相對價格視角下中國國內市場整合水平測度

洪勇

關鍵詞：相對價格；市場整合；一價定律

摘要：基于相對價格的視角，研究了1992-2011年間中國國內市場整合水平及其發(fā)展趨勢，結果顯示：這一時期中國國內市場整合水平是逐漸提高的，但市場整合進程并非一帆風順。雖然各省區(qū)在此期間市場整合走勢與全國走勢基本相同，但不同省區(qū)的市場整合進程存在差異，特別是京津滬三個市的市場整合水平偏低。

中圖分類號：F752

文獻標志碼：A

文章編號：1001-2435（2016）03-0364-06

中國改革開放以來，經濟飛速發(fā)展，這在很大程度上歸功于逐步融入世界經濟和所進行的漸進式改革。但在中國與世界各國（地區(qū)）的經濟交往越來越密切之際，國內市場整合程度卻很低。使得中國無法充分利用國內、國外兩個大市場為經濟發(fā)展服務。中國是世界第一的人口大國，市場潛力巨大且還處于未被充分開發(fā)的狀態(tài)，如果能建立起統(tǒng)一的國內大市場，充分發(fā)揮國內各地區(qū)之間的比較優(yōu)勢，就能源源不斷地享受到規(guī)模經濟帶來的好處，這將會成為我國經濟持續(xù)、穩(wěn)定、健康發(fā)展的不竭動力。因此，研究中國國內市場整合問題具有重要的理論和現實意義。

明確市場整合水平狀況及其發(fā)展趨勢，是研究中國國內市場整合首先要解決的問題，現有測度市場整合水平的方法通常有以下幾種：生產法、貿易法、經濟周期法和價格法。由于價格機制是市場經濟中最為重要的機制之一，市場上的眾多信息，如：產品供求、生產成本、消費者偏好、市場競爭水平、政府干預程度等不管是否能直接觀察到，都可以在商品價格的變化中得到體現，因此，現有文獻在測度國內市場整合時多采用價格法，本文也不例外。

一、價格法簡介

使用價格法測度地區(qū)間市場整合水平的理論基礎是經薩繆爾森（Samuelson，1954）的“冰山成本”模型修正的一價定律?！氨匠杀尽蹦Ｐ捅砻鲀傻貎r格既可以同時上升或者下降，也可以一升一降，只要兩地相對價格P_i/P_j的值在某個范圍之內，就表明兩地的商品市場是整合的?！氨匠杀尽蹦Ｐ鸵愿鞣N交易成本來解釋“一價定律”的失效，也就是說由于交易成本的存在，不同地區(qū)同一產品的價格不會完全相同，兩地間產品的相對價格會在一個區(qū)間內上下波動，當然，“冰山成本”模型并不是對傳統(tǒng)一價定律的簡單否定，而是在其基礎上進行了合理的修正。為了說明“冰山成本”模型是對傳統(tǒng)一價定律的修正而不是簡單否定，我們以i、j兩地為例進行說明。假定P_i為某種商品在i地的價格，P_i為同一商品在j地的價格，在兩地間運輸商品會有成本損耗，就好像融化了的“冰山成本”，推而廣之，交易中的各種成本對商品價值的損耗都可以看做是“冰山成本”，假定該損耗為單位商品價格的一個比例c（Oii（1-c）或者P_i<（1-c）條件成立時，商品套購活動才會進行，此時兩地之間會發(fā)生該商品的貿易。當以上條件不滿足時，兩地商品的相對價格P_i/P_j就處于無套利區(qū)間[1-c，1/（1-c）]之內，因此，即使兩地商品市場是整合的，不存在商品套購壁壘，兩地之間也不會開展該商品的貿易活動，商品的相對價格P_i/P_j也不一定等于1，而是處于一定的區(qū)間范圍內。這意味著即使兩地的商品價格不相等，兩地之間的市場也有可能是整合的。

使用價格法測度國內商品市場整合水平時通常有兩種做法，一種是使用各種單位根檢驗對相對價格P_it/P_jt時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，如果不能拒絕原假設，

即對方程P_it/P_jt=βpt-1/Pj，t-1+ε1而言，β=1成立，表明相對價格P_it/P_jt是一個單位根隨機過程，也就是說，時間序列P_it/P_it是非平穩(wěn)的，非平穩(wěn)時間序列的方差會隨著時間的推移而不斷變大，每一次隨機沖擊對相對價格P_it/P_it的影響都是永久性的，會使其無法回到無套利區(qū)間[1-c，1/（1-c）]，因此，相對價格P_it/P_it不平穩(wěn)就意味著兩地市場是分割的。反之，如果拒絕原假設，則表明相對價格P_it/P_jt是一個平穩(wěn)隨機過程，其方差是一個常數，任意一次外部沖擊對該時間序列的影響只會在有限的時間內起作用，而不會是永久性的，因此，即使受到外部沖擊，經過一段時間以后P_it/P_jt依然能回到無套利區(qū)間，兩地市場就是整合的。

