劉 洋，李明華

（1.重慶大學數(shù)學與統(tǒng)計學院，重慶 400035；2.河南省發(fā)展和改革委員會宏觀經(jīng)濟研究院，鄭州 450018）

一般情況下，通貨膨脹率在隨機因素擾動下圍繞穩(wěn)定均衡狀態(tài)做小幅度上下波動，通貨膨脹持續(xù)性是指處于穩(wěn)定狀態(tài)下的通貨膨脹率在受到外部經(jīng)濟因素沖擊時偏離均衡狀態(tài)持續(xù)的時間長度。外部沖擊越劇烈，通貨膨脹偏離時間也越長，其恢復到穩(wěn)定均衡狀態(tài)時間也越久，為修復其偏離，市場所支付的福利損失和社會成本也越多。因此，中央銀行為制定更加合理穩(wěn)健、有針對性的貨幣政策就需要充分考慮到中國由地域、市場發(fā)展不平衡所帶來的商品通貨膨脹持續(xù)性結構特征問題。

然而現(xiàn)有的大部分研究只是基于一國或一地區(qū)總體CPI（消費者物價指數(shù)）進行的，并不能反映出組成總體CPI 中各個子類的結構性特征。由于總體CPI 是由各個商品子類加權平均所得，而每個子類所占的權重并不相同，倘若短時期內所占權重較大的商品價格出現(xiàn)大幅度增加，而其他商品價格并無明顯波動同樣會導致總體CPI 出現(xiàn)劇烈增加，這樣總體CPI 并沒有真實反映出各商品子類CPI 的結構特征，如出現(xiàn)在2019 年第二季度的蔬菜瓜果類價格上漲與三、四季度的豬肉價格上漲都同樣引起了總體CPI 的劇烈上漲，更為極端的情況如各商品CPI 波動有正有負則可能出現(xiàn)正負相抵表現(xiàn)出總體CPI 基本不變的情況。從貨幣調控產(chǎn)生的實際效果來看，歷次針對總體CPI 進行的貨幣調控政策往往在不同地域不同商品子類中產(chǎn)生的效果大相徑庭。

本文在通貨膨脹存在持續(xù)性問題的現(xiàn)狀之上，進一步分地域分子類研究通貨膨脹持續(xù)性結構特征問題。使用面板SURADF 方法克服數(shù)據(jù)之間異質性與截面相關性，分全國、城市和農(nóng)村對八大類商品通貨膨脹持續(xù)性結構特征問題進行實證研究。

一、文獻綜述

20 世紀80 年代以來，中西方學者對于通貨膨脹持續(xù)性問題做了比較深入的理論研究，重點分析了引起通貨膨脹持續(xù)性問題的經(jīng)濟學原因、如何對通貨膨脹持續(xù)性進行合理度量和通貨膨脹持續(xù)性對經(jīng)濟的影響三方面內容。

第一，引起持續(xù)性問題的經(jīng)濟學原因。Gali 和Gertler［1］的研究認為引起商品市場通貨膨脹持續(xù)性的主要原因是人們無節(jié)制的過度消費；Roberts［2］、Jordi 和Mark［3］依據(jù)其在市場上的實踐經(jīng)驗，從資產(chǎn)定價角度出發(fā)詳細闡釋了通貨膨脹持續(xù)性的成因及相應的解決辦法；蔡曉陳和蔣濤［4］基于2001—2011 年的數(shù)據(jù)分析，從經(jīng)濟特有沖擊和共同沖擊的角度解釋了通貨膨脹持續(xù)性問題；葉正茂和王仕進［5］通過引入勞動力摩擦效應和工資剛性原理初步闡明了其產(chǎn)生的經(jīng)濟學原因。

