中國(guó)區(qū)域相對(duì)價(jià)格水平收斂性實(shí)證研究

蘇芳,蔡經(jīng)漢,王世杰

(1.華僑大學(xué)數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究院,福建 泉州 362021;2.華東交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,江西 南昌 330013)

一國(guó)范圍內(nèi)區(qū)域相對(duì)價(jià)格水平收斂問(wèn)題近年來(lái)成為文獻(xiàn)的研究熱點(diǎn)。價(jià)格水平的高度離散性及其持續(xù)時(shí)間不但對(duì)各個(gè)區(qū)域的工資率和生活水平具有重要的政策含義,同時(shí)還關(guān)系到資源配置的有效性。如果各個(gè)區(qū)域?qū)嵭袉我回泿呕蛘邲](méi)有明顯的要素流動(dòng)約束,那么價(jià)格水平離散性就可能意味著區(qū)域商品市場(chǎng)存在分割,因此,系統(tǒng)性的價(jià)格水平離散性對(duì)于政策制定者來(lái)說(shuō)無(wú)疑是一個(gè)很大的挑戰(zhàn)。

區(qū)域價(jià)格水平收斂是在匯率的一價(jià)定律(Law of One Price)基礎(chǔ)上提出的。購(gòu)買(mǎi)力平價(jià)理論認(rèn)為,根據(jù)一價(jià)定律原則,兩國(guó)價(jià)格水平差別是暫時(shí)的,套利行為會(huì)使得這種差別逐漸消失,即實(shí)際匯率時(shí)間序列是平穩(wěn)的?；谶@種思想,考察一國(guó)內(nèi)部區(qū)域之間是否存在價(jià)格水平收斂,可以通過(guò)檢驗(yàn)其相對(duì)價(jià)格水平是否具有單位根而進(jìn)行。在早期單變量的單位根檢驗(yàn)中,由于時(shí)間序列樣本容量較小緣故,檢驗(yàn)結(jié)果往往傾向于接受序列具有單位根的假設(shè)。增加時(shí)間序列樣本容量雖然能部分解決檢驗(yàn)勢(shì)較低的問(wèn)題,但是較長(zhǎng)時(shí)間序列樣本區(qū)間可能存在結(jié)構(gòu)變化的問(wèn)題。因此,最新文獻(xiàn)一般都建議采用面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)方法以提高檢驗(yàn)的勢(shì)。這些國(guó)內(nèi)外研究包括Parsley和Wei(1996)[1]、Ceccetti et al.(2002)[2]、Ceglowski(2003)[3]、鄂永健(2007)[4]、Rizki(2009)[5]、Chmelarova和 Nath(2009)[6]等 。

由于我國(guó)施行單一貨幣,而且改革開(kāi)放以來(lái)我國(guó)區(qū)域生產(chǎn)要素流動(dòng)限制已大為減弱,這些因素導(dǎo)致商品價(jià)格水平在我國(guó)不同地區(qū)將同時(shí)相關(guān);同時(shí)由于我國(guó)幅員遼闊,區(qū)域不同氣候條件與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在差異性,價(jià)格水平也會(huì)受到區(qū)域特有的沖擊,價(jià)格水平可能呈現(xiàn)一定的離散度。由此我們提出的問(wèn)題是:隨著改革開(kāi)放的深入,我國(guó)已逐步融入世界經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程,然而改革開(kāi)放是否也使得內(nèi)部區(qū)域市場(chǎng)整合更為緊密?區(qū)域間價(jià)格水平差異是發(fā)散還是收斂的?如果是收斂,那么收斂速度有多快?更深層次的問(wèn)題是:東、中、西部?jī)?nèi)部地區(qū)市場(chǎng)整合速度是否呈現(xiàn)與全國(guó)類(lèi)似的特點(diǎn)。即在上述3個(gè)差異性較少的東、中、西部區(qū)域其價(jià)格水平是否收斂?如果收斂,是否由于內(nèi)部差異性相對(duì)于全國(guó)更小,而呈現(xiàn)更快的收斂速度?各類(lèi)具體的商品價(jià)格指數(shù)收斂性又有什么異同?為回答上述問(wèn)題,本文擬采用多種面板單位根檢驗(yàn)方法研究我國(guó)區(qū)域價(jià)格水平收斂現(xiàn)象。與國(guó)內(nèi)外研究不同的是,本文控制了“基年價(jià)格指數(shù)”的問(wèn)題,而且第一代和第二代多種面板單位根檢驗(yàn)方法的結(jié)論相互驗(yàn)證,增強(qiáng)了結(jié)論的可信性和穩(wěn)健性?？紤]到我國(guó)地域遼闊,我們?cè)谌珖?guó)樣本檢驗(yàn)基礎(chǔ)上,繼續(xù)把全國(guó)樣本分為東、中、西部3個(gè)子樣本,對(duì)3個(gè)子樣本的檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行收斂速度比較,以發(fā)現(xiàn)三大區(qū)域是否與全國(guó)保持大致相同的市場(chǎng)整合速度。此外還比較了CPI中八大分類(lèi)價(jià)格指數(shù)的收斂速度。地區(qū)間價(jià)格水平差距及其持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)短是衡量國(guó)內(nèi)市場(chǎng)一體化程度的標(biāo)志,本文研究區(qū)域相對(duì)價(jià)格水平收斂性可為政府制定縮小市場(chǎng)分割,提高市場(chǎng)整合程度的政策提供理論支持。