第二種方法是Parsley和Wei（1996，2000，2001）提出的以相對價格Var（P_i/P_j）方差的變化為研究對象的方法，該方法的思想是：如果相對價格的方差Var（P_i/P_j）隨時間推移而變小，這說明相對價格的波動幅度在收窄，“冰山成本”c下降，兩地市場的整合水平在提高，因此，可以將相對價格的方差及其變化視作商品市場整合程度及其變化的反映指標。

對比上述兩種方法，筆者認為相對價格方差Var（P_i/P_j）的變化能夠反映相對價格波動過程中的階段性特征，能夠捕捉國內市場整合的動態(tài)演進過程，此外，Parsley和Wei的方法還可以綜合多種商品的價格信息，故能較為全面的反映國內市場的整合情況。所以，本文在使用價格法測度國內市場整合水平時采用的是Parsley和Wei的方法，但與一些文獻只將市場整合的研究范圍局限在相鄰省區(qū)間不同（桂琦寒等，2006；陳敏等，2007；陸銘和陳釗，2009），本文將其范圍擴展為全國兩兩省區(qū)之間。

二、數據說明及處理

本文在使用價格法測度國內市場整合水平時所使用的是《中國統(tǒng)計年鑒》中的分地區(qū)全社會零售價格分類指數數據，時間跨度為1992-2011年，出于統(tǒng)計口徑一致性和數據連續(xù)性的考慮，筆者選取了8類商品進行研究，分別為：食品類、飲料煙酒類、服裝鞋帽類、日用品類、文化體育用品類、中西藥品類、書報雜志類和燃料類。1992、1993年只公布了煙酒茶和衣著類數據而沒有公布飲料煙酒和服裝鞋帽類數據，故這兩年的飲料煙酒和服裝鞋帽類數據用煙酒茶和衣著類數據替代；由于重慶市1997年才為直轄市，故其1992-1996年的數據無法獲得，因此，計算1992-1996年各省區(qū)相對價格方差Var（P_i/P_j）時，不包括重慶市。

基于本文的研究目的，

相對價格方差Var（P_i/P_j）的計算過程如下：對于任一年而言，先計算兩兩省區(qū)之間8類商品的相對價格P_it/P_jt，可以得到435個相對價格序列（每一個序列中都分別含有各類商品的8個相對價格），然后對每一個相對價格序列計算其方差，即可獲得該年兩兩省區(qū)之間的435個相對價格的方差，理論上20年就可以計算得到8700個相對價格的方差，由于無法獲得重慶市1992-1996年的數據，故實際上20年一共可以計算出8555個相對價格的方差。筆者在實際計算相對價格方差時進行了對數和絕對值處理，即先對相對價格取對數，然后取絕對值，最后再計算相對價格對數絕對值的方差Var（1 ln（P_i/P_j1）。對相對價格取對數的好處是能在一定程度上緩解異方差和偏態(tài)性問題（Wooldridge，2003）。之所以取絕對值是因為對相對價格取對數后兩地價格分子分母位置調換會使對數值的符號改變，ln（P_i/P_j）=ln（P_i/P_j）即，兩地價格放置位置的變化就可能會改變方差的大小，而取絕對值后就不會再有這個問題。

三、測度結果及分析

（一）全國及三大地區(qū)市場整合趨勢分析

1992-1996年中的每一年可以計算獲得406個兩兩省區(qū)對的方差，1997-2011年中的每一年可以計算獲得435個兩兩省區(qū)對的方差，為了獲取全國商品市場整合程度的總體趨勢，筆者逐年計算方差的均值，計算結果如圖1。

從圖1中可以看到，在1992-2011這20年中，全國各省區(qū)之間相對價格的波動幅度呈明顯下降之勢，這說明中國在經濟轉軌的這20年中國內市場整合程度是逐漸提高的，并非如Young（2000）、Poncet（2002、2003）所揭示的那樣呈現出日益分割的趨勢，從國內市場整合的角度看，我國的市場化改革是成功的。進一步地，將1992-2011這20年分為前后兩個10年來看，在前一個10年中，相對價格的方差雖然有所下降，但波動幅度仍然較大，在后一個10年中，相對價格方差的波動幅度大為緩解，且波動較為平穩(wěn)，這可能是因為2001年中國加入世界貿易組織后，對外一體化程度的提高對國內商品市場整合起到了積極的推動作用。筆者認為在開放的經濟環(huán)境中，地方政府如果仍然在區(qū)際貿易中實行地方保護主義政策，人為地分割地區(qū)市場，會承擔高昂的成本，因而有助于倒逼地方政府逐漸放棄那些非市場化的行為，這就有利于國內商品市場整合程度的不斷提高。同時，對外開放度越高，就越有機會學習發(fā)達經濟體的先進管理經驗、吸收對外貿易與投資所產生的溢出技術，越能體會到對外貿易所產生的規(guī)模經濟，從而把這種對外開放能帶來一系列靜態(tài)和動態(tài)利益的理念，運用于國內市場的對內開放（許統(tǒng)生等，2013）。在圖1中，筆者也分別給出了東、中、西部地區(qū)1992-2011年按年平均的相對價格方差，三個地區(qū)相對價格波動的走勢與全國十分相似，且與全國也較為同步，波峰和波谷基本在同一時點出現，這說明各地區(qū)的市場整合情況與全國的基本相同。