第二，對通貨膨脹持續(xù)性進行合理度量。Levin 和Piger［6］、Pivetta 和Reis［7］通過建立自回歸模型測量了美國20 世紀90 年代的通貨膨脹持續(xù)性強度；李杰和龐皓［8］采用卡爾曼濾波較準確地計算出了1978—2010年間的通貨膨脹持續(xù)性，并針對通貨膨脹持續(xù)性是如何影響中國貿(mào)易開放問題進行了研究；孔丹鳳和張成祥［9］運用因子分解法對中國1994—2011 年的通貨膨脹持續(xù)性問題進行了系統(tǒng)分析。

第三，通貨膨脹持續(xù)性對經(jīng)濟的影響。劉金全和隋建利［10］針對1983—2008 年的通貨膨脹率采用ARFIMA-FIGARCH 模型對其分析，研究證明通貨膨脹率與通貨膨脹持續(xù)性之間存在強烈的正相關關系；盧盛榮和鄧童［11］探討了3 種不同類型的通貨膨脹持續(xù)性并各自分析了其對經(jīng)濟的影響；劉鳳良等［12］運用改進的單位根檢驗結果證實了總體CPI 存在很強的結構性特征，建議政策部門不能僅憑總體CPI 數(shù)據(jù)而忽視了各商品子類CPI 波動導致制定單一的貨幣政策。

以上文獻均未對通貨膨脹持續(xù)性結構特征問題進行研究，事實上，直到2005 年之后，國內外不少文獻才證實通貨膨脹持續(xù)性確實存在結構性差異。Altissimo 等［13］、Vaona 和Ascari［14］證實了在歐洲的不同國家及同一國家的不同地區(qū)通貨膨脹持續(xù)性存在顯著差異；張成思［15］、孔丹鳳和張成祥［9］同樣證實了我國總體CPI 和其所構成的各個子類之間通貨膨脹持續(xù)性存在顯著不同。

從研究范圍上看，大部分研究只是基于一國或一地區(qū)總體CPI 進行的，但Benigno［16］的研究指出：通常情況下，不同地區(qū)之間的通貨膨脹持續(xù)性也有很大的差別而這會影響到計算該地區(qū)通貨膨脹指數(shù)的準確性，在計算該指數(shù)時應賦予通貨膨脹指數(shù)高的地區(qū)以更大權重。從研究方法上來看，現(xiàn)有的大部分研究利用單位根檢驗判斷通貨膨脹數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，以此判斷通貨膨脹持續(xù)性的強弱。DeJong 等［17］、Pierse 和Snell［18］采用數(shù)理方法嚴格證明了在研究中使用面板數(shù)據(jù)對提高檢驗功效大有裨益，原因在于面板數(shù)據(jù)不僅包含了截面數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)中的全部信息還可以反映出他們之間隱藏的關系信息；然而，Maddala 和Wu［19］、Pesaran等［20］的研究指出若數(shù)據(jù)之間存在相關性，單位根檢驗會出現(xiàn)水平扭曲問題。

綜合以上文獻不難發(fā)現(xiàn)：研究范圍上，大部分研究只是基于國家總體CPI，分地區(qū)的研究較少，受制于各種因素，我國目前城鄉(xiāng)二元結構對立現(xiàn)象十分突出，城市和農(nóng)村CPI 水平及居民購買力水平都有很大差別，調控政策與執(zhí)行力度也有不同。因此，本文分別針對城市地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)進行分類研究，探討其不同的通貨膨脹持續(xù)性差異表現(xiàn)。研究方法上，單位根檢驗往往受制于樣本量有限，該方法無法克服數(shù)據(jù)之間固有的異質性和截面相關性問題從而導致檢驗數(shù)據(jù)平穩(wěn)性功效偏低。因此本文使用面板數(shù)據(jù)SURADF 方法，在中國不同類別商品通貨膨脹存在相關性和數(shù)據(jù)異質性的前提之下，分全國、城市和農(nóng)村分別對八大類商品通貨膨脹持續(xù)性的結構特征問題進行實證研究。

本文的寫作思路及文章結構如下：首先對數(shù)據(jù)進行相關性和結構異質性檢驗，若檢驗通過，則使用傳統(tǒng)的單變量單位根進行建模；若檢驗不通過，將采用SURADF 檢驗法，該方法綜合考慮了數(shù)據(jù)相關性和異質性因素，檢驗功效較高，可以得出更加可靠的結論。

