王　康，王　磊，羅玉波

(1.中國人民大學(xué) 統(tǒng)計(jì)學(xué)院，北京 100872； 2.中國國際經(jīng)濟(jì)交流中心 博士后工作站，北京 100826；3.北京工商大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100048)

?

中國區(qū)域食品價(jià)格差異收斂性檢驗(yàn)
——基于微觀價(jià)格數(shù)據(jù)的空間計(jì)量與動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析

王康1，王磊2，羅玉波3

(1.中國人民大學(xué) 統(tǒng)計(jì)學(xué)院，北京 100872； 2.中國國際經(jīng)濟(jì)交流中心 博士后工作站，北京 100826；3.北京工商大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100048)

摘要：構(gòu)建有別于以往文獻(xiàn)的區(qū)域價(jià)格β收斂空間計(jì)量分析框架，實(shí)證研究了1994年以來中國食品價(jià)格差異收斂性及其動(dòng)態(tài)變化特征。研究發(fā)現(xiàn)：1994年以來，中國食品價(jià)格收斂速度表現(xiàn)出了先減弱后增強(qiáng)的U型動(dòng)態(tài)變化特征，而非此前文獻(xiàn)所揭示的逐步增強(qiáng), 這是由改革紅利的“螺旋效應(yīng)”所致，且最近幾年中國食品價(jià)格收斂性在走弱，應(yīng)引起特別注意。對此，進(jìn)一步的分析表明，主要原因可能包括三期疊加的宏觀經(jīng)濟(jì)形勢、有所抬頭的新型貿(mào)易壁壘、食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)以及國內(nèi)賓大效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：相對價(jià)格水平；β收斂；空間相關(guān)；動(dòng)態(tài)效應(yīng)；食品價(jià)格

一、引言及文獻(xiàn)綜述

價(jià)格是一種市場信號(hào)，地區(qū)間價(jià)格水平差異(或相對價(jià)格水平)的收斂性及其動(dòng)態(tài)變化是衡量國內(nèi)市場一體化程度的一個(gè)重要標(biāo)準(zhǔn)：如果地區(qū)間價(jià)格差異趨于收斂，說明國內(nèi)市場一體化程度正在加深，否則，說明地區(qū)間存在貿(mào)易壁壘等不利因素，阻礙商品自由交易，市場分割現(xiàn)象嚴(yán)重。中國正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵期，有必要對國內(nèi)地區(qū)間價(jià)格收斂性進(jìn)行考察，以便對中國國內(nèi)市場一體化進(jìn)程做更為深入的研究。

改革開放以來中國區(qū)域價(jià)格差異是收斂的嗎？對此，近年來學(xué)者們進(jìn)行了許多有益的探索，得出了基本一致的結(jié)論：中國地區(qū)間價(jià)格水平趨于收斂，市場一體化程度不斷加深。比較有代表性的有：Fan等采用面板單位根方法和ESTAR模型，分析了中國國內(nèi)市場整合情況，認(rèn)為中國漸近式改革推進(jìn)了市場統(tǒng)一，國內(nèi)市場價(jià)格存在收斂趨勢[1]；鄂永健通過單位根檢驗(yàn)得出中國國內(nèi)市場一體化程度正逐步加深，并且認(rèn)為非貿(mào)易品的存在是阻礙價(jià)格收斂的一個(gè)主要原因[2]；行偉波等采用1995—2005年中國城市間33類生產(chǎn)資料價(jià)格數(shù)據(jù)檢驗(yàn)城市間產(chǎn)品價(jià)格差異的長期收斂性，結(jié)果表明，大多數(shù)生產(chǎn)資料價(jià)格的地區(qū)差異呈減小趨勢，并且各類生產(chǎn)資料價(jià)格的地區(qū)差異程度不同[3]；王磊采用第二代面板單位根檢驗(yàn)方法重新檢驗(yàn)了國內(nèi)地區(qū)間價(jià)格差異的收斂性，雖然認(rèn)為收斂性沒有此前樂觀，但也得出了總體趨向收斂的結(jié)論[4]。

