彭 剛 李 超 石微巍

一、引言

隨著經濟的發(fā)展，經濟體會經歷一個從制造業(yè)部門向服務業(yè)部門轉型升級的過程，在該過程中，服務業(yè)增加值份額、就業(yè)和產出比重不斷提高，產業(yè)內部的投入產出結構也隨之改變。制造業(yè)部門與服務業(yè)部門的中間生產環(huán)節(jié)中均需要投入制造品和服務品兩種生產要素，但服務品在兩個部門投入占比逐漸上升，并隨時間的積累呈現出服務密集化的生產特征，Galesi和Rachedi(2018)[1]稱之為服務深化，并在發(fā)達國家找到一系列數據來佐證此觀點。中國四十余年的改革歷程中，服務業(yè)發(fā)展取得長足進步，服務增加值占比從1978年的24.6%上升至2020年的54.5%，從事服務行業(yè)的勞動人口占比由12.2%上升至47.7%(1)數據來源：作者根據《中國統(tǒng)計年鑒2020》數據計算得到。，中國制造業(yè)部門和服務業(yè)部門是否也存在這樣的服務深化過程？服務深化過程的原因又是什么？

制造業(yè)部門和服務業(yè)部門的服務深化過程提高了服務品作為一種投入要素在兩者中間生產過程的投入比例，由于服務品相對于制造品有較高的價格粘性，服務品投入比例的擴大使得兩個部門以及經濟總體的價格粘性上升。具體地，食品、工業(yè)消費品等制造品相對于教育、醫(yī)療等服務品有更高的市場化程度、更充分的市場競爭，加之存貨周轉，制造品的價格相對于服務品的價格調整頻率更高(渠慎寧等，2012[2]；Nakamura 和 Steinsson，2008[3])。另外，服務品的生產過程相對于制造品能夠吸納更多的勞動力就業(yè)，提高了服務部門的工資價格粘性，進一步使得服務品價格不易調整。制造品和服務品的價格粘性差異使得兩個產業(yè)部門和經濟總體在服務深化的同時提高了部門間和經濟總體的價格粘性。

兩個產業(yè)部門與經濟總體的價格粘性上升意味著部門價格和總價格在面臨貨幣政策沖擊時不能充分調整。以中央銀行降低利率刺激部門需求和總需求為例，部門需求和總需求上升會推高部門價格和總價格，引起一定的通貨膨脹。但由于服務深化增加了部門和總價格的價格粘性，部門價格和總價格不能充分上漲，從而降低部門和經濟總體的通貨膨脹。如果此時產業(yè)部門和經濟總體尚未達到潛在產出，需求的增加會刺激實際產出增加。部門價格和總價格粘性越強，積極的貨幣政策沖擊對部門實際產出和實際總產出的影響越大、所付出的通貨膨脹代價影響越小(侯成琪和龔六堂，2014[4])。

如果近四十年來中國長效的服務業(yè)發(fā)展伴隨著服務深化過程，那么服務深化在多大程度上改變了貨幣政策沖擊對產出和通貨膨脹的影響？又能否找到相應的經驗證據？探索產業(yè)結構變遷與貨幣政策沖擊效果兩者間的關聯(lián)不僅對如何優(yōu)化產業(yè)結構，還對如何采用恰當的貨幣政策穩(wěn)定產出和通貨膨脹具有重要參考意義。

本文擬在兩部門新凱恩斯模型的基礎上，從制造業(yè)部門和服務業(yè)部門的中間投入產出結構出發(fā)，揭示服務深化的原因及其對貨幣政策沖擊效果的改變，補充以往文獻從增加值的角度探索經濟結構變遷對貨幣政策的影響。本文的主要貢獻在于：探索中國服務深化是否存在和貨幣政策沖擊是否因之改變的經驗事實，通過構建兩部門新凱恩斯模型揭示服務深化的原因，并在此基礎上進一步模擬分析實際總產出、總通貨膨脹、部門實際產出、部門通貨膨脹在服務深化的作用下對貨幣政策沖擊響應程度的改變。

二、文獻評述

20世紀80年代后期，美國及其他主要發(fā)達國家產業(yè)結構經歷了由制造業(yè)部門向服務業(yè)部門轉移的過程，同時期這些國家的經濟波動減小，產出、就業(yè)、物價等主要宏觀經濟變量呈現平穩(wěn)化態(tài)勢。很多學者試圖將產業(yè)結構變遷與經濟平穩(wěn)化聯(lián)系起來，從產業(yè)結構變化的角度來解釋國民經濟的周期波動。Burns(1960)[5]指出，美國早期工業(yè)化的推進，尤其是制造業(yè)、采礦業(yè)、建筑業(yè)、貨運等戰(zhàn)略性產業(yè)的發(fā)展，因其生產經營的不穩(wěn)定性給經濟周期波動造成重要影響。但隨著經濟的發(fā)展，制造業(yè)在國民經濟的增加值份額逐漸下降，尤其是重工業(yè)的收縮和第三產業(yè)的擴張，很大程度上減少了經濟周期波動(Carvalho和Eabaix，2013[6])。利用兩部門增長模型進行數值模擬，這樣的結構變化至少可以解釋美國經濟波動的28%(Moro，2012[7])。如果對產出波動進行細致的行業(yè)分解，產業(yè)結構變動，尤其制造業(yè)相對份額下降，對產出波動的解釋能力高達50%(Eggers和Ioannides，2006[8])。利用數據實證檢驗也能找到相應的經驗證據，盡管這一比例有所下降但仍維持在30%(Burren和Neusser，2013[9])。以上的文獻認為制造業(yè)和服務業(yè)在國民經濟中增加值的份額變化直接就可以解釋經濟波動下降的典型事實，并不需要依賴于其他中間變量來發(fā)揮作用，但也有文獻指出有些中間變量至關重要，例如不同部門產品價格的粘性差異。