（二）各省區(qū)市場整合趨勢分析

為了得到每一年各省區(qū)的相對價格方差，需要對每一年的435（406）個方差按省進行歸集，計算每個省區(qū)該年與其他各省區(qū)方差的均值，由此可以得到30個省區(qū)在1992-2011年相對價格方差在每一年中的均值（重慶市只能得到其在1997-2011年的方差均值），這樣便于對每一個省區(qū)20年的市場整合情況進行分析。30個省區(qū)20年的方差均值情況如圖2所示。

由圖2可知，各省區(qū)相對價格方差在1992-2011年間的走勢與全國的走勢基本相同，相對價格的波動幅度總體呈現出收窄趨勢。2001年之前各省區(qū)相對價格的波動幅度較大，2001年之后波動幅度逐漸縮小，這也與全國的情況頗為相似。在波動幅度總體收窄的趨勢下，北京、天津、山西、遼寧、江蘇、重慶、四川、貴州這8個省區(qū)的相對價格波動情況較為劇烈，其他省區(qū)相對價格波動則相對較為平穩(wěn)。

進一步計算30個省區(qū)在1992-2011年、1992-2001年、2002-2011年這3個時期中各省區(qū)相對價格方差的均值，并對其進行排序以揭示在不同時期各省區(qū)市場整合水平在全國所處的位置及其變化情況，各省區(qū)在3個時期相對價格方差的均值及其排名情況如表1。

由表1可知，北京、天津、上海這三個直轄市的相對價格方差的均值在1992-2011年間是最大的，意味著這三個直轄市與全國其他省區(qū)的市場整合水平是最低的。遼寧、山東、江西這3個省份在20年間平均的相對價格方差最小，說明這幾個省份的市場一體化水平是最高的。將1992-2011年分為1992-2001、2002-2011這兩個十年來看，各省區(qū)在后一時期的市場整合程度較前一時間都有較大提高，但各省區(qū)提高的程度有所不同，提高較多的省區(qū)有：山東、吉林、安徽、河北、陜西、新疆、海南，這幾個省份在后一時期的排名比前一時期均有較大提升，提高較少的省區(qū)有：江蘇、山西、黑龍江、甘肅、重慶，這幾個省區(qū)在后一時期的排名比前一時期均有較大下降。

觀察表1，多少有點“令人吃驚”，不管是在1992-2011年，還是在1992-2001年，亦或是在2002-2011年，北京、天津和上海這幾個直轄市的市場整合程度的排名都比較靠后，這是一個值得令人關注的現象。這幾個直轄市的對外一體化水平通常都較高，由前述分析可知，較高的對外一體化水平對內部市場一體化是有促進作用的，為何這幾個直轄市的國內市場整合水平的排名會靠后呢？肯定存在其他一些因素阻礙了這幾個直轄市的市場與國內其他省區(qū)市場的融合。很可能是由于北京、天津和上海的直轄市地位，使得它們能夠獲得一些特殊的優(yōu)惠政策，為了最大限度地享有這些政策，不致使這些政策好處“外溢”，它們便采取一系列措施進行保護，故而使其與國內其他省區(qū)的市場整合程度低。

四、結論

本文基于相對價格的視角研究了1992-2011年期間中國國內市場整合水平及其發(fā)展趨勢，研究得到了以下結論。

第一，1992-2011年，各省區(qū)間相對價格的波動幅度呈明顯下降之勢，這說明這一時期中國國內市場整合水平是逐漸提高的，從市場整合的角度看，我國的市場化改革也取得了成功。

第二，將1992-2011年分為前后兩個10年來看，在前一個10年中，相對價格的方差雖然有所下降，但波動幅度仍然較大，在后一個10年中，相對價格方差的波動幅度大為下降，且波動較為平穩(wěn)，這說明市場整合進程并非是一帆風順的。

第三，各省區(qū)相對價格方差在1992-2011年間的走勢與全國的走勢基本相同，相對價格的波動幅度總體呈現出收窄趨勢，但不同省區(qū)的市場整合進程也存在著一定差異，特別是北京、天津、上海這三個直轄市的市場整合水平偏低的現象尤其值得關注，這也是筆者未來進一步研究國內市場整合時重點關注的問題。