現(xiàn)有研究提供了諸多有益見解，但仍存在以下不足：第一，研究方法較為單一，學(xué)者們大都采用單位根方法檢驗(yàn)區(qū)域價(jià)格的收斂性，包括時(shí)序數(shù)據(jù)或面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)。第二，數(shù)據(jù)方面，基于宏觀價(jià)格指數(shù)得到的相對價(jià)格水平數(shù)據(jù)存在基期相等問題[2,5-6]，即便采用舍棄初始時(shí)期數(shù)據(jù)的方法也不能解決根本問題，而且使用低頻(年度)數(shù)據(jù)對價(jià)格收斂檢驗(yàn)的準(zhǔn)確性有影響，而基于微觀商品數(shù)據(jù)考察單一商品的收斂性則給考察總體或某一大類商品價(jià)格水平的收斂性帶來不便(即便將單個(gè)商品分組也不能充分解決問題)。第三，以往的研究基本都是針對一個(gè)或幾個(gè)時(shí)期的靜態(tài)檢驗(yàn)，缺乏價(jià)格收斂的動(dòng)態(tài)檢驗(yàn)。

針對上述不足，本文擬在以下幾個(gè)方面加以改進(jìn)：第一，與以往研究方法不同，本文將經(jīng)濟(jì)增長的β收斂檢驗(yàn)方法引入?yún)^(qū)域價(jià)格收斂性檢驗(yàn)當(dāng)中，并在此基礎(chǔ)上引入空間效應(yīng)，構(gòu)建基于貝葉斯MCMC估計(jì)的區(qū)域價(jià)格β收斂空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)框架。第二，在數(shù)據(jù)方面，與以往研究單純采用宏觀年度綜合價(jià)格指數(shù)或微觀商品價(jià)格數(shù)據(jù)不同，本文使用了兩種數(shù)據(jù)，并做了如下改進(jìn)：一方面，使用微觀產(chǎn)品的月度高頻數(shù)據(jù)提高了研究的嚴(yán)謹(jǐn)性*Tarlor(2001)在理論上證明，由于宏觀綜合指數(shù)存在“綜合性偏誤”，基于宏觀綜合價(jià)格指數(shù)得到的低頻(年度)數(shù)據(jù)，進(jìn)而計(jì)算出的收斂速度偏高，這與我國的實(shí)際情況不符，相比之下，高頻(月底)數(shù)據(jù)更準(zhǔn)確地反映了價(jià)格收斂情況。所以，本文采用基于微觀產(chǎn)品月度價(jià)格數(shù)據(jù)計(jì)算的相對價(jià)格水平使得價(jià)格收斂研究更加嚴(yán)謹(jǐn)，也更切合實(shí)際。；另一方面，使用空間CPD模型計(jì)算得到的相對價(jià)格水平數(shù)據(jù)避免了各地價(jià)格水平基期相等的假設(shè)[7]。第三，為了更好地把握地區(qū)間價(jià)格收斂的動(dòng)態(tài)變化特征，本文采用了滾動(dòng)劃分樣本的方法逐期進(jìn)行檢驗(yàn)。

