我國地區(qū)間相對價格水平收斂性再檢驗——基于面板門限套利模型的經(jīng)驗研究

王 磊

(國家統(tǒng)計局國際中心，北京100826)

一、引 言

價格是市場對資源進行調(diào)配的核心要素之一，一國內(nèi)不同地區(qū)間相對價格水平是否收斂還是判斷各區(qū)域商品市場一體化程度的重要指標，不走向收斂或收斂速度過慢都提示區(qū)域市場存在或多或少的分割狀況，這對正致力于完善社會主義市場經(jīng)濟體系的中國政策制定者而言無疑是一個需要直面的艱巨挑戰(zhàn)。

那么，我國地區(qū)間相對價格水平在市場化價格體系占主導地位以來的歷史時期內(nèi)收斂嗎?如果收斂，收斂速度如何呢?進一步地，不同類別的商品在是否收斂以及收斂速度上存在顯著差別嗎?更為重要的是，國內(nèi)地區(qū)間相對價格水平傾向收斂的內(nèi)在機制明確嗎?為回答上述問題，本文通過建立面板門限套利模型從理論上論證了地區(qū)間相對價格水平的長期平穩(wěn)傾向，進而綜合利用第一、二代面板單位根檢驗方法考察了1995-2010年我國地區(qū)間相對價格水平的收斂性。

對一國內(nèi)不同地區(qū)間相對價格水平收斂性的研究大多能找到收斂證據(jù)。Parsley and Wei發(fā)現(xiàn)美國城市間的相對價格水平比國家間的相對價格水平更易收斂［1］。Culver and Papell則認為相對于國家間，一國不同地區(qū)間相對價格水平收斂速度更快［2］。Li and Huang的研究則發(fā)現(xiàn)加拿大城市間價格水平收斂半衰期低于半年［3］。

不過，現(xiàn)有研究對這一收斂速度的快慢及其與國家間收斂速度相對比的結(jié)果卻難以達成一致。Cecchetti(2002)發(fā)現(xiàn)美國19個城市間的收斂半衰期竟然長達9年［4］。而Carrion et al則宣稱西班牙國內(nèi)地區(qū)間價格水平收斂速度慢于國家間收斂速度［5］。研究結(jié)果的不一致推動了學者們對影響一國內(nèi)不同地區(qū)間價格水平收斂潛在因素的探究。Jenkins認為產(chǎn)品可貿(mào)易程度是收斂性的重要影響因素［6］。Cecchetti認為不同城市對外部沖擊反應速度的差別會影響收斂性估計結(jié)果［4］。Viera and Hiranya發(fā)現(xiàn)基準城市的選擇對檢驗結(jié)果具有重要影響［7］。而Basher and Carrion則發(fā)現(xiàn)結(jié)構(gòu)突變對美國城市間價格水平收斂性有重要作用［8］。

近年來，圍繞國內(nèi)地區(qū)間相對價格水平是否收斂這一問題，國內(nèi)學者也做了初步實證研究。鄂永健利用LLC方法對我國28個省級地區(qū)的面板數(shù)據(jù)進行了檢驗［9］。王元凱同樣利用LLC方法，檢驗了城、鄉(xiāng)的地區(qū)價格水平穩(wěn)定性和波動性［10］。蘇梽芳等則在CPI指數(shù)基礎上區(qū)分東中西部做了分析［11］?？傮w上，上述研究均支持國內(nèi)地區(qū)間相對價格水平具有較強的收斂性。王磊利用PANIC法做了重新檢驗后認為國內(nèi)地區(qū)間相對價格水平收斂性并不如此前文獻估計的樂觀［12］。而王磊對收斂性影響因素的實證研究則發(fā)現(xiàn)相對價格水平傾向于在國內(nèi)較富裕以及較開放的地區(qū)間收斂［13］。

雖然現(xiàn)有文獻已經(jīng)做了大量研究并提供了諸多可借鑒經(jīng)驗，但仍然存在一些尚需改進之處。現(xiàn)有文獻存在的不足及本文改進意圖如下:

(1)目前研究通常假定國內(nèi)各地價格水平在基準年份相同，這顯然與現(xiàn)實有一定出入。這一不合理的假設會加大實證研究偏離現(xiàn)實的可能性。本文將測算我國地區(qū)間相對價格水平指數(shù)并以此為基礎構(gòu)建收斂性研究新數(shù)據(jù)，以期放松此假設。