張云和張四燦(2018)[10]、張四燦和張云(2020)[11]通過三部門的新凱恩斯模型認為，產業(yè)結構變遷對于經濟波動的抑制作用主要包括四種機制。其中，產業(yè)結構升級引發(fā)部門和經濟總體的價格粘性提高，能夠降低中國宏觀經濟波動20%左右。張居營和周可 (2019)[12]進一步指出，不同部門產品價格粘性存在差異，這一假設的引入對于從產業(yè)結構變遷解釋經濟波動具有重要意義，服務業(yè)、工業(yè)、農業(yè)的產品價格粘性依次遞減，產業(yè)結構升級后增加值占比大的服務業(yè)部門推高了整個社會的價格粘性，在面臨貨幣政策沖擊時，價格粘性的增大緩和了價格調整，平抑資本投入的波動幅度，改善勞動力要素投入，從而實現產業(yè)結構升級對中國經濟波動“穩(wěn)定器”效應。將這類模型應用到美國和英國的產出和通貨膨脹案例中，結論依然成立，甚至產業(yè)結構升級和價格粘性增加對抑制產出和通貨膨脹的波動表現出更高的解釋效力，達20%～40%(Flamini等，2012[13])。事實上，部門間價格粘性差異的引入不但合理且具有充分的現實基礎，Nakamura 和Steinsson(2008)[3]利用詳盡的微觀價格調查數據對美國各大類商品的價格進行分析，發(fā)現各大類商品價格粘性具有顯著性的差別，食品、工業(yè)消費品相對于醫(yī)療、教育等服務品價格調整頻繁，而后者的價格經常保持穩(wěn)定。歐元區(qū)和中國也存在類似現象(Vermeulen 等，2012[14]；渠慎寧等，2012[2]；霍東星和方顯倉，2020[15])。

不同部門產品存在價格粘性差異的合理假設增強了從產業(yè)結構變化的角度來解釋產出和通貨膨脹波動的能力，但這一類文獻對產業(yè)結構變化的關注點主要集中在產業(yè)增加值的變動，沒有進一步分析產業(yè)內部的投入產出的變化，產業(yè)結構變動對經濟周期的影響也主要局限在實際總產出、總通貨膨脹。事實上，產業(yè)結構的變化不但使得貨幣政策對總通貨膨脹、實際總產出等經濟變量產生的影響發(fā)生改變，而且對部門的實際產出和通貨膨脹的影響也有所變化(張成思，2009[16])。侯成琪和龔六堂(2014)[4]認為，貨幣政策沖擊對各部門實際產出和通貨膨脹的影響取決于各部門的價格粘性水平。部門價格粘性越高，積極的貨幣政策沖擊所造成的部門通貨膨脹越小，對產出刺激越強。鄢莉莉和吳利學(2017)[17]也有類似發(fā)現。

Galesi和Rachedi(2018)[1]認為產業(yè)結構在增加值層面的長效變化必然引起產業(yè)內部投入產出的變遷，并且兩者存在重要關聯(lián)，若從產業(yè)內部變化對經濟總產出、總通貨膨脹和部門產出、部門通貨膨脹的波動做出解釋，則意味著將產業(yè)結構變化對經濟波動的解釋推向了更加細微的層面。改革開放四十年來，我國經濟總量快速增長，經濟結構不斷優(yōu)化，產業(yè)內部投入產出也發(fā)生了諸多改變。如何將產業(yè)結構變化深入到產業(yè)內部投入產出的變化，并將這種變化對經濟周期的波動影響從總產出和總通貨膨脹推向部門產出和部門通貨膨脹，目前這一類文獻還相對缺乏。因此，本文擬通過經驗數據來分析中國產業(yè)內部投入產出是否變化，以及這種變化是否改變了貨幣政策沖擊對產出和通貨膨脹的影響，并利用兩部門新凱恩斯模型來探索產業(yè)內部投入產出變化的原因及其改變貨幣政策沖擊效果的機制，以期對以往文獻做相應的補充。

三、服務深化及其改變貨幣政策沖擊效果的經驗事實

(一)服務業(yè)發(fā)展與服務深化的典型事實

改革開放四十多年來，我國的產業(yè)結構逐步優(yōu)化(何平等，2014[18]；韓永輝等，2016[19]；穆懷中和吳鵬，2016[20])，資本和勞動力不斷向服務產業(yè)集中。主要表現為服務業(yè)的增加值占比，總產出占比和服務業(yè)吸納就業(yè)人數比重不斷提高。圖1反映了我國從1978年到2020年服務業(yè)的基本情況。從1978年以來，服務業(yè)的增加值占比從24.6%一直上漲至54.5%，吸納就業(yè)人數比重由12.2%上升 至47.7%，總產出占比從20%提升到35%。這表明服務業(yè)利用較少的物質投入帶動近一半的勞動力就業(yè)和超過一半的財富增加，服務業(yè)的發(fā)展日趨成為我國經濟發(fā)展的主要動力。

圖1 1978—2020年服務業(yè)相關變量的占比

服務業(yè)的長效發(fā)展伴隨著服務品作為一種要素在制造業(yè)部門和服務業(yè)部門的中間生產環(huán)節(jié)發(fā)揮越來越重要的作用。利用World KLEM data數據庫關于中國部門的投入產出表(2)World KLEM data數據庫提供包括世界多個重要經濟體在內的可橫向對比的宏觀經濟變量數據庫和投入產出表。此處涉及的投入產出表的數據來源主要包括World KLEM data數據庫和中國國家統(tǒng)計局。前者覆蓋1981—2010年每年的中國投入產出表，參見http：//www.worldklems.net/data.htm；后者提供2012、 2017年投入產出表及2015年延長表，參見http：//www.stats.gov.cn/。后者對產業(yè)的劃分層面更加細致，但為了與前者相匹配已根據經濟含義進行了整理歸類。，并按數據庫提供的北美產業(yè)分類系統(tǒng)(North American Industry Classification System)，可將產業(yè)部門分為能源產業(yè)部門、制造產業(yè)部門和服務產業(yè)部門。本文重點關注后兩者，計算服務品在制造產業(yè)部門和服務產業(yè)部門中間投入中所占的比例，可得到1981—2017年制造業(yè)部門和服務業(yè)部門服務深化的變遷過程，如圖2所示。