鑒于微觀產(chǎn)品價(jià)格數(shù)據(jù)的可得性，本研究以食品價(jià)格作為研究對象，對食品價(jià)格收斂性的研究具有重要意義。一方面，居民消費(fèi)品是普通百姓的主要支出對象，而食品價(jià)格又是居民消費(fèi)價(jià)格的重要組成部分，是推動(dòng)價(jià)格總水平上漲的主要因素。另一方面，由世界銀行協(xié)調(diào)、管理的大型統(tǒng)計(jì)活動(dòng)國際比較項(xiàng)目(ICP)實(shí)踐也表明，食品的地區(qū)間相對價(jià)格水平與總的相對價(jià)格水平間存在較大的一致性，這表明食品價(jià)格差異收斂性對于總價(jià)格水平差異收斂性的代表性較強(qiáng)。此外，食品還是事關(guān)國計(jì)民生的重要戰(zhàn)略物資，食品價(jià)格的地區(qū)差異直接關(guān)系到中國居民生活水平的地區(qū)差異，關(guān)系到貧富差距問題，甚至影響社會(huì)安定。因此，研究區(qū)域食品價(jià)格收斂除了具有研究一般價(jià)格收斂的重要意義外，還對中國監(jiān)測地區(qū)貧富差距、調(diào)整工資水平等有著重要的現(xiàn)實(shí)意義?，F(xiàn)有聚焦于食品價(jià)格收斂性的研究還很少見，本文希望能對此提供一些有益參考。

二、研究方法與數(shù)據(jù)來源

(一)研究方法

1．區(qū)域價(jià)格β收斂的空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型設(shè)定。初期，由于經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、商品供給以及要素稟賦的不同，各地價(jià)格水平會(huì)存在一定差異。根據(jù)一價(jià)定律，這會(huì)產(chǎn)生套利行為。當(dāng)?shù)貐^(qū)間價(jià)格不平衡并產(chǎn)生套利時(shí)，隨著套利空間的不斷縮小，價(jià)格水平較高地區(qū)的物價(jià)漸趨下降，而價(jià)格水平較低的地區(qū)因套利行為影響商品供求關(guān)系，而使其價(jià)格水平漸趨上升，最終各地區(qū)價(jià)格差異趨于收斂。也就是說，在一個(gè)地區(qū)間價(jià)格存在收斂趨勢的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中，各地區(qū)初始價(jià)格水平會(huì)與其價(jià)格增長速度成反比。

上述過程說明地區(qū)的相對價(jià)格水平存在β收斂現(xiàn)象，這就為β收斂檢驗(yàn)方法在價(jià)格收斂中的應(yīng)用提供了可能。借鑒Barro建立的基于新古典增長理論的絕對收斂計(jì)量模型[8]461-496，本文研究價(jià)格收斂的絕對收斂方程，即基準(zhǔn)模型為：

ln(Pit+k/Pit)/k=α+βln(Pit)+εi

i=1,2,…,31

(1)

其中，Pit表示t時(shí)期i地區(qū)的相對價(jià)格水平，k表示時(shí)間跨度(本文中分別取值為5、8和10)。若式(1)中的估計(jì)值β小于零且統(tǒng)計(jì)上顯著，說明地區(qū)的價(jià)格增長率在(t，t+k)時(shí)段內(nèi)與其初始t時(shí)期的價(jià)格水平負(fù)相關(guān)，即表示地區(qū)間價(jià)格差異收斂，否則表示沒有收斂趨勢。

基準(zhǔn)模型(1)是基于截面獨(dú)立假設(shè)的，然而現(xiàn)實(shí)中截面區(qū)域之間很可能具有空間依賴性與空間相關(guān)性，地區(qū)間價(jià)格自然也會(huì)存在空間相關(guān)性，因此對這種誤差項(xiàng)獨(dú)立的嚴(yán)格假定合理與否，應(yīng)該通過空間相關(guān)性檢驗(yàn)來斷定。常用檢驗(yàn)步驟是先通過Moran’s I檢驗(yàn)是否存在空間相關(guān)性，若存在則使用最大似然LM-Error及LM-Lag檢驗(yàn)進(jìn)一步判斷空間計(jì)量模型形式[9]100-108。