(2)在現(xiàn)有研究檢驗收斂性假說時通常采用的面板單位根檢驗方法上，近期文獻均認為第二代方法優(yōu)于第一代方法［12］，但實際上這是在現(xiàn)有研究所用基礎數(shù)據(jù)具有較強截面相關性前提下的判斷，需討論一種更一般化的情況。為此，本文將提供一種在第一、二代面板單位根檢驗方法中作選擇的框架。

(3)更為重要的是，現(xiàn)有研究主要偏重于利用統(tǒng)計方法作實證檢驗，在理論依據(jù)上注重定性描述，并未通過嚴謹理論模型論證國內(nèi)地區(qū)間價格水平傾向收斂的內(nèi)在機制。本文將通過建立面板門限套利模型來論證地區(qū)間相對價格水平具有長期平穩(wěn)傾向，為地區(qū)間相對價格水平收斂假說以及為采用面板單位根檢驗方法進行收斂性檢驗提供理論依據(jù)。

本文余下部分結(jié)構(gòu)如下:第二節(jié)構(gòu)建理論模型并提出相關假說;第三節(jié)是研究設計，提出各假說的檢驗方法框架，并說明數(shù)據(jù)情況;第四節(jié)進行實證研究，按照研究設計檢驗假說，并分析實證結(jié)果;第五節(jié)總結(jié)全文。

二、理論模型與假說

(一)理論模型

同種商品在不同地區(qū)間的價格水平差距傾向于長期處在一個無風險的均衡區(qū)間內(nèi)，因為當價格差距偏離這一均衡區(qū)間時，套利者就會發(fā)現(xiàn)套利機會，并通過買入價格被低估地區(qū)的商品然后將其流通至價格被高估地區(qū)獲取無風險利潤。更進一步地，現(xiàn)實市場中存在多種商品，雖然各種商品的可套利性并不相同，但在上述論斷支持下，地區(qū)間以多種商品為基礎的總價格水平差距也傾向于在長期處在均衡區(qū)間內(nèi)，而實現(xiàn)這一狀態(tài)的一個必要因素就是存在且套利者能發(fā)現(xiàn)套利條件。本文在此將從理論上簡要分析這一套利條件。

為便于分析，本文作如下假定:(1)兩地市場信息充分，且目標商品可在A、B兩地市場自由流動;(2)套利期間目標商品在A、B兩地市場的需求曲線不變，需求曲線向右下傾斜，函數(shù)形式為簡單線性函數(shù)(p=α-βQ)且系數(shù)已估計;(3)套利期內(nèi)本地商品市場自身供給量一定，因此供給曲線為豎直線，可依據(jù)需求量左右移動;(4)T0時刻A、B兩地市場同時均衡，套利完成后的T1時刻，兩地市場再次均衡;(5)目標商品在A、B兩地市場流通過程中只被征收單一稅/費率的從量稅/費(記為t);(6)在A、B兩地市場運送目標商品存在一定固定成本(FC);(7)單位目標商品在兩地市場流通過程發(fā)生的運輸成本與運輸量成反比，且遵循單一線性關系(記為γ-ηQ);(9)其余成本忽略不計。

在A、B兩地流通數(shù)量為Q的商品，其單位成本可定義為:

本文背景下，套利者主要在不同市場上買賣同種商品獲利，假定起初(T0時刻)A、B兩地市場均衡價格pA，T0＞ pB，T0，套利者打算將數(shù)量為Q(Q ＞ 0)的商品從B地流通至A地。

T1時刻A地市場均衡價格為:

T1時刻B地均衡價格為:

套利者進行套利行為的條件是套利利潤大于0，即套利條件為:

將(1)-(3)式代入(4)式并整理得:

將上式兩邊同除 pB，T0，令 φ1= θ/pB，T0并整理得:

如果起初(T0時刻)A、B兩地市場的均衡價格pA，T0＜ pB，T0，套利者打算將數(shù)量為Q(Q ＞ 0)的商品從A地流通至 B地，其余假設同上文。令 φ2=θ/pB，T0，雖然 φ1和 φ2在公式表述上是一致的，但由于pB，T0相對于pA，T0的水平發(fā)生了變化，兩者的取值實際上會有區(qū)別。同上，有套利條件為:

如果存在多個市場，則兩兩市場間的流通也會影響第三市場，情況會更復雜。但不論何種情況，能夠產(chǎn)生套利的一個主要條件就是同一商品在兩地的相對價格比率偏離了無風險區(qū)間。為此，出于分析的簡便，我們?nèi)匀灰?5)、(6)兩式為基礎進行推廣，即套利策略為:

其中，pA，t和 pB，t為某產(chǎn)品在 A、B 兩地的期價格。由上述套利策略可推斷，實際中套利行為存在區(qū)間，當兩地相對價格比率偏離這一區(qū)間時套利是可行的，市場頻繁的套利行為將推動兩地價格比率回歸到無風險區(qū)間內(nèi)。基于此，我們假設pA，t和pB，t存在形式如pA，t= αpB，t+vt的長期均衡關系，適當轉(zhuǎn)換后得:

pA，t/pB，t可理解為A地相對于B地的價格水平(記為yt)，令i為我國各地相對價格水平面板數(shù)據(jù)的一個截面，其在時期t的觀測值為yi，t，則可將(7)式推廣到多地情況:

殘差項μit用來度量地區(qū)相對基準地區(qū)價格偏離均衡水平的程度，它滿足如下非線性的自回歸方程:

φi是門限值，εi服從白噪聲過程。當殘差超過門限區(qū)間［- φi，2，+ φi，1］時，有向均衡值 0 回歸的趨向，而當 μi，t在［- φi，2，+ φi，1］的門限區(qū)間內(nèi)時，則服從一個隨機游走過程。上述模型定義了兩個門限:- φi，2和 + φi，1;可以把系統(tǒng)分為三個機制:在中間機制［- φi，2，+ φi，1］內(nèi)不存在套利機會，兩地相對價格比率服從隨機游走過程;在其他的兩個機制(-1，- φi，2)和(φi，1，+ ∞)內(nèi)存在套利交易，兩地相對價格比率傾向于向均衡區(qū)間回歸。這表明總體來看，地區(qū)間相對價格水平具有長期平穩(wěn)傾向。為直觀描述上述過程，本文利用MATLAB作了模擬，結(jié)果見圖1①為簡化分析，模擬過程生成了分布在［-0.1 0.1］上的白噪聲序列 εi，t(含1000 個元素)，假定 φi，1=0.5，φi，2=0.5，φ =1，ψ =0.7，αi=1。。從概率密度分布圖可看出，套利行為的存在將使兩地價格比率在多數(shù)時間處在無風險區(qū)域;而從模擬走勢圖則可以發(fā)現(xiàn)，序列沒有確定性趨勢，總體上有平穩(wěn)傾向。

圖1 兩地相對價格水平走勢模擬圖(左:概率密度分布圖;右:三機制走勢)

(二)假說

上文理論模型表明，長期看，套利等行為的存在會使地區(qū)間相對價格水平差異不會太大并會使已有差異逐步趨于縮小，這種相對價格水平傾向于長期平穩(wěn)(當相對價格水平偏離均衡區(qū)間后有向均衡區(qū)間復歸傾向)的過程即為收斂的過程。理論上，在一國內(nèi)部，貿(mào)易壁壘、運輸成本、名義匯率波動等因素阻礙不同地區(qū)價格水平走向收斂的影響力相對較弱，一國內(nèi)不同地區(qū)間價格水平應該更易于收斂，特別是在市場一體化程度較高時，這種收斂性會更明顯。對現(xiàn)有文獻的考察也說明現(xiàn)有大多數(shù)文獻都能得出國內(nèi)地區(qū)間價格水平走向收斂的結(jié)論(例如，Parsley and Wei［1］;Culver and Papell［2］;Li and Huang［3］)，且多數(shù)國內(nèi)學者也認為我國地區(qū)間相對價格水平具有較好的收斂性，例如鄂永?。?］、王元凱［10］、蘇梽芳［11］等、王磊［13］等?；诖耍疚奶岢龅谝粋€待驗證的假說:

假說1:我國地區(qū)間相對價格水平在市場化價格體系占主導地位以來時期內(nèi)是收斂的。

假說1特意說明了研究期限是在市場化價格體系占主導地位以來的歷史時期內(nèi)，這是因為價格水平收斂性研究的理論基礎是以市場化體制為基礎的。

如本文在引言部分所述，國內(nèi)地區(qū)間相對價格水平是否收斂及收斂速度如何具有重要意義。價格水平收斂性可用來判斷區(qū)域間商品市場的一體化進程，進而可推測中國以市場化為改革目標的社會主義市場經(jīng)濟體制改革成效?；诖?，結(jié)合假說1，本文提出如下推論:

推論1:目前為止，以市場化為目標的我國社會主義市場經(jīng)濟改革過程最終使商品市場走向了一體化。

對于推論1需要說明兩點:(1)推論1的成立性取決于假說1的成立性。判定假說1的成立性有多種維度，比較重要的有兩點(例如Culver and Papell［2］、王磊［12］)，即是否收斂與收斂速度。從一種穩(wěn)妥的角度，只有實證研究在此兩點上都獲得了比較理想的檢驗結(jié)果時，才能較為有力地說明假說1及推論1的成立性，否則需要重新表述假說1，并討論背后的可能原因。(2)推論1的論述對象是商品市場一體化。這是因為一方面本文的理論模型、數(shù)據(jù)基礎、檢驗方法等均以商品在各地相對價格為基礎，另一方面中國轉(zhuǎn)軌時期的市場一體化涉及面太過廣泛，有必要限定具體對象。

此外，Jenkins［6］及鄂永?。?］和王磊［12］等的研究表明，商品的可貿(mào)易程度對地區(qū)間相對價格水平收斂性具有重要作用。此外，從本文的理論模型可發(fā)現(xiàn)在兩地套利需要考慮各類交易成本，交易成本足夠小是套利活動能否充分的一個重要影響因素，也是兩地間相對價格水平能否在偏離無風險區(qū)間時可迅速回歸的重要條件。這表明交易成本(會影響套利活動的充分程度)對價格水平收斂性具有十分重要的影響。在現(xiàn)實中，可貿(mào)易性商品比不可貿(mào)易性商品通常具有更小的交易成本和更高的套利性，因而在理論上應該更易于收斂且收斂速度更快。基于此，本文提出第二個待檢驗的假說:

假說2:如果分類來看我國地區(qū)間相對價格水平在市場化價格體系占主導地位以來歷史時期內(nèi)的收斂狀況，則可貿(mào)易品比不可貿(mào)易品更易收斂且收斂速度更快。

三、研究設計

(一)檢驗各假說的實證設計

1.檢驗方法。理論模型表明兩地相對價格水平具有長期平穩(wěn)傾向。基于此，考察國內(nèi)地區(qū)間相對價格水平是否收斂可通過檢驗其是否具有單位根來判斷，如有則發(fā)散;反之收斂。

目前常用的假定截面間彼此獨立的ADF、PP、LLC和IPS等第一代面板單位根檢驗模型在截面間存在較大相關性時的檢驗結(jié)果并不可靠。第二代方法則對截面相關形式作了不同設定(大體分為截面弱相關和共同因子結(jié)構(gòu))，這類方法的典型代表有Chang［14］、Bai and Ng［15］、Moon and Perron［16］及 Pesaran［17］等發(fā)展的不同方法?其中，Pesaran［17］發(fā)展的CADF檢驗比較適合本文研究①Chang、Moon and Perron發(fā)展的MP test僅在T＞N的情況下適用。Bai and Ng的PANIC方法小樣本性質(zhì)不太穩(wěn)定。Pesaran的CADF檢驗在小樣本情況下仍可使用，且即適合T＞N的情況也適合T＜N的情況。本文所用面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)T＜N，且T=16、N=30，并不是典型的大樣本，宜用CADF檢驗。。簡言之，CADF檢驗希望用共同因子(使用代理變量)來處理截面相關性，表示如下:

原假設:

備擇假設:

上述t值為ti(N，T):