圖2 制造業(yè)部門與服務業(yè)部門的服務深化過程

圖2表明從20世紀80年代以來，服務業(yè)部門和制造業(yè)部門都在不同程度上經歷著服務深化的過程，盡管這一過程十分緩慢，甚至有些年份服務深化程度還會下降，但總體上服務品作為一種要素在制造業(yè)部門和服務業(yè)部門的中間投入產出結構中比重一直在提升。制造業(yè)部門的服務深化過程相對平穩(wěn)，從1981年的11%緩慢上升至2017年的19%；而服務業(yè)部門的服務深化發(fā)展相對較快，從1981年的35%上升至2017年的59%。這也表明服務業(yè)部門的中間生產過程更加依賴于服務品的投入。制造業(yè)部門和服務業(yè)部門在中間生產環(huán)節(jié)越來越倚重服務要素，這種服務密集化的特征使得整個經濟體平均而言服務化程度也在加深，尤其是在2004年以后提升的趨勢明顯。

(二)服務深化與貨幣政策沖擊效果的改變

1.不同部門產品價格粘性差異的原因。

在微觀企業(yè)定價機制中，不同的企業(yè)會因為所在的行業(yè)屬性差異而有不同的價格調整策略，價格調整頻率直接影響產品的價格粘性(Bils 和 Klenow，2004[21]；Klenow 和 Kryvtsov，2008[22]；Nakamura 和 Steinsson，2008[3])。根據對美國的微觀企業(yè)的估計，服務行業(yè)中的企業(yè)價格更具有粘性，它們維持上一期的價格時間平均約為8～13個月；制造行業(yè)的企業(yè)維持上一期價格的平均時間僅為3個月左右。渠慎寧等(2012)[2]在比較中國食品、工業(yè)消費品及服務品的價格波動情況時，也發(fā)現服務品的價格不易發(fā)生變化，具備很強的價格粘性特征。服務品的價格相對于制造品不易調整的原因主要包括如下幾個方面：(1)服務品大多數不可貿易、不可儲蓄，且產品間的異質性特征明顯。壟斷競爭的市場結構使得企業(yè)可以根據邊際成本制定較高的加成定價，不需要頻繁更改菜單適應需求。但流水線上的制造品往往標準程度高，企業(yè)間競爭激烈，需要經常根據市場需求頻繁調整價格。(2)制造品相比于服務品更容易面臨存貨積壓的問題，需要靈活調整價格以保證降低庫存成本。(3)由于工資價格存在粘性，服務業(yè)部門相比于制造業(yè)部門能吸納更多的勞動力就業(yè)，從而服務業(yè)部門工資價格的粘性更強，其產品價格更不容易調整。

2.服務深化提高部門和經濟總體的價格粘性。

如果將經濟部門劃分為制造業(yè)部門和服務業(yè)部門，這兩個部門的生產環(huán)節(jié)中都需要利用對方部門的產品和自身部門的產品作為生產要素進行生產。這意味著制造業(yè)部門的生產需要投入本部門生產的制造品，也需要投入服務部門生產的服務品。同理，服務部門也需要投入服務品和制造品作為要素進行生產。由于服務品價格粘性高于制造品，因此，在任何一個部門的生產過程中，服務品作為一種要素投入占比提高，會導致該部門的價格粘性上升，該部門在生產過程中調整產成品的價格能力隨之減弱。

上一節(jié)中，本文利用投入產出表發(fā)現制造業(yè)部門、服務業(yè)部門以及整個經濟體在中間生產環(huán)節(jié)中服務品要素占比都有所提升，呈現出服務密集化的特征(也即服務深化)。這意味著，制造業(yè)部門、服務業(yè)部門乃至整個經濟體都會因為服務深化的原因提高部門間和整個經濟體的價格粘性，降低調整價格的能力。

3.貨幣政策沖擊效果改變的經驗證據。

服務深化推高了兩個產業(yè)部門和經濟總體的價格粘性，使得制造業(yè)部門、服務業(yè)部門以及經濟總體在面臨中央銀行的貨幣政策沖擊時，部門價格和總體價格與服務深化之前相比更加難以調整，從而改變了兩個產業(yè)部門和經濟總體的產出和通貨膨脹對貨幣政策沖擊做出的響應。這里有兩種政策情形，情形一：假設中央銀行降息實施擴張性的貨幣政策來刺激投資和消費，總需求和部門需求的增長盡管推高物價，產生一定的通貨膨脹，但是由于經濟總體和部門價格粘性的增加，刺激政策所引起的通貨膨脹的程度與未發(fā)生服務深化價格靈活調整的情形相比，同樣規(guī)模的降息擴張所引發(fā)的通貨膨脹要小很多。與此同時，降息擴張?zhí)嵘丝傂枨蠛筒块T需求，在經濟總體和部門間實現潛在產出之前，經濟總體和部門間的實際產出均會因為需求擴張得到提升。情形二：假設中央銀行提高利率實行緊縮貨幣政策來削減投資和消費，總需求和部門需求減少抑制物價，但是由于服務深化使得價格粘性增強，總價格和部門價格下降程度與未發(fā)生服務深化價格可以靈活調整相比小很多，這也意味著實際總產出和部門產出也不會下降很多。