若Moran’s I指數(shù)表明存在空間相關(guān)性，則需要在基準(zhǔn)模型中加入空間因素，建立空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。根據(jù)Anselin的思想，將空間相關(guān)性納入價(jià)格收斂的考察，即是對基本線性模型(1)通過一個(gè)空間權(quán)重矩陣W進(jìn)行修正[9-10]。根據(jù)“空間”的不同體現(xiàn)方法，空間計(jì)量模型可采用空間滯后模型(SLM)和空間誤差模型(SEM)兩種。空間滯后模型是在模型中引入空間滯后因子作為解釋變量：ln(Pit+k/Pit)/k=α+βln(Pit)+ρWln(Pit+k/Pit)+ε

i=1,2,…,31；ε～nii(0,σ2)

(2)

其中，W是31×31階的空間權(quán)重矩陣*本文采用同時(shí)反映地理和經(jīng)濟(jì)特征的空間權(quán)重矩陣。，Wln(Pit+k/Pit)是空間滯后因變量，ρ是空間自回歸系數(shù)，其他項(xiàng)與前文定義相同。SLM模型中地區(qū)間的空間相關(guān)性通過滯后項(xiàng)體現(xiàn)，在本文中說明一個(gè)地區(qū)的價(jià)格變動(dòng)不僅與自身價(jià)格水平有關(guān)，而且還與周圍地區(qū)甚至整個(gè)系統(tǒng)的價(jià)格變化相關(guān)。

與空間滯后模型不同，空間誤差模型SEM將地區(qū)間的相關(guān)性體現(xiàn)到誤差項(xiàng)上，表明特定區(qū)域產(chǎn)生的隨機(jī)沖擊不但影響各自價(jià)格水平增長，還會(huì)因?yàn)檎`差空間相關(guān)的存在，沖擊效應(yīng)擴(kuò)散到整個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)，反映了區(qū)域價(jià)格影響外溢是隨機(jī)沖擊的結(jié)果，具體形式為：

ln(Pit+k/Pit)/k=α+βln(Pit)+ε

ε=ρWε+u

i=1,2,…,31；u～nii(0,σ2)

(3)

其中ρ是空間誤差自相關(guān)系數(shù)，Wε是空間滯后誤差項(xiàng)。

2.空間權(quán)重矩陣構(gòu)造方法。本文采用同時(shí)反映地理和經(jīng)濟(jì)特征的空間權(quán)重矩陣。采用地區(qū)間距離倒數(shù)的平方作為空間權(quán)重矩陣中元素的取值，構(gòu)造地理距離矩陣，即:

WD=dij-2(i≠j)

WD=0(i=j)

(4)

以往研究中dij通常取值為第i個(gè)城市和第j個(gè)城市的球面距離，但是，考慮到實(shí)際生活中地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系通常取決于交通運(yùn)輸?shù)谋憷?，而公路貨運(yùn)運(yùn)輸量占據(jù)貨物運(yùn)輸量的絕大部分份額，所以本文采用城市間公路里程，即dij取值為第i個(gè)城市和第j個(gè)城市之間的公路里程，公路里程數(shù)據(jù)來源于2014年《中國地圖集》。

現(xiàn)實(shí)中地區(qū)間價(jià)格的空間相關(guān)性除與地理距離相關(guān)以外，還要受到其他非地理因素的影響，例如，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)對相對落后地區(qū)的影響和輻射作用會(huì)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于落后地區(qū)對發(fā)達(dá)地區(qū)的影響，借鑒李靖的做法，本文將經(jīng)濟(jì)因素引入空間權(quán)重矩陣，構(gòu)造同時(shí)反映地理和經(jīng)濟(jì)特征的空間權(quán)重矩陣[11]：

(5)