其中，

將所有序列(10)式檢驗統(tǒng)計量(CADFi)取簡單平均后可得面板單位根檢驗統(tǒng)計量，即為CADF統(tǒng)計量，并可通過蒙特卡洛模擬得到CADF在1%、5%和10%水平的臨界值。需要注意的是，第二代方法并不必然優(yōu)于第一代方法，在截面相關性并不強的情況下使用第二代方法還會導致相對低勢問題。因此，第一、二代方法存在各自的適用空間，本文約定在截面平均相關系數(shù)大于等于一定程度時引入第二代方法，其余情況用第一代方法。

2.檢驗假說1的實證設計。基于上文論述，本文方法框架表述如式(13)所示:

3.假說2的實證設計。為檢驗假說2，本文定義D1和D2兩個虛擬變量來標記單位根檢驗所針對的地區(qū)間相對價格水平面板數(shù)據(jù)是不是在可貿(mào)易性較強產(chǎn)品基礎上得到的，是則D1為1且D2為0，反之則反是，其余與(13)式同。這樣檢驗假說2的方法框架可表述為:

(二)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

為放松以往研究通常做出的各地價格水平在基準年份相等這一假定，本文先測算2010年我國地區(qū)間相對價格水平①測算采用了一般化空間CPD模型(可參見文獻13)，限于篇幅測算結(jié)果略，如需可向作者索要。，然后以該數(shù)據(jù)為基礎結(jié)合居民消費價格指數(shù)(簡稱CPI，下同)和商品零售價格指數(shù)(簡稱RPI，下同)的總指數(shù)及分類指數(shù)調(diào)整得到歷史年份數(shù)據(jù)，作為本文實證研究的數(shù)據(jù)基礎。

樣本期限方面，考慮到1978年以來的轉(zhuǎn)軌時期涉及多次價格體制改革，多數(shù)文獻認為我國市場化價格占主導的價格體系應該在1992年之后，而國內(nèi)地區(qū)間價格水平收斂性的類似研究則多從1995年開始。鑒于此，本文也選取1995年以來的歷史時期作為樣本期限，調(diào)整后的價格水平歷史序列為1995-2010年。

樣本地區(qū)方面，本文選取了除港澳臺外的國內(nèi)31個省級地區(qū)進行研究，并以河北為比較的基準地區(qū)，以與同類研究保持可比性。

數(shù)據(jù)來源方面，本文2010年各地區(qū)價格水平為自行測算。價格指數(shù)數(shù)據(jù)除重慶和西藏外均來源于中國統(tǒng)計年鑒。重慶1996年的價格指數(shù)取自《重慶統(tǒng)計年鑒》，而《中國統(tǒng)計年鑒》中缺少的西藏部分年份數(shù)據(jù)取自《西藏統(tǒng)計年鑒》。

本文利用MATLAB 7.12進行模型估計與檢驗。

四、實證分析

(一)適用方法判斷與必要說明

為檢驗本文構(gòu)建的地區(qū)價格水平間是否存在較強截面相關性，本文先對單序列作ADFi回歸，然后測算兩兩殘差序列間的Pearson相關系數(shù)(記為ρij)，最后取簡單平均作為截面平均相關系數(shù)如不小于0.3則認為有必要引入檢驗方法。檢驗結(jié)果見表1，可發(fā)現(xiàn)多數(shù)分類數(shù)據(jù)截面間存在較大相關性，需引入第二代方法。

表1 截面相關性測算結(jié)果

在論述實證研究結(jié)果之前，本文明確幾個必要問題:①為得到盡量客觀的檢驗結(jié)果，在截面間不存在較強相關性時本文將綜合考慮多種第一代方法的檢驗結(jié)果;而在截面間存在較強相關性時則重點考慮檢驗結(jié)果。②關于對面板單位根檢驗方程回歸形式的判斷。本文使用圖形法判斷是否需要引入截距項。對于圖形法判斷可能有趨勢的數(shù)據(jù)再使用檢驗法判斷是否需要引入時間趨勢項。③本文對滯后階數(shù)的選擇考慮SC準則。④本文實證研究列出了CPI指數(shù)中除其他商品外的8個分類，而只列出了RPI的6個分類。這主要是因為RPI指數(shù)不包括交通和居住兩個分類。另外，RPI實際上分為14個大類，只有食品、飲料煙酒、服裝鞋帽3個分類可與CPI分類大體對應，為將各類指數(shù)統(tǒng)一到一個分類標準下，本文將商品零售的中西藥品指數(shù)作為醫(yī)療保健分類指數(shù)，把書報雜志、文化體育用品指數(shù)的簡單平均作為文化教育分類指數(shù)，把家用電器指數(shù)作為家庭設備品分類指數(shù)。