本文結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分介紹本文使用的檢驗(yàn)方法;第三部分是實(shí)證分析,首先給出樣本數(shù)據(jù),其次報(bào)告面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果以及收斂速度估計(jì)結(jié)果;最后一部分是總結(jié)。

1 面板單位根檢驗(yàn)方法

本部分對(duì)本文所應(yīng)用的面板單位根檢驗(yàn)方法作簡(jiǎn)單介紹。考慮如下形式的ADF檢驗(yàn)式

其中,xi,t表示解釋變量,Δxi,t表示解釋變量的階差分,t-1表示滯后1期,t-z表示滯后2期,ε為殘差,ai,bi,βi為等估計(jì)參數(shù),bi=ρi-1ρi表示單位根,假設(shè) ρi=1就意味著bi=0,i=1,2,…,N,t=1,2,…,T。

Levin,Lin和Chu(2002)[7]提出LLC檢驗(yàn),其考慮的模型假設(shè)其中面板中各單元的自回歸參數(shù)都是相同的,即bi=b。因此,ADF模型即簡(jiǎn)化為

LLC檢驗(yàn)雖然仍采用ADF檢驗(yàn)式形式,但并沒(méi)有直接使用Δxi,t和xi,t-1對(duì)參數(shù)b進(jìn)行估計(jì),而是使用Δxi,t和xi,t-1的代理變量去估計(jì)參數(shù)b,其所獲得的與參數(shù)b相對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量漸近服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。Hadri(2000)[8]提出的Hadri檢驗(yàn)雖然與LLC檢驗(yàn)一樣都是假設(shè)面板數(shù)據(jù)中的各截面序列都具有相同的單位根過(guò)程,即假定bi=b,但其采用的是與KPSS檢驗(yàn)相類(lèi)似的原假設(shè),即從平穩(wěn)性出發(fā)來(lái)進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。

Madadla和Wu(1999)[9]指出,LLC檢驗(yàn)等使用的同質(zhì)性假設(shè)過(guò)于嚴(yán)格,并且容易出現(xiàn)固定效應(yīng)估計(jì)量的同質(zhì)性偏誤問(wèn)題。對(duì)此,包括Im,Pesaran和Shin(2003)[10]提出的IPS檢驗(yàn)采用了異質(zhì)性假設(shè),即允許參數(shù)bi跨截面變化,各截面序列具有不同的單位根過(guò)程。其中,IPS檢驗(yàn)與LLC檢驗(yàn)同樣采取ADF檢驗(yàn)式,但首先對(duì)每個(gè)截面成員進(jìn)行單位根檢驗(yàn),得到每個(gè)截面成員bi的t統(tǒng)計(jì)量后取平均值而構(gòu)造出檢驗(yàn)整個(gè)面板數(shù)據(jù)是否存在單位根的t-bar統(tǒng)計(jì)量。而Madadla和Wu(1999)[9]則提出非參數(shù)Fisher類(lèi)型檢驗(yàn),這種非參類(lèi)型的檢驗(yàn)在一定程度上克服了基于ADF框的LLC或IPS檢驗(yàn)存在的一些缺點(diǎn)。