可以通過一組回歸結果對服務深化改變貨幣政策沖擊效果提供一些經驗支持。由圖2可知，2004年全社會的平均服務深化程度上升比較慢，2004年以后比較快。以2004年為時間分界，將數據劃分為兩個樣本：服務深化較低的樣本區(qū)間(1996—2004年)和服務深化較高樣本區(qū)間(2005—2020年)?？刂葡嚓P變量的條件下，對比服務深化程度不同的兩個樣本，對于相同的名義利率沖擊，二者的實際總產出、總通貨膨脹的脈沖響應有何差別。具體地，利用中國1996—2020年的實際總產出、消費者價格指數、名義利率的季度數據(3)這里的名義利率指的是中國銀行間同業(yè)拆借期限為3個月的當期利率(月度數據)。這里樣本選擇區(qū)間為1996—2020年，是因為季度實際產出、CPI環(huán)比指數和3月期的銀行間同業(yè)拆借利率數據最早的可追溯時間分別是1992年、1995年和1996年。實際產出是通過將名義產出以1978年為基準通過平減指數得到，CPI季度數據和3月期的銀行間同業(yè)拆借利率季度數據是根據其月度數據對應轉化為季度數據得到。三個數據均來自中經網，https：//db.cei.cn/。，通過指數平減和季節(jié)效應處理，計算得到實際總產出增長(Δlny)、總通貨膨脹(Δcpi)和名義利率增長(Δr)。然后構建一個三元、AIC準則選定為二階滯后的SRVAR模型(4)SRVAR模型是包含有符號約束的一種VAR模型，該模型好處在于可以避免出現價格之謎(Sims,1992[23])即緊縮性貨幣政策下出現物價不降低反而升高的問題，這里采用 Uhlig (2005)[24]的符號約束建議加以構建。。與此同時，不加符合約束的模型中，也要考慮會對貨幣政策效果產生影響的其他因素，例如政府債務，金融發(fā)展水平、匯率等(張雪瑩等，2020[25]；劉玄和王劍，2006[26]；郝大鵬等，2020[27])。通過對比實際總產出增長與總通貨膨脹對名義利率波動的脈沖響應在兩個樣本區(qū)間(1996—2004年和2005—2020年)的差別來說明服務深化程度對貨幣政策沖擊效果的改變，如圖3、圖4所示。

圖3 1996—2004年實際總產出與通貨膨脹對名義利率的脈沖響應

在圖3的脈沖響應圖中，實線為實際總產出增長和總通貨膨脹對名義利率增長做出的脈沖響應，陰影為響應沖擊的置信區(qū)間。當中央銀行考慮提高名義利率，抑制總需求來收縮經濟，當名義利率正向偏離一個標準差，實際總產出和總通貨膨脹均會下降。其中，實際總產出初期下降0.3%，隨著利率沖擊逐漸減弱，實際總產出得以恢復到初始水平，該過程大致維持12期；總通貨膨脹也受到利率上升的沖擊，初期約下降0.32%，隨著沖擊作用逐漸減弱，總價格逐漸恢復，約14期后回到初始水平。

圖4的脈沖響應圖中，當名義利率同樣正向偏離一個標準差時，實際總產出與總通貨膨脹均有所下降。其中，實際總產出初期保持不變，隨后收縮下降約3%，維持10期后恢復初始水平；總通貨膨脹初期下降約2%，隨著利率沖擊逐漸減小，物價下降約10期后恢復。

圖4 2005—2020年實際總產出與通貨膨脹對名義利率的脈沖響應

對比圖3和圖4可知，當控制變量均相同的情況下，中央銀行提高名義利率，使得名義利率在兩個樣本期內都正向偏離一個標準差，圖3所對應的服務深化程度較低的樣本期(1996—2004)實際總產出和總通貨膨脹下降幅度均大于圖4對應的服務深化程度較高的樣本期(2005—2020)，這說明同樣的緊縮性貨幣政策沖擊在圖4對應的樣本期(2005—2020)的收縮效果更弱。由于兩個樣本期除服務深化水平高低有所差異，其余變量均相同，這說明緊縮性貨幣政策在兩個樣本中效果差異的原因主要在于服務深化水平不同。具體地，圖4對應服務深化程度高的樣本期(2005—2020)在面臨利率上調的緊縮性貨幣政策時，總需求減少，物價隨之下降，實際總產出減少，但由于服務深化的作用使得價格的粘性增強，價格不能充分地下調，從而與服務深化程度較少的圖3相比，物價不至于下降太多，實際產出也不會大幅下降。

通過對1978—2020年產業(yè)結構變遷的觀測，本文利用投入產出表得出制造業(yè)部門、服務業(yè)部門以及整個經濟體在中間生產環(huán)節(jié)中所需要投入的服務品要素占比越來越大，整個經濟體呈現服務密集化也即服務深化的趨勢。由于制造品和服務品的價格粘性存在差異，服務品與制造品相比更難調整價格，制造部門和服務部門以及整個經濟體服務品要素投入日趨密集化(也即服務深化)使得兩個產業(yè)部門和整個經濟體的價格粘性增強，價格靈活調整的能力下降。當面臨中央銀行的貨幣政策沖擊時，服務深化造成的價格粘性增強改變了貨幣政策沖擊的效果。在下一部分，本文將在新凱恩斯的框架下來說明服務深化的發(fā)生機制，通過校準模型參數，數值模擬出服務深化如何改變貨幣政策的沖擊效果。

四、理論模型

為了從產業(yè)內部的投入產出變化來說明服務深化提高產業(yè)部門和經濟總體的價格粘性，進而改變貨幣政策沖擊對實際產出和通貨膨脹的影響效果，本文根據兩部門新凱恩斯模型對部門的中間生產結構做了一些的假設：①經濟體由制造業(yè)部門和服務業(yè)部門組成，兩個部門又由若干家企業(yè)構成，制造企業(yè)生產的制造中間品和服務企業(yè)生產的服務中間品都是通過投入勞動和中間復合品來生產得到，其中，中間復合品由制造中間品和服務中間品按CES形式加總合成。這意味著不管是制造中間品的生產還是服務中間品的生產都需要投入勞動、自身生產的中間產品和另一部門生產的中間產品。②制造中間品和服務中間品的定價策略遵循Calvo(1983)[28]粘性價格模型，制造中間品的價格粘性大于服務中間品(張云和張四燦[10]，2018；張四燦和張云，2020[11]；張居營和周可，2019[12])。這意味著無論是制造業(yè)部門還是服務業(yè)部門的生產環(huán)節(jié)中，服務中間品作為要素投入占比上升，則該部門價格粘性升高，調整價格的能力減弱。對于模型的家庭部門和中央銀行部門則遵照兩部門新凱恩斯模型的一般設定。