(二)對假說1和推論1的檢驗及必要討論

表2列出了對總價格水平的面板單位根檢驗結(jié)果。表2結(jié)果表明我們能在5%顯著性水平上拒絕以RPI為調(diào)整基礎的地區(qū)間總價格水平在存在單位根的原假設，即認為我國以RPI為調(diào)整基礎的地區(qū)間總價格水平在本文研究的歷史時段內(nèi)是趨于收斂的;但我們不能在10%顯著性水平上拒絕以CPI為調(diào)整基礎的地區(qū)間總價格水平存在單位根的原假設，即認為我國以CPI指數(shù)為調(diào)整基礎的地區(qū)間總價格水平在本文研究的歷史時段內(nèi)是發(fā)散的。

此外，從下文表3、表4的分類檢驗結(jié)果看，雖然對于地區(qū)間以CPI指數(shù)為調(diào)整基礎的分類價格水平，我們只能在不足一半的分類上找到收斂性證據(jù)，但是對于地區(qū)間以RPI為調(diào)整基礎的分類價格水平，我們能拒絕大多數(shù)分類存在單位根的原假設。

以上分析表明我國地區(qū)間相對價格總水平與多數(shù)分類價格水平隨時間推移有向均值復歸的傾向，具有跨期收斂性，這大體上驗證了本文第一個假說。但是，收斂性并不完美。從受到?jīng)_擊后偏離均值的持久性程度看，國內(nèi)地區(qū)間相對價格總水平的半衰期竟然長于5年，慢于此前同類研究估計的收斂半衰期(2-3年)，也慢于多數(shù)文獻對國家間相對價格水平收斂半衰期的估計(集中在3～5年間)［18］。這是一個需要引起關注的問題。而且，以CPI總指數(shù)、大部分CPI分類指數(shù)及小部分RPI分類指數(shù)為調(diào)整基礎的國內(nèi)地區(qū)間價格總水平是發(fā)散的。這表明從是否收斂及收斂速度兩個重要視角綜合看，假說1的成立性不理想，因此有必要對上述檢驗結(jié)果作更加細致的討論。

表2 總價格水平面板單位根檢驗結(jié)果

表3 以CPI為基礎的各分類水平面板單位根檢驗結(jié)果

1.從價格水平收斂看我國并不理想的商品市場一體化進程

我們先回到假說1及其推論1。目前為止，以市場化為目標的中國社會主義市場經(jīng)濟改革過程是否推進商品市場走向了一體化呢?對這一問題的回答無疑會引起全球關注。雖然本文確實可以找到國內(nèi)地區(qū)間價格水平走向收斂的證據(jù)，但漫長的收斂半衰期等表明該收斂性并不理想。對此，一種可能性解釋是我國地區(qū)間市場有分割，加上總指數(shù)本身即混合了可貿(mào)易品與不可貿(mào)易品，所以其估計結(jié)果并不樂觀。如果這一解釋成立，那么可以預期的是我國商品市場一體化進程雖然達到了一定程度，但仍然沒有達到理想狀態(tài)。此前，Young［19］和 Poncet［20］認為中國國內(nèi)市場分割嚴重或正在走向非一體化。而本文研究則提供了與此不同的新經(jīng)驗證據(jù):我國以市場化為目標的經(jīng)濟改革總體上看仍然起到了推進商品市場走向一體化的效果，并沒有伴隨市場分割的愈演愈烈，但市場化尚未達到理想狀態(tài)?；诖擞懻?，本文在此重新修正假說1及其推論1:

修正后的假說1:總體來看，我國地區(qū)間相對價格水平在市場化價格體系占主導地位以來的歷史時期內(nèi)是收斂的，但收斂的速度不理想。

修正后的推論1:以市場化為目標的我國社會主義市場經(jīng)濟改革總體上仍然在推進商品市場走向一體化，并沒有伴隨市場分割的愈演愈烈，但一體化進程尚未達到理想程度。