第一代面板單位根檢驗(yàn)方法都假定面板數(shù)據(jù)中各截面互不相關(guān),這樣的假定使得檢驗(yàn)變得簡(jiǎn)單。但現(xiàn)實(shí)中,這一假定很難成立。在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中,許多可觀測(cè)或不可觀測(cè)的共同因子都將導(dǎo)致截面相關(guān)性的存在。例如,經(jīng)濟(jì)周期對(duì)各截面單元存在共同的沖擊,而空間溢出效應(yīng)也可能導(dǎo)致不同截面單元之間存在相關(guān)關(guān)系。對(duì)同處一國(guó)境內(nèi)的諸省級(jí)單元來(lái)說(shuō),國(guó)家的政策變量顯然也是一個(gè)共同因子。盡管同一項(xiàng)政策可能對(duì)不同省份產(chǎn)生的影響有大有小,但由此仍然導(dǎo)致了不同程度的截面相關(guān)性。此外,從理論上說(shuō),截面相關(guān)性的存在會(huì)影響面板單位根估計(jì)的有限樣本性質(zhì)。因此,只使用第一代方法是不夠的,為了提高檢驗(yàn)的可靠性和結(jié)論的穩(wěn)健性,必須結(jié)合第二代方法進(jìn)行檢驗(yàn)。

在使用第二代方法之前,首先要對(duì)截面相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。對(duì)此,Breusch和Pagan(1980)[11]提出LM檢驗(yàn)。本文將同時(shí)使用這兩種方法及LM檢驗(yàn)的一個(gè)比例化版本:SCLM檢驗(yàn)。各檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量如下其中為第i個(gè)截面單位作OLS回歸所得殘差。T表示自回歸所得T統(tǒng)計(jì)量值。

在確認(rèn)截面相關(guān)性的存在后,本文將使用Pesaran(2007)[12]所提出的第二代面板單位根檢驗(yàn)的CADF方法。該方法擴(kuò)展了存在截面相關(guān)時(shí)的標(biāo)準(zhǔn)ADF回歸式(為簡(jiǎn)便計(jì),以下僅考慮滯后一階的情況)其中,與標(biāo)準(zhǔn)ADF檢驗(yàn)不同的是在式(3)中包含了截面平均以其作為共同因子的代理變量。

2 實(shí)證結(jié)果與分析

2.1 樣本數(shù)據(jù)與處理

本文選取1985—2008年我國(guó)28個(gè)省級(jí)區(qū)域(因?yàn)閿?shù)據(jù)不全,故不包括西藏、重慶、青海)的年度居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)進(jìn)行檢驗(yàn),數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)。所有地區(qū)的CPI均調(diào)整為以1984年為100,省級(jí)區(qū)域i的價(jià)格水平記為pi。為計(jì)算相對(duì)價(jià)格水平,我們選取北京為基準(zhǔn)地區(qū),那么地區(qū)i與北京市j的相對(duì)價(jià)格水平則為:qit=ln(pit/pjt)。為簡(jiǎn)化篇幅便于比較,圖1只給出了山東、湖北和四川相對(duì)價(jià)格水平對(duì)數(shù)的序列。從圖1可以看到,3個(gè)省的相對(duì)價(jià)格水平對(duì)數(shù)均小于零,這說(shuō)明北京市的價(jià)格水平高于這3個(gè)地區(qū)。但是,3個(gè)地區(qū)的相對(duì)價(jià)格水平都顯示出具有共同的變化趨勢(shì)。這意味著從長(zhǎng)期來(lái)看,雖然地區(qū)間價(jià)格水平有差異,但它們可能存在一個(gè)共同的收斂趨勢(shì)。究竟相對(duì)價(jià)格水平是發(fā)散還是收斂,這需要采用計(jì)量模型進(jìn)行驗(yàn)證。

Philips和Sul(2007)[13]提出所謂的“基年價(jià)格指數(shù)”問(wèn)題,他們?cè)谘芯恐信e例說(shuō),如以1918年為基年,則1918年當(dāng)年各地價(jià)格指數(shù)相同(都為100),那么相對(duì)價(jià)格水平就無(wú)法比較。為此,在他們的研究中,從1918—2000年的總樣本中舍棄了1918—1959年的樣本。為了避免“基年價(jià)格初始化”問(wèn)題,借鑒Philips和Sul(2007)[14]的做法,本文首先舍棄掉1985—1995年間的樣本數(shù)據(jù),僅使用1996—2008年樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

圖1 山東、湖北、四川的相對(duì)價(jià)格水平對(duì)數(shù)變化趨勢(shì)