(一)家庭

經濟體中存在無限期的代表性家庭，家庭的效用由消費Ct和勞動供給Nt決定，并采用CRRA形式，家庭的終生效用函數為：

(1)

(2)

其中，ω為服務品消費的份額，ν為服務品消費與耐用制造品消費的替代彈性。

制造品有兩重作用，一方面可以直接作為一種生產要素投入參與到生產領域，另一方面作為一種可消耗的耐用品在家庭中被消費，折舊率為δ，并滿足如下的累積運動方程：

(3)

家庭在如下的預算約束下最大化一生效用：

(4)

從而，家庭規(guī)劃對應的拉式函數可以寫成：

(5)

整理一階條件有：

(6)

(7)

(8)

(9)

(10)

(二)企業(yè)

1.最終品廠商。

服務業(yè)部門的最終品由各種服務中間品通過CES函數加總得到：

(11)

類似地，制造業(yè)部門的最終品由各種制造中間品按照同樣的方式加總得到：

(12)

其中，ε是中間品之間的替代彈性。

服務業(yè)部門最終品廠商的利潤函數為：

(13)

(14)

同理，制造業(yè)部門的最終品廠商對制造中間品的需求函數為：

(15)

(16)

(17)

2.中間品廠商。

中間品廠商利用兩種要素：勞動力(N)和中間復合品(I)(以下簡稱為復合品)并采用CD生產函數加以生產，服務中間品的生產函數為：

(18)

(19)

由中間品廠商的成本最小問題可得中間品廠商的條件要素需求函數，以服務中間品廠商為例，其規(guī)劃問題對應的拉氏函數為：

(20)

(21)

(22)

同理，對于制造中間品的條件要素需求函數有：

(23)

(24)

為了刻畫出服務中間品作為一種中間要素投入在制造復合品和服務復合品的生產中占比隨時間推移不斷增加的重要特征，假定復合品由制造中間品和服務中間品按照CES加總得到。服務復合品的函數結構如下：

(25)

類似地，制造復合品函數如下：

(26)

考慮服務復合品的利潤問題，有如下規(guī)劃：

(27)

根據對應的拉氏函數，整理一階條件可知服務復合品的要素需求函數為：

(28)

(29)

將要素需求函數回代到利潤函數中，并令均衡時刻服務復合品的生產利潤為零，服務復合品的價格可以寫為服務中間品和制造中間品價格的函數，即：

(30)

類似地，制造復合品的要素需求函數為：

(31)

(32)

對應的制造品的價格也可以寫作服務和制造中間品價格的函數：

(33)

服務中間品和制造中間品作為中間投入在復合品所占份額隨時間變化反映出服務部門和制造部門中間生產過程的深刻變革，它將以往文獻(Carvalho,2006[29]；Bouakez等，2009[30]，2011[31]，2014[32]；Imbs 等，2011[33]；Pasten 等，2020[34])研究產業(yè)結構變化對經濟周期的影響推向更加細微的中間生產環(huán)節(jié)。

考慮中間廠商利潤最大化的最優(yōu)價格決定，中間廠商的利潤函數用制造中間品為計價物品，以服務中間廠商為例，可以寫為：

(34)

(35)

從而服務中間品廠商的最優(yōu)重置價格為：

(36)

同理，對于制造中間品的最優(yōu)重置價格也有：

(37)

(38)

(39)

(三)市場出清條件

1.最終品市場。

由中間產品合成加總的最終服務品和制造品全部構成家庭部門的消費或形成投資：

(40)

(41)

2.中間品市場。

中間產品的總產出有三個去向:一是作為原料被用來生產自身部門的復合品；二是作為原料被用來生產其他部門的復合品；三是作為原料用來合成最終產品。從而有出清條件：

(42)

(43)

3.勞動力市場出清。

由家庭供給的勞動力恰好滿足服務和制造兩個部門的需求，由于只有中間產品的生產才需要勞動力，從而有：

(44)

(四)貨幣政策沖擊

名義總產出為服務部門和制造部門的名義產出之和，即有：

(45)

為了分析貨幣政策沖擊對實際產出的影響，將基年的價格設定為1，則實際總產出即為部門實際產出之和，總的價格指數即為名義產出的GDP平減指數，可以分別表達為：

(46)

(47)

it=ρiit-1+(1-ρi)(i*+φππt+φyxt)+εt

(48)

(五)服務深化的穩(wěn)態(tài)特征

服務中間品在復合品中的比重隨時間增長即服務深化，它并不需要借助其他條件，而是來自制造和服務兩個部門間的生產率差異。事實上，這也是Baumol(1967[35]，1985[36])中的基本結論，即如果服務部門的生產率慢于制造業(yè)部門，則會導致服務部門價格上漲，勞動力向服務部門集中，進一步致使服務部門產出占比上升。

為了得到服務深化的穩(wěn)態(tài)表達式，需要對中間品和復合品的生產函數做兩點假設：①中間品生產函數中，兩個部門的勞動收入份額為零，也即αs=αm=0，這意味著中間品的生產僅為技術(A)和復合品(I)的線性函數。②在兩個部門的復合品函數中，服務中間品在兩個部門的占比相同，也即ωs=ωm。據此，穩(wěn)態(tài)時兩個部門的服務中間品在復合品的占比表達式為：

(49)

(50)