2.對國內(nèi)商品市場一體化程度未達理想狀態(tài)的一種解釋

名義價格粘性較大、我國幅員遼闊且道路收費較高致使物流成本居高不下等均可在一定程度上維持地區(qū)間商品價格的差異性。除此之外，需特別注意的是各類地區(qū)間顯性或隱性壁壘，如“諸侯經(jīng)濟模式”所造成的國內(nèi)不同市場間的分割狀態(tài)，這些各式各樣的壁壘多數(shù)由超市場力量構(gòu)建。各地政府通常會利用行政力量最大化本身利益，無形中扭曲了單純由市場力量塑造的商品市場格局，一定程度上加劇了地方經(jīng)濟的自我保護性，進而維持了區(qū)域市場間的分割;而且，超市場力量的長期存在還會惡化交易效率進而增加交易成本且阻礙商品市場套利活動的活躍性，還會阻礙專業(yè)化分工發(fā)展、維持產(chǎn)業(yè)同構(gòu)性并因此加劇地方政府間競爭性壓力和“諸侯經(jīng)濟模式”的自我維持性，最終放緩一體化進程。例如，地方政府會對商品在本區(qū)域的流通直接或間接制定各類稅收、收費、罰款等政策并引起各類尋租行為，這些都會阻礙商品自由流通。我們可以很容易地在香煙、啤酒等日常商品上找到這樣的例子，而蔬菜在經(jīng)歷物流、繳納各類稅費、承擔多種罰款等進入超市后也會經(jīng)歷價格的大飛躍。

(三)對假說2的檢驗及必要討論

表3與表4分別列出了以CPI和RPI為基礎的各分類水平面板單位根檢驗結(jié)果。從各分類價格水平來看，對于地區(qū)間以RPI為調(diào)整基礎的分類價格水平，我們能拒絕6個分類中的4個分類存在單位根的原假設，且顯著性水平均為1%;對于地區(qū)間以CPI指數(shù)為調(diào)整基礎的分類價格水平，我們能拒絕8個分類中的3個分類存在單位根的原假設，其中2個分類(煙酒、交通)的顯著性水平為5%，1個分類(居住)的顯著性水平為10%。

綜合分析以上結(jié)果，可以看出可貿(mào)易品大體上比不可貿(mào)易品更易收斂，主要支持論據(jù)有三方面:①相對于以CPI指數(shù)為調(diào)整基礎的地區(qū)間價格水平，以RPI為調(diào)整基礎的地區(qū)間價格水平更易于收斂，且收斂的顯著性更高，這一現(xiàn)象通常被解釋為CPI指數(shù)的構(gòu)成基礎中包含了太多的不可貿(mào)易品。②從分類指數(shù)看，雖然以CPI指數(shù)為調(diào)整基礎時收斂分類中可貿(mào)易性較強的比例不高，但以商品零售指數(shù)為調(diào)整基礎時4個收斂的分類均是可貿(mào)易性較強的分類。③總體上，可貿(mào)易性較強的商品分類收斂速度更快，這表現(xiàn)為其半衰期估計值較短。進一步觀察可發(fā)現(xiàn)，收斂速度較快的主要是可貿(mào)易性商品所在的分類，例如食品、煙酒、衣著和家庭設備品。

1.可貿(mào)易性瑕疵與價格水平收斂性

觀察表3可發(fā)現(xiàn)部分可貿(mào)易性較強商品分類的收斂性并不強這一現(xiàn)象，本文認為一種可能解釋是可貿(mào)易性較強的商品實際上隱含了諸多不可貿(mào)易因素，并將其稱為“可貿(mào)易性瑕疵”。例如，現(xiàn)實中，衣著類產(chǎn)品具有諸多隱性不可貿(mào)易因素，例如同樣服裝在不同渠道銷售時，不同渠道的租金、雇員費用、政府稅收、本地人群偏好等因素則有所差別，而后面這些因素大多數(shù)是不可貿(mào)易因素，正是這些因素的存在造成了服裝類產(chǎn)品的“可貿(mào)易性瑕疵”較高?？少Q(mào)易性瑕疵的存在，使得表面具有較強可貿(mào)易性的商品在實際上卻具有較差的可貿(mào)易性，進而造成這些商品在地區(qū)間的流通沒有我們表面上看到的那么徹底。