二、基礎模型概述

（一）總體通貨膨脹持續(xù)性模型

Pesaran［20］、張成思［21］使用移動自回歸模型對CPI 走勢進行擬合并據(jù)此刻畫出了通貨膨脹持續(xù)性的大小。模型設定為

其中：πt表示t期通貨膨脹率，通貨膨脹率（inflation）也稱為物價變化率，是貨幣超發(fā)部分與實際需要的貨幣量之比，用以反映通貨膨脹、貨幣貶值的程度。

因為通貨膨脹持續(xù)性表示均衡狀態(tài)下的商品通貨膨脹率在受到外來經(jīng)濟沖擊時重新回歸到均衡狀態(tài)所需的時間。因此可以用單位外來經(jīng)濟沖擊對通貨膨脹率的加和來表示該類商品的通貨膨脹持續(xù)性，累計脈沖反應方程（CIRF）如式（2）所示：

為消除式（1）的多重共線性問題，將其改寫為

其中：λ滿足λ=β1+β2+…+βp。

為了在實際中方便應用，將式（3）改寫如下：

其中：ρ=λ-1；通貨膨脹持續(xù)性的表達式為CIRF=

（二）結構通貨膨脹持續(xù)性模型

上文基本模型為單一方程模型，該種檢驗方式功效較低。同時參考文獻［17-18］也指出面板數(shù)據(jù)由于包含了更多的信息從而具有更高的檢驗功效，也較容易發(fā)現(xiàn)模型之中的結構性特征。該模型的單位根檢驗基本形式如式（5）所示：

其中：t=1，2，…，T；該檢驗原假設為H0：ρ1=ρ2=…=ρN=0，表示所有種類商品通貨膨脹率均存在單位根，相應的備擇假設為H1：ρi＜0，i=1，2，…，N，表示至少有一類商品的通貨膨脹率不存在單位根即是平穩(wěn)的。

上述檢驗是以面板數(shù)據(jù)為基礎進行的，雖然解決了檢驗功效偏低問題但因其是對所有數(shù)據(jù)進行檢驗因而沒有辦法識別出其中哪類商品是平穩(wěn)的、哪類商品是非平穩(wěn)的，因而數(shù)據(jù)的異質性特征無法體現(xiàn)。Benigno［16］提出SURADF 檢驗法可以有效解決這一問題，它的基本原理是以SUR 方法為基礎，使用ADF 檢驗分別對模型中每個截面數(shù)據(jù)依次進行檢驗，每個截面數(shù)據(jù)檢驗方程的原假設和備擇假設如式（6）所示：

由上述假設可知，SURADF 檢驗可以有效判別出每一個截面數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性特征，根據(jù)檢驗結果可以清楚地看到每一種商品類別是否平穩(wěn)，這樣做的好處是若檢驗結果表明存在數(shù)據(jù)相關性和結構異質性則可用SURADF 單位根檢驗來對中國通貨膨脹持續(xù)性問題進行研究。另外需要說明的是應用SURADF 檢驗所構建的檢驗統(tǒng)計量并不具備傳統(tǒng)意義下的統(tǒng)計量分布特征，本文采用20000 次蒙特卡洛隨機數(shù)值模擬分別在1%、5%、10%的顯著性水平下得到其檢驗臨界值。

三、數(shù)據(jù)選擇及截面相關性和異質性檢驗

（一）數(shù)據(jù)選擇

本文選取的數(shù)據(jù)范圍是2011 年1 月至2019 年12 月期間國家統(tǒng)計局公布的各省CPI 月度同比數(shù)據(jù)，衡量通貨膨脹的指標為居民消費物價指數(shù)，并將數(shù)據(jù)分為全國總體、城市和農(nóng)村三大類。中國的CPI 數(shù)據(jù)是由八大商品子類的數(shù)據(jù)加權匯總而成，它們分別是食品子類，煙酒及用品子類，衣著子類，家庭設備用品及服務子類，醫(yī)療保健及個人用品子類，交通和通信子類，娛樂教育文化用品及服務子類和居住子類。為了便于對比，本文對CPI 數(shù)據(jù)進行了季節(jié)性調整，并由此得到通貨膨脹指數(shù)的計算公式為：πt=（CPI-100）/100。