3.區(qū)域價(jià)格β收斂空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的貝葉斯MCMC估計(jì)方法。在上文基礎(chǔ)上，為了放松空間計(jì)量模型的同方差假定，提高模型估計(jì)的穩(wěn)健性，本文采用貝葉斯MCMC估計(jì)方法。相對于最大似然估計(jì)，貝葉斯估計(jì)可以提高空間計(jì)量模型的估計(jì)效率。然而，傳統(tǒng)貝葉斯空間模型的后驗(yàn)分布需要通過單變量數(shù)值積分得到參數(shù)的后驗(yàn)均值和方差以及模型中的其他參數(shù)。一個(gè)可替代的方法就是馬爾科夫蒙特卡洛方法(MCMC)，MCMC的理念是直接獲得參數(shù)的后驗(yàn)密度，實(shí)際上也可以通過檢驗(yàn)一個(gè)來自后驗(yàn)分布大的隨機(jī)抽樣來實(shí)現(xiàn)。如果來自后驗(yàn)分布的樣本足夠大，可以運(yùn)用核密度估計(jì)或直方圖獲得概率密度的近似形式，而不需要精確的密度函數(shù)形式。具體來說，MCMC方法通過重復(fù)抽樣，總能找到一條或幾條收斂的馬爾科夫鏈，而馬爾科夫鏈的極限分布就是所需要的后驗(yàn)分布。按照MCMC方法的步驟，對條件后驗(yàn)分布進(jìn)行H-M抽樣或Gibbs抽樣，可以得到一系列收斂于這些參數(shù)的真實(shí)后驗(yàn)分布極限的估計(jì)結(jié)果，最終可以得到各參數(shù)的估計(jì)值。

(二)數(shù)據(jù)來源及說明

1978年以來，中國進(jìn)行了多次價(jià)格體制改革。1992—1993年，糧食市場雙軌制的取消是這些重大改革的階段性尾聲，所以，多數(shù)文獻(xiàn)認(rèn)為中國市場化價(jià)格占主導(dǎo)的價(jià)格體系應(yīng)該在1993年之后。鑒于此，考慮數(shù)據(jù)可得性，本文以1994年為研究起點(diǎn)，分兩步做遞進(jìn)式考察：第一步，全時(shí)段研究，采用1994—2012年中國35個(gè)大中城市*35個(gè)大中城市包括：北京、天津、石家莊、太原、呼和浩特、沈陽、大連、長春、哈爾濱、上海、南京、杭州、寧波、合肥、福州、廈門、南昌、濟(jì)南、青島、鄭州、武漢、長沙、廣州、深圳、南寧、?？凇⒅貞c、成都、貴陽、昆明、西安、蘭州、西寧、銀川、烏魯木齊。相對價(jià)格水平年度數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)1994年以來中國區(qū)域食品價(jià)格的收斂性；第二步，重點(diǎn)時(shí)段研究，采用2009年1月—2012年12月中國35個(gè)大中城市相對價(jià)格水平月度數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)近幾年區(qū)域食品價(jià)格的收斂性。

由于數(shù)據(jù)可得性，我們僅能獲取2009年1月—2012年12月這35個(gè)大中城市食品產(chǎn)品的價(jià)格數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)來源于《中國城市(鎮(zhèn))生活與價(jià)格年鑒》(2010年、2011年、2012年)和《中國價(jià)格統(tǒng)計(jì)年鑒》(2013年)?；谶@些數(shù)據(jù)，采用計(jì)算購買力平價(jià)的空間CPD模型可以計(jì)算得出2009年1月—2012年12月這35個(gè)大中城市食品類空間價(jià)格指數(shù)，即相對價(jià)格水平。1994—2008年相對價(jià)格水平數(shù)據(jù)在已計(jì)算得出的2009年相對價(jià)格水平數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上經(jīng)各城市相對居民食品消費(fèi)價(jià)格指數(shù)推算得到。各城市相對居民食品消費(fèi)價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)來源于各城市統(tǒng)計(jì)年鑒。