2.不可貿(mào)易類產(chǎn)品的較強收斂性:非市場化收斂

本文在交通和居住兩個可貿(mào)易性較差的分類上發(fā)現(xiàn)了國內(nèi)地區(qū)間價格水平趨于收斂的證據(jù)。其收斂傾向可能由政府價格政策引起，是一種非市場化收斂。為了確定這兩個分類存在非市場化收斂的可能性，我們來考察一下本文這兩個支出分類包含的具體樣本規(guī)格品，在這些規(guī)格品中，蜂窩煤算是一種可貿(mào)易性較強的商品;房租基本上由當?shù)厥袌龉┬杷鶝Q定，其在區(qū)域間的可貿(mào)易性很差;電力、天然氣等能源類產(chǎn)品價格的政策性仍然很強，離市場化定價依然有不小的距離;公共汽車車票、出租車收費、電話費、有線費和上網(wǎng)費等的價格也或多或少會受區(qū)域政策影響。由此來看，這兩個分類地區(qū)間相對價格水平的收斂傾向至少與市場一體化沒有直接的聯(lián)系，而與政府價格政策調(diào)整等卻存在較密切的潛在關系。

基于對假說2的檢驗結(jié)果及上述兩條討論，本文在此重新修正假說2:

修正后的假說2:總體上，可貿(mào)易品比不可貿(mào)易品更易收斂且收斂速度更快，但可貿(mào)易性瑕疵及非市場化收斂的存在使部分商品分類的收斂性與其可貿(mào)易性出現(xiàn)背離。此外，比較第一、二代面板單位根檢驗方法的檢驗結(jié)論差異，可發(fā)現(xiàn)共有10組樣本需引入第二代方法。其中7組樣本的一二代檢驗方法結(jié)論相反，且都是第一代檢驗結(jié)論為收斂而第二代為不收斂。這表明第一代方法在截面相關性較高時容易拒絕存在單位根的原假設。

五、研究結(jié)論

本文考察了1995-2010年我國31個省級地區(qū)間相對價格總水平和相對價格分類水平的收斂情況。根據(jù)本文面板單位根檢驗結(jié)果，可以看出:(1)我國地區(qū)間相對價格水平存在一定程度收斂性。(2)總體上，可貿(mào)易品比不可貿(mào)易品收斂性更強且收斂速度更快。(3)國內(nèi)地區(qū)間相對價格水平的收斂性并不完美。這表現(xiàn)在國內(nèi)地區(qū)間相對價格總水平的收斂半衰期較長等方面。上述基本結(jié)論駁斥了此前部分文獻做出的國內(nèi)市場分割愈演愈烈的判斷，也承認了國內(nèi)市場一體化進程尚未達理想程度的現(xiàn)實。本文認為諸侯經(jīng)濟等超市場力量的阻礙是國內(nèi)市場一體化程度未達理想狀態(tài)的一種可能原因。(4)部分商品分類的收斂性與其可貿(mào)易性出現(xiàn)背離。本文推測貿(mào)易性瑕疵與政策因素起了關鍵作用。(5)在截面相關性較高時第一代檢驗方法易于得出收斂性結(jié)論。但考慮到在截面相關性不高時使用第二代方法會出現(xiàn)相對低勢問題，本文綜合利用第一、二代方法有利于揚長避短。

此外，本文的研究也存在一定不足。本文只是對國內(nèi)地區(qū)間相對價格水平是否收斂以及可貿(mào)易性是否顯著影響收斂性等進行了分析、檢驗，對國內(nèi)市場一體化進程尚未達理想程度以及部分商品分類的收斂性與其可貿(mào)易性出現(xiàn)背離等現(xiàn)象作了原因推測，但未能對這些因素是不是關鍵性的深層次原因進行實證檢驗。例如，本文將衣著類等類商品地區(qū)間相對價格水平收斂性較差的原因解釋為“可貿(mào)易性瑕疵”，但是，這也可能是由各地采價商品的質(zhì)量差異引起的。從更嚴謹?shù)慕嵌瓤紤]，如果改進地區(qū)間商品質(zhì)量差異后相應產(chǎn)品類別在收斂性上的表現(xiàn)依然沒有顯著性改進時，我們將會更加可信地斷定“可貿(mào)易性瑕疵”的存在，這也預示著進一步研究和證實工作的必要性。

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