（二）截面數(shù)據(jù)相關性檢驗

截面相關性問題廣泛存在于面板數(shù)據(jù)中，是指同期個體數(shù)據(jù)的相關特性。模型檢驗可能產(chǎn)生截面相關性的原因是未被觀察到的隨機沖擊或兩個地區(qū)相鄰等因素。如果面板數(shù)據(jù)之間存在相關性但檢驗中卻沒有發(fā)現(xiàn)將會導致檢驗和估計結果產(chǎn)生偏誤。

Zaman［22］首次提出LM 檢驗法，在進行模型估計時需要對構建的面板數(shù)據(jù)截面相關性進行檢驗。該方法構造出統(tǒng)計量如式（7）所示：

為解決此類問題，Pesaran 等［20］構造了許多富有創(chuàng)意的檢驗統(tǒng)計量，但這些統(tǒng)計量普遍存在如下兩類問題：其一，當樣本數(shù)量量不夠大時，依然會存在或多或少的水平扭曲問題；其二，當樣本數(shù)據(jù)之間相關性較強時，檢驗功效會出現(xiàn)劇烈降低?；诖?，Levin［6］對原有的LM 統(tǒng)計量進行了修正使之能夠克服以上兩個問題，該統(tǒng)計量構造如式（8）所示：

在各個截面數(shù)據(jù)之間相互獨立的原假設下，若樣本數(shù)目與時序長度至少其一趨近于無窮大即（N，T） →∞且滿足常數(shù)該修正之后的LM 統(tǒng)計量在大樣本下漸進服從正態(tài)分布。

運用該檢驗方法分別對全國、城市及農(nóng)村通過膨脹率進行截面相關性檢驗，檢驗結果結果見表1。

由表1 的檢驗結果可知，在1%顯著性水平下，全國、城市及農(nóng)村整體通貨膨脹率均拒絕原假設，認為三類面板數(shù)據(jù)均存在顯著的截面相關性。

表1 通貨膨脹率截面數(shù)據(jù)相關性檢驗

（三）截面數(shù)據(jù)異質性檢驗

Pesaran 等［20］依據(jù)式（5）的檢驗結構構造出的面板數(shù)據(jù)異質性檢驗統(tǒng)計量如式（9）所示：

其中：k表示解釋變量個數(shù)；表示面板數(shù)據(jù)最小二乘估計值：表示加權之后的估計值；Mτ表示單位矩陣。

此后，為解決該檢驗方法在小樣本下功效偏低的問題，對原統(tǒng)計量做出了修正，構造了依然對小樣本適用的新的統(tǒng)計量［21］：

根據(jù)上文所描述的檢驗方法，分全國總體、城市和農(nóng)村分別對其進行異質性檢驗，結果見表2。

由表2 的檢驗結果可以看出，全國總體、城市和農(nóng)村整體通貨膨脹率在1%顯著性水平之下均拒絕不存在異質性的原假設，認為三地區(qū)數(shù)據(jù)均存在顯著的截面異質性。同時以上兩類檢驗也印證了本文采用SURADF 檢驗方法以消除數(shù)據(jù)相關性和異質性問題的合理性。