2.2 面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

本部分首先使用上述各種面板單位根檢驗(yàn)方法對(duì)全國(guó)樣本進(jìn)行檢驗(yàn),而后將全國(guó)樣本分為東、中、西部3個(gè)子樣本分別進(jìn)行檢驗(yàn),各序列的最優(yōu)滯后期數(shù)依據(jù)BIC最小的準(zhǔn)則。檢驗(yàn)結(jié)果列在表1中。

從表1的檢驗(yàn)結(jié)果,本文有如下結(jié)論:

首先,從全國(guó)樣本的檢驗(yàn)結(jié)果看,LLC、IPS、Fisher-ADF、Fisher-PP這4種檢驗(yàn)方法均在5%水平下拒絕單位根的零假設(shè),而Hadri檢驗(yàn)結(jié)果則表明,在5%顯著性水平下不能拒絕序列是平穩(wěn)的零假設(shè)。因此上述各種面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明,在我國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)中,以北京市作為基準(zhǔn)的其他各省份的相對(duì)價(jià)格指數(shù)對(duì)數(shù)不是單位根過(guò)程,而是具有平穩(wěn)性的序列,這表明一價(jià)定律在我國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)基本上成立的。

表1 面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

其次,從3個(gè)子樣本的檢驗(yàn)結(jié)果看,東部及中部均是收斂的,而西部存在單位根的結(jié)論。

西部樣本的檢驗(yàn)結(jié)果中LLC檢驗(yàn)的結(jié)論雖然拒絕了零假設(shè),但是,我們注意到,LLC的零假設(shè)是所有截面序列都存在相同的單位根,而其備擇假設(shè)是均沒(méi)有單位根。這一同質(zhì)性假設(shè)在Maddala和Wu(1999)[9]文中已受到批評(píng),結(jié)合IPS檢驗(yàn)的結(jié)果來(lái)看,這可能說(shuō)明各截面序列具有不同單位根。而其余3種檢驗(yàn)的結(jié)果進(jìn)一步加強(qiáng)了價(jià)格水平發(fā)散的結(jié)論。這表明,與東、中部相比,西部地區(qū)還存在一定程度的市場(chǎng)分割。

第三,上述檢驗(yàn)結(jié)果具有穩(wěn)健性。本文將整個(gè)樣本區(qū)間劃分為1996—2001年和2002—2008年兩個(gè)子區(qū)間,繼續(xù)應(yīng)用上述檢驗(yàn)方法,在第一個(gè)樣本區(qū)間,除IPS檢驗(yàn)法無(wú)法拒絕單位根存在,其余幾個(gè)都拒絕單位根原假設(shè)。而對(duì)于第二個(gè)樣本區(qū)間,除Fish-PP檢驗(yàn)外,均一致認(rèn)為相對(duì)價(jià)格水平對(duì)數(shù)序列是平穩(wěn)序列。

2.3 收斂速度估計(jì)

前述部分研究結(jié)果證明我國(guó)區(qū)域相對(duì)價(jià)格水平存在收斂性,但是就全國(guó)樣本而言,這種收斂的速度有多快?而在東、中、西部三大地帶,相對(duì)價(jià)格水平收斂速度是否與全國(guó)保持同步,或者它們之間收斂速度也具有差異性?本部分利用LLC面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果中計(jì)算得到的自回歸參數(shù)b^,進(jìn)一步由半衰期計(jì)算公式為:-ln 2/ln(ρ^),其中ρ^=1+b^。由此得到度量相對(duì)價(jià)格水平收斂的速度。同樣地將樣本分為東、中、西部,然而西部樣本檢驗(yàn)結(jié)果表明價(jià)格水平是發(fā)散的,因此半衰期不予計(jì)算。計(jì)算結(jié)果列在表2中。

表2 收斂速度

為得到收斂速度的變化,而反映我國(guó)區(qū)域市場(chǎng)整合動(dòng)態(tài)進(jìn)程,我們分別對(duì)樣本區(qū)間1996—2000年、1996—2001年、……、1996—2008年等7個(gè)樣本區(qū)間進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)與收斂速度計(jì)算,面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示,在5%水平下,序列均為平穩(wěn)的序列。而由此進(jìn)一步得到的7個(gè)收斂速度,其變化趨勢(shì)見(jiàn)圖2。從圖2可以發(fā)現(xiàn),隨著樣本越靠近現(xiàn)在,半衰期逐步下降,這表明價(jià)格水平的收斂速度越來(lái)越快,我國(guó)內(nèi)部市場(chǎng)整合程度越來(lái)越好,市場(chǎng)一體化程度越來(lái)越高,市場(chǎng)分割現(xiàn)象已逐步減弱,市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)正在逐步完善。