當且僅當替代彈性小于1時，兩個部門的服務深化程度與相對生產率成正相關關系。在其他條件不變的情形下，制造部門的生產率相對于服務部門提高，服務中間品作為一種要素在中間生產環(huán)節(jié)的占比越來越大，制造部門、服務部門甚至整個經濟體均會經歷一個服務深化的過程。然而服務中間品與制造中間品的替代彈性小于1，它作為論證服務業(yè)成本病的關鍵假設已經被很多文獻 (Nordhaus，2008[37]；宋建和鄭江淮，2017[38]) 論證成立。

五、服務深化改變貨幣政策沖擊效果的理論分析

(一)參數較準

模型參數的校準一方面來自相關的文獻，另一方面來自對數據的估算，在保證參數與典型事實相符合的同時，也讓參數與1981年到2010年部門投入產出結構變化相匹配。

首先，利用1981年和2010年37部門的投入產出數據，其中包括部門總產出和中間投入，按照北美產業(yè)分類系統(tǒng)(North American Industry Classification System)將37個部門劃分為3類，能源業(yè)部門、制造業(yè)部門和服務業(yè)部門，重點關注后兩者。為了和模型的設定保持一致，總產出由中間投入和勞動組成。計算各部門的中間投入占其總產出的比重，剩余份額即為勞動報酬的份額，并對其求平均值。其中，制造業(yè)部門平均中間投入占比為0.753 1，則勞動收入份額αm為0.246 9；服務業(yè)部門的平均中間投入占比為0.461 4，勞動收入份額αs為0.538 6。

服務深化依賴于制造中間品和服務中間品的替代彈性，相關文獻(Nordhaus，2008[37]；宋健和鄭江淮，2017[38])認為兩者之間的替代彈性小于1的事實無可爭議。這里引用胡紹波等(2019)[39]利用2003年到2014年全國及區(qū)域數據對兩者替代彈性的估算結果，農業(yè)部門、制造業(yè)部門和服務業(yè)部門三個產業(yè)部門之間的替代彈性均小于1。其中，制造業(yè)部門和服務業(yè)部門之間的替代彈性全國平均水平為0.605，東中西部略有差異分別為0.375、0.676、0.770。2009年之前的替代彈性為0.436，2009年之后為0.437。這里本文將制造中間品和服務中間品的替代彈性設定為0.5，對應的將消費領域中制造品和消費品的替代彈性設定μ為0.4，這樣的取值落在Duarte 和Restuccia(2010)[40]得到的最大替代彈性v為0.8和Herrendorf 等(2013)[41]得到的v為0.002的區(qū)間之內。

貨幣政策沖擊遵循泰勒規(guī)則，規(guī)則的參數設定與單強等(2020)[42]對中國貨幣政策的經驗模擬一致。設定名義利率慣性系數ρi=0.8，對通貨膨脹和產出缺口的調整參數分別為φπ=1.2，φy=1。貨幣政策沖擊的標準差為0.1。新凱恩斯的框架下，部門的價格存在粘性，根據Bils和Klenow(2004)[21]、Klenow和Kryvtsov(2008)[22]、Nakamura和Steinsson(2008)[3]的估計，服務部門價格調整周期中位數約為8至13個月，制造部門約為3.2個月。不妨將服務部門的價格調整周期設為12個月，制造業(yè)部門為3個月，這意味著φs=0.75，φm=0.25。

關于折舊率的選取，根據田友春(2016)[43]對中國1990—2014年多個產業(yè)部門的折舊率估計，服務部門和制造部門的加權平均折舊率區(qū)間分別為[5%，7%]、[9%，10%]，社會總折現率為[7%，8%]，這里取折現率δ=8%。為了得到資本調整成本，本文將通過一個SVAR模型判斷名義利率的變動對于制造部門和服務部門產出的變化對比來決定資本的調整成本大小。利用2012—2020年制造部門和服務部門的通脹、實際產出和名義利率的數據，通過 SVAR模型，假設提高貨幣政策沖擊使得名義利率提高一個單位，會使得部門實際產出和通脹下降，制造部門的產出下降的幅度是服務部門的約2.7倍。為了使得模型與數據相匹配，設定資本調整成本為χ=2.7。

(二)服務深化對貨幣政策沖擊效果改變的圖像模擬

由式(43)可知，當制造業(yè)部門和服務業(yè)部門的相對生產率提高時，制造中間品與服務中間品的替代彈性小于1是服務深化的必要條件。將滿足該條件記作“存在服務深化”，并在下面的圖像模擬中，圖例統(tǒng)一用帶圈的虛線表示；不滿足該條件的記作“不存在服務深化”，圖例統(tǒng)一用長虛線表示。為了研究服務深化的特征及其對貨幣政策沖擊效果的改變，將對比以下內容：①存在服務深化與否，服務中間品在兩個部門的復合品占比是否升高，據此可以得到圖5；②對比存在服務深化時，兩個部門的通貨膨脹、邊際成本對貨幣政策沖擊的響應與不存在服務深化時有何區(qū)別，據此可以得到圖6和圖7；③對比存在服務深化與否，總通貨膨脹對貨幣政策正向沖擊的響應有何區(qū)別，據此可以得到圖8。

圖5 部門相對生產率與部門間的服務深化程度

圖6 部門間通貨膨脹率與部門相對生產率

圖7 部門間邊際成本與部門相對生產率

具體地，圖5中的(1)和(2)分別表示服務中間品在制造復合品和服務復合品的比重隨部門的相對生產率變化的趨勢圖。在(1)和(2)中，存在服務深化的帶圈曲線值均隨著部門的相對生產率的提高而上升，表明服務中間品在制造復合品和服務復合品的占比均隨部門的相對生產率提高而增加。對于不存在服務深化的長虛線則表現為水平狀，不隨部門的相對生產率變化，這意味著服務中間品在制造復合品和服務復合品的占比與部門的相對生產率無關。這主要是因為不存在服務深化時，制造復合品和服務復合品由原來的CES函數退化為CD函數，服務中間品在其中的占比變?yōu)槌?，不再是相對生產率的函數。