表2 截面數(shù)據(jù)異質性檢驗

四、SURADF 實證分析

（一）全國通貨膨脹持續(xù)性的SURADF 檢驗

為了能夠更加清楚地比較SURADF 單位根檢驗與單變量單位根檢驗在檢驗功效上的差別，首先對八大商品子類采用傳統(tǒng)的單變量單位根檢驗，檢驗結果見表3。

從表3 的檢驗結果初步可以得到以下結論：在10%的顯著性水平下，煙酒及用品、衣著、家庭設備用品及服務和醫(yī)療保健及個人用品四大商品子類均無法拒絕“存在單位根”的原假設，所以本文認為這四大子類商品通貨膨脹率在受到外來經(jīng)濟沖擊時短時期內無法回歸到均衡水平，而其他4 個商品子類的通貨膨脹率對于外來經(jīng)濟沖擊具有穩(wěn)定性可以在短時期內恢復到均衡狀態(tài)。

張成思［23］的研究指出單變量單位根檢驗在樣本量有限的情況下存在嚴重的功效低下問題，所以僅僅依據(jù)單變量單位根檢驗的結果還不足以判別序列的平穩(wěn)性，本文將上述單變量單位根檢驗結果作為后文檢驗功效的對比參照。最后使用文獻中常見的3 種目前較穩(wěn)健的面板數(shù)據(jù)單位根檢驗方法對全國總體通貨膨脹持續(xù)性進行檢驗，結果見表4。

由表4 的檢驗結果可知，除了PP-Fisher 檢驗結果無法拒絕“所有序列都存在單位根”的原假設，在1%的顯著性水平下IPS 和ADF-Fisher 檢驗均拒絕了八大商品子類全部是非平穩(wěn)的原假設，盡管由于3 種檢驗方法原理的不同而導致檢驗結果有所差別，但大多數(shù)檢驗結果表明八大商品子類中至少有一類商品通貨膨脹率是平穩(wěn)的，即在受到外來經(jīng)濟沖擊時短時期內可以回歸到均衡狀態(tài)。

但以上傳統(tǒng)的面板單位根檢驗由于未考慮到個體間客觀存在的數(shù)據(jù)相關性和結構異質性而容易導致檢驗功效降低。SURADF 單位根檢驗既考慮了數(shù)據(jù)相關性又可以判別個體間的異質特性，下面采用SURADF 單位根檢驗方法對全國八大商品子類依次進行檢驗，檢驗結果見表5。由表5 的檢驗結果可知，在10%的顯著性水平下煙酒及用品、衣著和醫(yī)療保健及個人用品三大商品子類均無法拒絕“存在單位根”的原假設，該結果顯示這三大子類商品通貨膨脹率在受到外來經(jīng)濟沖擊時短時期內無法回歸到均衡狀態(tài)，而在10%的顯著性水平下其他五大商品子類均拒絕了“存在單位根”的原假設，表明在受到外來經(jīng)濟沖擊時短時期內可以回歸到均衡狀態(tài)。

表3 全國八大商品子類單變量單位根檢驗

表4 全國三種傳統(tǒng)面板單位根檢驗

表5 全國八大商品子類SURADF 單位根檢驗

（二）城市通貨膨脹持續(xù)性的SURADF 檢驗

首先采用單變量單位根檢驗方法依次對城市八大商品子類進行檢驗，單變量單位根檢驗結果見表6。由表6 的檢驗結果可知，在10%的顯著性水平之下，食品、煙酒及用品、衣著、家庭設備用品及服務和醫(yī)療保健及個人用品這五大商品子類均無法拒絕“存在單位根”的原假設，該結果顯示這五大子類商品通貨膨脹率在受到外來經(jīng)濟沖擊時短時期內無法回歸到均衡狀態(tài)。

同理，對城市通貨膨脹持續(xù)性采用上文所述的傳統(tǒng)單位根檢驗進行檢驗，檢驗結果見表7。

由表7 的檢驗結果可知，在1%的顯著性水平下IPS、ADF-Fisher 和PP-Fisher檢驗都拒絕“所有序列都存在單位根”的原假設，這說明了八大子類商品通貨膨脹率中至少有一類是平穩(wěn)的。接下來本文用SURADF 檢驗具體觀察哪些商品子類是平穩(wěn)的。檢驗結果見表8。