CPI是一種綜合性指數(shù),由食品、衣著等八大類(lèi)商品指數(shù)構(gòu)成。一方面,從理論上說(shuō),由綜合價(jià)格指數(shù)所計(jì)算得到的收斂速度一般由收斂速度最慢的分類(lèi)商品價(jià)格指數(shù)所決定,個(gè)類(lèi)商品價(jià)格指數(shù)的收斂速度存在差異性,如果僅考察綜合價(jià)格水平指數(shù),那就有可能忽視各個(gè)個(gè)體之間的差異性。另一方面,分析具體商品指數(shù)的收斂速度,可以發(fā)現(xiàn)哪些類(lèi)別商品存在市場(chǎng)分割,這可為政府制定促進(jìn)具體商品的市場(chǎng)整合政策提供理論支持。各類(lèi)商品價(jià)格指數(shù)收斂速度具體計(jì)算結(jié)果列在表3中。

圖2 收斂速度變化趨勢(shì)

表3 分類(lèi)商品價(jià)格指數(shù)收斂性與半衰期

2.4 截面相關(guān)性檢驗(yàn)與第二代面板單位根檢驗(yàn)

第一代面板單位檢驗(yàn)中截面單位相互獨(dú)立是一個(gè)嚴(yán)格卻未必符合實(shí)際的假定,實(shí)際存在的截面相關(guān)關(guān)系可能導(dǎo)致第一代面板單位檢驗(yàn)結(jié)論出現(xiàn)顯著偏差。有鑒于此,為了保證結(jié)論的可靠性,本文采用CD、LM、SCLM等截面相關(guān)檢驗(yàn)方法對(duì)截面單位之間是否存在顯著的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn),如果能檢驗(yàn)出截面相關(guān),則在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步應(yīng)用第二代面板單位根檢驗(yàn)。最后的檢驗(yàn)結(jié)果列在表4,表5中。在截面相關(guān)檢驗(yàn)部分,本文發(fā)現(xiàn),無(wú)論是全國(guó)樣本或者是東中西部各子樣本,各種截面相關(guān)檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量均在1%的顯著水平下拒絕了截面單位相互獨(dú)立的零假設(shè),這就意味著由于經(jīng)濟(jì)政策、單一貨幣因素等可觀察或不可觀察的共同因子的影響,我國(guó)各區(qū)域商品價(jià)格之間存在著顯著的相關(guān)關(guān)系。因此,為了克服檢驗(yàn)過(guò)程中的截面相關(guān)性問(wèn)題并保證結(jié)論的可靠性,結(jié)合最新的研究進(jìn)展,本文采用考慮截面單位相互依賴(lài)的面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)方法——CADF檢驗(yàn)法,以對(duì)我國(guó)是否區(qū)域相對(duì)價(jià)格收斂性展開(kāi)進(jìn)一步的深入分析。表5結(jié)果表明,第二代單位根檢驗(yàn)結(jié)果基本與第一代面板單位根檢驗(yàn)結(jié)論相同。因此,本文所考察樣本期間內(nèi),我國(guó)區(qū)域相對(duì)價(jià)格收斂性檢驗(yàn)結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

表4 截面相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果

表5 第二代面板單位根檢驗(yàn)(CADF檢驗(yàn))結(jié)果

3 結(jié)論

基于1996—2008年我國(guó)29個(gè)省級(jí)區(qū)域消費(fèi)價(jià)格指數(shù)面板數(shù)據(jù),本文在現(xiàn)有第一代面板單位根檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上結(jié)合新近發(fā)展的第二代面板單位根檢驗(yàn)方法,對(duì)我國(guó)區(qū)域相對(duì)價(jià)格水平收斂性進(jìn)行深入的實(shí)證分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn),全國(guó)范圍內(nèi)的價(jià)格水平雖然存在差異性,但存在共同的變化趨勢(shì)。而在東、中、西部的區(qū)域內(nèi)部?jī)r(jià)格水平收斂性各不相同,東中部由于市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)相對(duì)比西部成熟,內(nèi)部市場(chǎng)整合程度較高,而西部一定程度上還存在市場(chǎng)分割。在具體商品分類(lèi)指數(shù)的收斂性方面,食品類(lèi)商品收斂速度最快,而交通通訊、娛樂(lè)教育等商品價(jià)格指數(shù)收斂速度最慢。

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