影响力，因此，保证这类部门城市价格的平稳波动对城乡整体价格的长期稳定具有一定的促进作用。第三，鉴于各部门价格对外传导的时滞特点不同，充分考虑部门价格传导的时滞特点能够显著提高价格预警机制与调整策略的精准度与效果。例如，食品价格对外传导的时滞期较短，故食品类商品的价格监控应侧重反应速度，以“治急”为导向；而对于五金建材与交通通信这类对整体价格具有长期影响的商品部门，应更加注重其价格波动的长期趋势，相关政策思路应以“维稳”为主。

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