觀察表8 的檢驗結果可以看出，城市地區(qū)通貨膨脹持續(xù)性SURADF 檢驗結果與全國整體通貨膨脹持續(xù)性SURADF 檢驗結果存在相當大的差別。在10%的顯著性水平之下煙酒及用品、衣著和家庭設備用品及服務這3 種商品子類通貨膨脹率均無法拒絕“存在單位根”的原假設，該結果顯示這三大子類商品通貨膨脹率在受到外來經(jīng)濟沖擊時短時期內無法回歸到均衡狀態(tài)。而其他五大商品子類顯著拒絕原假設，可以認為其在受到外來經(jīng)濟沖擊后只是暫時偏離均衡在短時期內可以回歸到均衡狀態(tài)。

（三）農(nóng)村通貨膨脹持續(xù)性的SURADF 檢驗

首先采用單變量單位根檢驗方法依次對農(nóng)村八大商品子類進行檢驗，單變量單位根檢驗結果見表9。由表9 的檢驗結果可知，在10%的顯著性水平之下煙酒及用品、衣著、家庭設備用品及服務、醫(yī)療保健及個人用品和交通和通信這幾種子類均無法拒絕“存在單位根”的原假設。

對農(nóng)村整體通貨膨脹持續(xù)性再采用3 種傳統(tǒng)面板單位根檢驗方法進行檢驗，檢驗結果見表10。

上述農(nóng)村地區(qū)檢驗結果與城市八大商品子類SURADF 單位根檢驗結果基本一致，這里不再贅述。用SURADF 檢驗具體觀察哪些商品子類是平穩(wěn)的，檢驗結果見表11。由表11 可以看到，與全國和城市八大商品子類SURADF 單位根檢驗結果相比略有不同，由檢驗結果可知，在10%的顯著性水平之下煙酒及用品、衣著和娛樂教育文化用品及服務這3 種商品子類均無法拒絕“存在單位根”的原假設，該結果顯示這三大子類商品通貨膨脹率在受到外來經(jīng)濟沖擊時短時期內無法回歸到均衡狀態(tài)，而在10%的顯著性水平之下其他5 種商品子類均拒絕原假設，表明在受到外來經(jīng)濟沖擊時短時期內可以回歸到均衡狀態(tài)。

表6 城市八大商品子類單變量單位根檢驗

表7 城市傳統(tǒng)面板單位根檢驗

表8 城市八大商品子類SURADF 單位根檢驗

表9 農(nóng)村八大商品子類單變量單位根檢驗

表10 農(nóng)村三種傳統(tǒng)面板單位根檢驗

表11 農(nóng)村八大商品子類SURADF 單位根檢驗

（四）結果比較

綜合觀察上文檢驗結果，通貨膨脹持續(xù)性的結構特征在全國、城市及農(nóng)村地區(qū)的表現(xiàn)并不完全一致，為了便于比較分析，將以上3 個地區(qū)SURAD 單位根檢驗結果簡述如下。

由表12 可知，不論從全國、城市及農(nóng)村來看，交通與通信子類、食品子類及居住子類都不存在單位根，這表明其在受到外來經(jīng)濟沖擊后只是暫時偏離均衡，在短時期內即可再次回歸到均衡狀態(tài)。究其原因是因為這3 個商品子類與普通民眾生活關系最為密切同時在整體CPI 中所占權重也較大，當外部經(jīng)濟沖擊對其產(chǎn)生影響時，民眾感受最為強烈，中央銀行會采取更及時有效的調控措施。以食品類CPI 為例，2019 年春由于國內外部分農(nóng)產(chǎn)品期貨價格暴漲和國內低溫冷凍自然災害頻發(fā)等因素疊加，使得以蔬菜瓜果為代表的國內食品價格不斷上漲，但到了2019 年5 月中旬，國家調控部門陸續(xù)出臺了一系列的措施極為嚴格的調控政策，加之自然條件改善、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)活動快速回復等原因，截至2019 年7 月份，除豬肉外其他食品價格指數(shù)已回落至正常水平。但煙酒及用品和衣著兩個商品子類通貨膨脹持續(xù)性卻不具備快速回歸到正常水平的特征，這是因為煙酒行業(yè)屬于半壟斷性行業(yè)，價格剛性較大，在受到價格沖擊時而且大部分時候是價格上漲時短時期內不易降價。因此其通貨膨脹率難以回歸到正常水平；衣著子類由于屬于勞動密集型行業(yè)，工人的成本價格剛性較大，在受到外部經(jīng)濟沖擊導致用工成本增大時，通貨膨脹率短時期內不易恢復到正常水平。另外對于煙酒子類和衣著子類，政府一般不施加過多的調控措施，因而一旦其價格上漲，這類商品的通貨膨脹持續(xù)性就會較高。