圖6中的(1)和(2)分別表示當中央銀行考慮降低名義利率，制造部門和服務部門的通貨膨脹對貨幣政策沖擊的響應在存在服務深化與不存在服務深化的區(qū)別。在圖6的(1)和(2)中，隨著部門相對生產率提高，不論制造部門和服務部門是否存在服務深化，兩個部門的通貨膨脹均有所下降，但存在服務深化的情形比不存在服務深化的情形通貨膨脹下降幅度更多，并隨著部門生產率擴大。其中，對于制造部門而言，沒有服務深化時通貨膨脹的下降幅度約為有服務深化時的2/3。對于服務部門而言，沒有服務深化時通貨膨脹的下降程度約為有服務深化時的70%。存在服務深化與否，兩個部門的通貨膨脹對積極貨幣政策沖擊的響應截然不同的原因在于：當中央銀行實施積極貨幣政策時，降低利率刺激部門間的投資和消費，部門需求上升使得兩個部門產生一定程度的通貨膨脹，但部門相對生產率提高加深了兩個部門間的服務深化程度，進一步增加了制造部門和服務部門的價格粘性，降低部門間的價格上調能力，從而降低了制造部門和服務部門的通貨膨脹水平。值得注意的是，圖6的(1)和(2)中，當不存在服務深化時，應對擴張的貨幣政策沖擊，通貨膨脹也會有所下降。這可能是因為雖然服務深化的通道被關閉，但是服務品作為消費品在最終產品環(huán)節(jié)(家庭消費領域)增加值占比上升，進而提高部門價格粘性，降低了正向貨幣沖擊下通貨膨脹的程度，盡管這一作用相對較小(Carvalho，2006[29]；Bouakez等，2009[30]，2011[32],2014[32]；Imbs 等，2011[33]；Pasten等，2020[34])。

在面對積極貨幣政策沖擊時，服務深化是如何通過增加價格粘性使得制造部門和服務部門的通貨膨脹程度下降，這里通過兩個部門的邊際成本隨部門相對生產率提高而變化來加以解釋，如圖7所示。圖7中(1)和(2)分別表示中央銀行考慮降低名義利率，制造部門和服務部門的邊際成本對貨幣政策沖擊的響應在存在服務深化與不存在服務深化的區(qū)別。其中，對于制造部門，存在服務深化時其邊際成本下降程度是其不存在服務深化時的6倍。而不存在服務深化時，應對貨幣的正向沖擊該部門的邊際成本幾乎沒有下降。在服務部門，不論存在服務深化與否，當利率下調時，該部門的邊際成本均會隨部門相對生產率提高而下降。存在服務深化與不存在服務深化相比，雖然前者的邊際成本下降幅度約為后者的10%，但是兩者的絕對數值差別很小，幾乎可以忽略不計。值得注意的是，圖7的(1)和(2)中，當不存在服務深化時，應對擴張的貨幣政策沖擊，兩個部門的邊際成本也會有所下降。原因與上面對通貨膨脹的分析近似，可能是增加值層面的產業(yè)結構變化導致(Carvalho，2006[29]；Bouakez等，2009[30]，2011[31]，2014[32]；Imbs 等，2011[33]；Pasten等，2020[34])。

圖8表示的是當中央銀行考慮降低名義利率，總通貨膨脹對貨幣政策沖擊的響應在存在服務深化與不存在服務深化的區(qū)別。圖8表明，當經濟體存在服務深化并且深化程度隨部門相對生產率提高而上升時的總通貨膨脹與沒有服務深化時相比，通貨膨脹的程度更低，并且后者的下降幅度約為前者下降幅度的60%。盡管沒有服務深化時，服務品作為消費品在最終產品環(huán)節(jié)(家庭消費領域)增加值占比上升也會提高經濟結構的粘性，進而降低正向貨幣沖擊下通貨膨脹的程度(Carvalho，2006[29]；Bouakez等，2009[30]，2011[31]，2014[32]；Imbs 等，2011[33]；Pasten等，2020[34])，但這一作用與服務深化作用相比較小。

圖8 總通貨膨脹與部門相對生產率

(三)服務深化對貨幣政策沖擊效果改變的量化模擬

為了進一步量化服務深化對貨幣政策沖擊效果的改變和其他因素對貨幣政策沖擊效果的改變，并對二者做相應的對比，我們利用是否滿足制造中間品與服務中間品的替代彈性小于1這一服務深化的必要條件來構建一個基準模型和反事實模型。在基準模型中(存在服務深化)，以1981年為時間起點，2010年為時間終點(5)考慮選擇的時間點是1981年和2010年的理由有兩條：一是可獲得的、且具有時間連續(xù)性的產業(yè)部門投入產出表從這一年開始，其本身可以近似作為中國經濟改革的開端。選擇2010年是因為World KLEM data數據庫對于中國連續(xù)的投入產出表暫時更新到2010年，雖然中國國家投入產出協(xié)會公布了2012和2017版的投入產出表，但是這樣不連貫的數據對于采用DEA方法來校準部門相對生產率比較困難，另外，選擇2010年則可以回避因為2008年之后各國普遍量化寬松的政策的影響。二是1981年屬于改革開放初期，制造業(yè)部門和服務業(yè)部門的相對生產率差異不大，幾乎不存在服務深化，但積累到2010年，兩個部門的相對生產率差異較大會形成較高的服務深化水平。，并對兩個時刻施加相同規(guī)模的正向貨幣政策沖擊(不妨令名義利率下降1%)，對比1981年各宏觀變量(實際總產出、部門實際產出、部門通貨膨脹、部門邊際成本)對沖擊的響應與2010年這些變量對沖擊的響應，同一變量的響應差別即為服務深化對貨幣政策效果的改變；作為對比，在反事實模型中(不存在服務深化)重復該過程，同一變量的響應差別即為其他因素導致的貨幣政策效果改變?；诖?，本文可以比較服務深化對貨幣政策效果的改變與其他因素對貨幣政策效果改變的大小。根據以上得到表1。