為了更好地考察漸進(jìn)式改革對地區(qū)間價(jià)格收斂的動(dòng)態(tài)影響，本文采用滾動(dòng)劃分時(shí)間樣本的方法。對于1994—2012年的年度收斂檢驗(yàn)，以8年為間隔期*關(guān)于滾動(dòng)樣本間隔期的選取，多數(shù)文獻(xiàn)為5到10年，本文取其均值。本文還分別以5年、8年和10年為間隔期做了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，三種滾動(dòng)間隔期的β值基本相同，只是顯著性略有差異，間隔期越長，β越顯著。對于這種差異的成因，可以將β收斂方程等號(hào)的左邊ln(Pit-k/Pit)/k視為一種移動(dòng)平均處理，此時(shí)，這種差異可以用時(shí)間序列分析中的移動(dòng)平均理論進(jìn)行解釋：首先，移動(dòng)平均的期數(shù)越多，修勻曲線越平滑，表現(xiàn)出的長期趨勢就越清晰；其次，移動(dòng)平均的期數(shù)越多，所得趨勢圖對近期變化的反應(yīng)就越不敏感。所以，滾動(dòng)間隔期的選取會(huì)對收斂的顯著性產(chǎn)生一定影響，但不影響研究結(jié)論，說明穩(wěn)健性檢驗(yàn)通過。限于篇幅，5年和10年滾動(dòng)間隔期的檢驗(yàn)結(jié)果在此省略，讀者如需可向作者索取。，以滾動(dòng)方式劃分為12個(gè)時(shí)間段：1994—2001年、1995—2002年、……、2005—2012年。而對于2009年1月—2012年12月的月度收斂檢驗(yàn)，以12個(gè)月為間隔期*在此以12個(gè)月為滾動(dòng)間隔期，主要是考慮到月度同比可以消除價(jià)格的季節(jié)因素。，以滾動(dòng)方式劃分為36個(gè)時(shí)間段：2009年1月—2010年1月、2009年2月—2010年2月、……、2011年12月—2012年12月。當(dāng)時(shí)間段不斷向前滾動(dòng)時(shí),就會(huì)增加一個(gè)新的時(shí)點(diǎn), 同時(shí)剔除最舊的時(shí)點(diǎn), 這樣不斷增添新的信息而舍棄舊的信息,使得我們不會(huì)遺漏每一個(gè)時(shí)點(diǎn)，從而可以觀察到價(jià)格收斂連續(xù)的動(dòng)態(tài)變化。

三、1994年以來中國食品價(jià)格收斂性分析

(一)檢驗(yàn)結(jié)果概述

在建模之前，我們采用經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣(WZ)計(jì)算各時(shí)段的Moran's I指數(shù)，以考察地區(qū)間食品價(jià)格的空間相關(guān)性。如表1所示，在所考察的12個(gè)時(shí)間段中，除1998-2005年、1999-2006年和2000-2007年三個(gè)時(shí)段Moran's I指數(shù)不顯著外，其他時(shí)段Moran's I 指數(shù)均顯著，表明中國食品價(jià)格存在明顯的空間依賴性，與張明等的檢驗(yàn)結(jié)果基本一致[12]。這要求我們研究價(jià)格收斂性問題時(shí)，要采用空間計(jì)量模型以消除模型殘差的空間效應(yīng)。

表1　空間相關(guān)性檢驗(yàn)

本文采用β收斂的空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型檢驗(yàn)食品價(jià)格的收斂性，首先通過LM-Lag和LM-Error檢驗(yàn)來合理選擇具體模型形式，進(jìn)而采用貝葉斯MCMC方法估計(jì)模型，主要結(jié)果見表2。

表2　1994-2012年中國食品價(jià)格收斂性檢驗(yàn)結(jié)果

注：收斂速度=-ln(1+β)/k，其中k為時(shí)間跨度。

由表2可知，β值均為負(fù)并且大都在10%的顯著性水平顯著，表明12個(gè)時(shí)間段均存在絕對收斂。此外，所有時(shí)段的ρ值均為正，表明相鄰地區(qū)的價(jià)格水平存在漲跌方向一致的現(xiàn)象。最后，基于空間計(jì)量模型殘差的Moran's I的p值都變?yōu)榉秋@著，說明空間模型估計(jì)的殘差中空間效應(yīng)已經(jīng)消除，因而，引入空間效應(yīng)是十分有必要的。

