第一章　中国消费品价格调整的典型事实
——基于频率方法的微观计量分析

第一节　引言

价格黏性一直处于宏观经济学研究的中心位置。新凯恩斯主义结构宏观经济模型在对商业周期波动和分析货币政策的动态效应时通常假定价格调整是不频繁的（Goodfriend and King，1997；Rotemberg and Woodford，1997；Clarida，Gali，andGertler，1999；Chari，Kehoe，and McGrattan，2000；Erceg，Henderson，and Levin，2000；Dotsey and King，2001）。

早期使用有限微观数据的实证文献支持了这一假定：价格的调整频率大约为1年。（Carlton，1986；Cecchetti，1986；Kashyap，1995；Levyet al.1997；Blinder et al.1998；MacDonald and Aaronson 2001；Kackmeister，2002）然而，Bils和Klenow（2004）使用美国BLS编制CPI的基础数据计算了350个基本分类的价格调整频率，再利用支出权重得到非住宅商品和服务的中值调整频率和黏性久期分别为20.8%和4.3个月。即使他们在剔除与销售折扣相关的价格变动后，黏性久期也只是稍微上升至5.5个月。这篇文献开创了使用大型微观价格数据库研究定价模型的新方法，后续的研究进一步揭示了微观层面上的价格调整远比总量层面频繁。例如，Klenow和Kryvtsov（2008）使用1988—2005年的CPI基础数据，采用极大似然方法估计了300个基本分类的调整频率，并得到“标注价格”的中值频率为27.3%，黏性久期为3.7个月，剔除销售折扣后的“常规价格”为13.9%和7.2个月。Nakamaru和Steinsson（2008a）同样利用这套数据采用直接计算概率的方法得到“常规价格”的中值频率和黏性久期分别为8.7%和11个月。

新的微观证据拒绝了新凯恩斯主义标准定价模型的黏性假定。Taylor（1980，1999）和Calvo（1983）的交错定价模型是新凯恩斯主义的“工作母机”模型，刻画了模型的供给面。Taylor定价模型假定厂商只有在合约到期后才能更新价格，Calvo模型则假定企业必须等待“调整信号”，二者的差异在于Taylor定价的间隔是固定的，而Calvo则是随机的。它们的共同点是都不允许企业根据自己的利润最大化条件选择调价时机，调价时机与企业的调价动机是独立的。调价时机外生化作为一种总量冲击向个体价格传导的“缓冲器”，大大削弱了个体价格的初始响应，冲击的能量在后续时期持续释放。因而，结构模型捕捉到了总量价格和数量对总量冲击调整迟缓，从而经济呈现为“货币非中性”的特征。然而，Caplin和Spulber（1987）认为即使坚持新凯恩斯主义的黏性价格假定，也可能由于选择效应而使经济表现为“货币中性”。他们构建了一个企业可以在价格调整受“菜单成本”约束的条件下选择调价时机的定价模型，结果即使截面上存在大量黏性定价企业，但经济却表现为更灵活的价格调整。因而，个体价格的黏性并不能单独决定总量价格水平，起决定作用的是黏性的分布是否能传导给总量价格。时间依存定价模型隔离了个体价格调整动机与总量价格之间的通道，即使截面上存在大量调价动机很强的企业，也只能等待幸运降临头顶。因此微观层面上价格调整的灵活性不会影响到总量层面的黏性，从而经济仍然是“货币非中性”的。相反，状态依存定价模型中，那些调整意愿很强的企业被“选择”以决定总量价格动态，经济表现为“货币中性”，即使是微观层面是黏性的。

标准的定价模型不能完全容纳新的微观经济学证据，未来的定价模型应该能够与微观定价行为相一致，同时又能拟合总量时间序列。微观层面的黏性与总量层面上的黏性关系复杂，任何定价模型都必须小心处理。

近十年国外学者使用大型微观价格对定价模型的微观基础进行了检验和统计分析，推动了结构宏观经济模型的发展。Carvalho（2006）和Alvarez（2010）将异质性引入时间依存定价模型，发现异质性会放大货币冲击的实际效应，在截面频率右偏的条件下，采用中值校准代表性模型更加合理；Nakamura和Steinsson（2008a，2010）用它们计算的微观频率和幅度分布校准了一个异质菜单成本模型。另外，微观层面的黏性并不是决定性的，总量动态取决于整个结构模型。因此，将重要的实际黏性加入DSGE可以在名义黏性不足的情况下产生更大的总量价格黏性。Burnstein和Hellwig（2007），Dotsey和King（2005），Klenow和Willis（2006）考察了企业层面的实际黏性在菜单成本模型中的作用。Nakamura和Steinsson（2010）在多部门菜单成本模型中通过中间品投入引入了实际黏性。考虑中间品投入的模型，其“货币非中性”程度是不考虑中间品投入的3倍。最后，在名义黏性以外引入信息黏性，区分企业对总量冲击和部门特定冲击的不同处理，可以协调微观上的灵活定价和总量价格水平的黏性之间的矛盾（Mackowiak和Wiederholt，2009）。

近几年国内学者在DSGE模型的开发和应用上进步很快（刘斌，2008；许高，2008；仝斌，2010），但对模型的中心模块黏性定价只是简单的主观假定，大多采用Calvo（1983）的时间依存定价模型。因此，对中国的微观价格行为总结出一些典型化事实，无疑能够让DSGE模型的定价设定获得经验支持。就本书所涉猎的文献来看，只有渠慎宁、吴利学和夏杰长（2012）利用国家发展改革委价格监测中心关于36个大中型城市居民消费价格的月度数据对中国的消费品价格波动进行了研究。他们计算了116种消费品的价格调整频率、调整幅度和调整方向的比例，并检验了商品定价模型。然而他们使用的数据离研究微观价格调整行为的企业层面数据相去甚远，依然是高度加总后的数据。用加总数据来估计调整频率会高估调价概率，因而他们估计得到的居民消费价格调整频率都很高：21类商品和服务中水产品最高，98.11%，黏性久期为0.25个月，最低为通信服务，25.17%和3.45个月；食品、工业消费品和服务的加权平均频率分别为91.37%（0.41），94.61%（0.34）和42.31%（1.82）；全部商品和服务加权平均值为73.79%（0.54）。

本章试图利用跟企业层面数据更接近的县（区）周度价格数据对中国生活必需品的价格调整模式进行微观计量经济学分析，总结出微观价格调整的几个典型事实，并对Calvo时间依存定价模型进行检验。本章其他内容作如下安排：第二部分对价格调整的频率、幅度、调整方向进行统计分析，并利用Klenow和Kryvtsov（2008）的方法检验定价模型；第三部分从周度数据中抽离月度“参考价格”，并给出“参考价格”的典型行为模式；第四部分用第三部分的数据校准了一个简单的Calvo定价DSGE模型，并对模型对数据的拟合进行评价；最后是本章的结论部分。