注意到城市地區(qū)家庭設備用品及服務和娛樂教育文化用品及服務兩個商品子類的通貨膨脹持續(xù)性很具有代表性，在城市中，家庭設備用品及服務商品子類因為需求量大且大多數(shù)地區(qū)處于半壟斷狀態(tài)導致通貨膨脹持續(xù)性較高，娛樂教育文化用品及服務商品子類則由于農(nóng)村市場機制不完善，價格制定存在滯后性等原因導致在農(nóng)村地區(qū)通貨膨脹持續(xù)性較高。而對全國來說這兩個商品子類通貨膨脹持續(xù)性均表現(xiàn)出較低水平，如果在制定調控政策時僅僅關注整體情況則很有可能忽略掉隱藏在其內部的結構性特征。因此調控政策也應分城市農(nóng)村根據(jù)不同的通貨膨脹持續(xù)性特點進行有針對性的調控。

接下來，為了比較清楚地看到單變量單位根檢驗與SURADF 單位根檢驗在檢驗功效上的差異，兩種檢驗結果見表13。

由于樣本量有限，傳統(tǒng)的單變量單位根檢驗（ADF檢驗）往往存在功效不足的問題，在一般的假設檢驗理論框架下，其犯“原假設為假卻接受原假設”的錯誤較大。從表12 可以看出，傳統(tǒng)單變量單位根檢驗的結果無論在全國、城市或農(nóng)村其非平穩(wěn)序列的數(shù)量都要大于SURADF 檢驗結果。由表13 可以發(fā)現(xiàn)，一些單變量單位根檢驗不能拒絕原假設的情況下，SURADF 檢驗卻可以顯著地拒絕原假設。這表明與單變量單位根檢驗相比SURADF 檢驗往往有著更高的檢驗功效。

表12 SURAD 單位根檢驗結果比較

表13 SURADF 單位根檢驗與單變量單位根檢驗的比較

五、進一步討論

本文分別估計出了回歸方程中的ρ值來更加詳細準確地比較各地區(qū)及各商品子類通貨膨脹持續(xù)性的大小。估計結果見表14～表16。

由表14 可知，在受到外部經(jīng)濟沖擊時，交通和通信商品子類回到均衡狀態(tài)所需的時間最少，為10.134 個月，食品子類次之。衣著部門的通貨膨脹持續(xù)性最高，高達204.574 個月。這一結果對于中央銀行制定貨幣政策有著重要參考意義?？梢钥吹?，通貨膨脹持續(xù)性最高的商品子類為衣著商品子類，這說明在沒有外部行政干預只依靠市場自發(fā)行為的話，衣著商品子類至少需要16 年才可以恢復到穩(wěn)定均衡狀態(tài)。這時，政府調控部門就應當施加更嚴格的價格調控政策。相比較于衣著子類，交通和通信商品子類恢復到均衡水平的時間要短得多，那么相應的調控政策就可以略微緩和。

由表15 可知，城市地區(qū)的總體和各商品子類的通貨膨脹持續(xù)性都略微低于全國水平，原因可能是因為針對城市地區(qū)的調控政策更加頻繁且見效更快。其中娛樂教育文化用品及服務子類的通貨膨脹持續(xù)性最低，衣著子類的通貨膨脹持續(xù)性最高，這一情況與全國基本一致。