表1 各宏觀變量對貨幣政策沖擊的響應

在表1中，總通貨膨脹在基準模型(存在服務深化)中，當名義利率下調1%，通貨膨脹率由1981年的1.23%下降至2010年的0.67%，下降了0.56%。在反事實的模型(不存在服務深化)中，總通貨膨脹雖然也從1.06%下降至0.79%，下降了0.27%，但下降幅度遠小于存在服務深化時的情形。由此可見，服務深化緩解了由于名義利率下調而造成的通貨膨脹程度，可以解釋下調程度的一半左右。另外，實際總產出也在服務深化的條件下對于貨幣政策刺激有更顯著的響應，表現出更高的增長，從1981年的1.55%增長到2010年的1.85%，增長了30個基點，對應的無服務深化情形下實際總產出只增長20個基點，前者較后者多增長了10個基點，約占增長總額的1/3。由總通貨膨脹和實際總產出對于貨幣政策沖擊的響應變化可知，經濟總體的服務深化提高了整個經濟體的價格粘性，使得面對名義利率下降時，貨幣政策的產出刺激作用更加明顯，同時為之付出的通貨膨脹上升的代價更小，這表明對貨幣政策的沖擊效果在服務深化的影響下發(fā)生顯著改變。

服務深化的作用對貨幣政策沖擊效果的改變不但顯著地表現在經濟總體層面如總通貨膨脹和實際總產出中，還表現在部門實際產出和通貨膨脹上。在基準模型中，名義利率下降1%時，服務部門和制造部門的通貨膨脹分別由1981年的0.41%、1.40%下降至2010年的0.40%、1.30%，下降幅度均為10個基點。在反事實模型(不存在服務深化)中，兩個部門的通貨膨脹僅下降10個基點和2個基點。部門通貨膨脹下調主要通過部門的邊際成本通道，服務深化提升了部門間對服務中間品的使用，增強部門間的價格粘性，降低了兩個部門邊際成本對名義利率下降的刺激反應，進一步表現為部門通貨膨脹的下調。具體地，在基準模型中，服務和制造部門邊際成本分別下降10個基點和14個基點，但在反事實模型中，兩者只分別下降5個基點和3個基點。服務深化還進一步提高了部門實際產出，制造部門和服務部門的實際產出分別提高25個基點和1個基點，而當沒有服務深化時，名義利率的下降卻幾乎沒有帶來任何實際產出刺激變化甚至還有可能面臨實際產出衰退。

六、結論與政策建議

本文通過對中國產業(yè)結構變遷的梳理，發(fā)現產業(yè)結構由制造業(yè)部門向服務業(yè)部門轉型升級的過程中，伴隨著兩個部門中間生產結構服務日益密集化的特征。具體表現為服務品和制造品同作為兩個部門的生產要素，但兩個部門對服務品的使用占比隨時間累積不斷提高。由于服務品的價格粘性高于制造品，兩個部門對服務品的使用比例逐漸提高使得兩個部門的價格粘性增加，同時經濟總體的價格粘性也隨之升高。部門和總體價格粘性升高降低了應對貨幣政策沖擊時的價格調整能力，繼而改變部門和總體的實際產出和通貨膨脹對貨幣政策沖擊的響應。利用1996—2020年的實際產出，消費者價格指數和名義利率數據找到了一個經驗性的證據。

為了說明服務深化提升部門和經濟總體的價格粘性進而改變貨幣政策沖擊效果的機制，利用兩部門新凱恩斯模型闡述了服務深化的動力來源于制造部門和服務部門的生產率差異這一外生變量，并且該結論的成立僅依賴于制造中間品和服務中間品替代彈性小于1的合理假設。本文根據是否滿足這一合理假設構建了基準模型和反事實模型。在基準模型中，兩個部門的生產率差異擴大，服務深化發(fā)生，進而提高兩個部門和經濟總體的價格粘性，當面臨名義利率上升的貨幣政策沖擊時，制造部門和服務部門的通貨膨脹通過邊際成本的渠道快速下降。但在制造中間品和服務中間品替代彈性等于1的反事實模型中，服務深化以及通貨膨脹經邊際成本渠道快速下降的現象均不存在。為了量化服務深化對貨幣政策沖擊效果的改變，對比1981年和2010年穩(wěn)態(tài)時刻的實際總產出、總通貨膨脹、部門實際產出、部門通貨膨脹及邊際成本對名義利率下降1%的脈沖響應在基準模型(存在服務深化)和反事實模型(不存在服務深化)的區(qū)別。結果發(fā)現，在基準模型(存在服務深化)中，2010年的實際總產出和部門實際產出相對于1981年提升更多的同時，總通貨膨脹和部門通貨膨脹卻有所下降，并且這種下降主要依賴邊際成本下降渠道。這意味著1981年到2010年30年服務深化過程使得同樣的刺激性貨幣政策沖擊以較小的通貨膨脹代價獲得了更大的產出刺激，這一刺激作用不但在實際總產出和總通貨膨脹上成立，在部門實際產出和通貨膨脹上也成立。

本文通過一個經驗性證據和理論模型說明了長期的經濟結構變遷尤其是產業(yè)內部的投入產出結構變化對貨幣政策沖擊效果的影響。服務深化提高經濟體的價格粘性，進而改變了貨幣政策沖擊對實際產出和通貨膨脹的作用。當中央銀行實施積極的貨幣政策時，服務深化在刺激實際產出增加的同時降低了通貨膨脹的程度。當實施緊縮性貨幣政策削減需求時，由于價格粘性的增加，降低了實際產出和物價收縮程度。這一發(fā)現可以為產業(yè)結構調整和貨幣政策實施提供一些參考。