由表16 可知，農(nóng)村總體及各商品子類的通貨膨脹持續(xù)性大多都低于全國和城市的水平，除衣著商品子類外，其中衣著商品子類的通貨膨脹持續(xù)性最高，交通和通信商品子類的通貨膨脹持續(xù)性最低，這一結果與全國和城市的檢驗結果基本一致，說明對于衣著子類政府調控部門應該采取更加切實有效的調控措施。

表14 通貨膨脹持續(xù)性的估計結果

表15 城市地區(qū)通貨膨脹持續(xù)性的估計結果

表16 農(nóng)村地區(qū)通貨膨脹持續(xù)性的估計結果

六、結論及建議

本文基于2011 年1 月至2019 年12 月的CPI 月度同比數(shù)據(jù)，采用SURADF 單位根檢驗法分全國、城市和農(nóng)村對中國八大商品子類的通貨膨脹持續(xù)性結構問題進行了實證研究，并估計出了八大商品子類的通貨膨脹持續(xù)性。研究的主要結論如下：

（1）從實證方法上看，傳統(tǒng)單變量單位根檢驗顯示在全國、城市及農(nóng)村通貨膨脹持續(xù)性序列的非平穩(wěn)個數(shù)都要大于SURADF 檢驗，這表明在樣本量有限的情況下，傳統(tǒng)的單位根檢驗方法存在功效低下及水平扭曲等問題。在更加充分利用截面數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)信息的基礎上，SURADF 檢驗方法檢驗功效更高。

更進一步地看，傳統(tǒng)單位根檢驗只是針對整個面板數(shù)據(jù)進行的，無法有效判別面板數(shù)據(jù)內部分布特征情況。具體來說存在如下兩個問題：一是傳統(tǒng)檢驗沒有考慮面板數(shù)據(jù)之間的截面相關性，檢驗功效比較低；二是會掩蓋掉隱藏在整體數(shù)據(jù)之中更加豐富的結構特征，對檢驗結果產(chǎn)生偏誤，相比之下，SURADF 檢驗結果可以詳細呈現(xiàn)八大商品子類通貨膨脹持續(xù)性的結構特征，提供的信息更加豐富。

（2）在政策建議方面，本文的研究結果可以為中央銀行及各級政府制定更加有針對性的通貨膨脹貨幣政策提供有價值的參考。在制定貨幣政策時，如果不考慮不同區(qū)域不同商品子類之間通貨膨脹持續(xù)性的結構差異問題，則很有可能對通貨膨脹持續(xù)性較低的商品子類產(chǎn)生顯著甚至過激效果，而對于通貨膨脹持續(xù)性較高的商品子類則可能調控不到位，這樣的貨幣調控政策就容易導致社會福利的流失，造成不必要的市場成本。

從本文的實證結果上看，煙酒及用品、衣著和醫(yī)療保健及個人用品3 個商品子類在城市地區(qū)通貨膨脹持續(xù)性較大。因此在制定調控政策時應該重點關注這3 個商品子類，采取更加切實有效的調控措施。貨幣調控部門也可以根據(jù)本文研究出的各個商品子類通貨膨脹持續(xù)性的大小來調整具體的調控措施。對于衣著商品子類應采用較為有力的調控政策，而對于交通和通信商品子類可以采用較為緩和的貨幣政策。

城市地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)的通貨膨脹持續(xù)性結構特征與全國整體情況略有不同，但是在兩種情況下煙酒及用品和衣著這兩個商品子類都表現(xiàn)出了較高的通貨膨脹持續(xù)性，這也暗示出在制定貨幣政策時應給予這部分商品更多的關注。另外，研究結果也表明在制定調控政策時還應該重點關注城市地區(qū)家庭設備用品及服務商品子類和農(nóng)村地區(qū)娛樂教育文化用品及服務商品子類，更有針對性地制定相應的貨幣政策，以減少不必要的社會福利損失，提高調控效果。