(二)1994年以來食品價(jià)格收斂性呈U型軌跡，而非持續(xù)走強(qiáng)

根據(jù)β值，描繪出食品價(jià)格從1994年到2012年的收斂速度如圖1所示。除最后三個(gè)時(shí)段以外，1994年以來中國食品價(jià)格收斂速度表現(xiàn)出了先減弱后增強(qiáng)的U型軌跡，這不同于以前文獻(xiàn)所得出的中國地區(qū)間價(jià)格收斂速度持續(xù)走強(qiáng)，市場一體化程度不斷加深的結(jié)論[1-3]。根據(jù)收斂速度的動(dòng)態(tài)變化，筆者認(rèn)為可將1994年以來的食品價(jià)格收斂軌跡劃分為3個(gè)階段。

圖1　中國食品價(jià)格年度收斂速度變化趨勢(1994-2012)

(三)對U型軌跡的一種解釋：論改革紅利的“螺旋效應(yīng)”

通常來說，“政策保短期增長，改革保長期增長”，改革不同于政策，既有長期紅利，又有短期陣痛，概括起來即為改革紅利的“螺旋效應(yīng)”。20世紀(jì)90年代初期，中國實(shí)行了價(jià)格體制改革、市場化改革、財(cái)稅體制改革等一系列有利于地區(qū)間價(jià)格差異收斂和國內(nèi)市場一體化進(jìn)程的改革，雖然改革從長期看能釋放紅利，但短期內(nèi)也不可避免地帶來一定陣痛，即出現(xiàn)一定的負(fù)面影響。所以，改革紅利“螺旋效應(yīng)”的存在，即長期紅利和短期陣痛的結(jié)合，使得1994年以來中國價(jià)格收斂的軌跡總體呈現(xiàn)U型特征。這一U型軌跡又可以明顯地劃分為3個(gè)階段，各階段的具體情況如下：

第一階段，包含五個(gè)滾動(dòng)樣本時(shí)段(1994-2001年、……、1998-2005年)，這一時(shí)期中國食品價(jià)格收斂速度有所減緩。收斂速度從1994-2001年的0.22%減緩到1998-2005年的0.02%。初期，改革必定會(huì)觸及一部分人的利益，存在一定的社會(huì)成本，并且此時(shí)改革的效果還沒有得到顯現(xiàn)，改革的成本大于收益，處于改革的陣痛期。例如，由于改革的路徑依賴、GDP政績觀的驅(qū)使以及增加財(cái)政收入乃至滿足個(gè)人私欲的巨大誘惑，在改革初期，政治權(quán)力大規(guī)模進(jìn)入市場，導(dǎo)致市場本身的競爭機(jī)制與激勵(lì)機(jī)制無法有效發(fā)揮作用，進(jìn)而使資源配置與收入分配大量向權(quán)力部門傾斜，削弱了能夠使地區(qū)間價(jià)格水平差異走向收斂的市場機(jī)制的應(yīng)有作用。另外，這一時(shí)期，中國經(jīng)濟(jì)由20世紀(jì)80年代的短缺狀態(tài)逐漸演變?yōu)楫a(chǎn)能過剩狀態(tài)(由各地區(qū)大規(guī)模重復(fù)建設(shè)所致)，市場封鎖現(xiàn)象依然嚴(yán)重，從而導(dǎo)致市場分割力量仍然很大[13]?？傊?，在此階段，雖然對外開放對地區(qū)間價(jià)格收斂和市場整合有一定的促進(jìn)作用，但由于處于改革的陣痛期，消極因素強(qiáng)于積極因素，總體上價(jià)格收斂速度減弱。

第二階段，包含四個(gè)滾動(dòng)樣本時(shí)段(1999-2006年、……、2002-2009年)，這一時(shí)期中國食品價(jià)格收斂速度呈直線加速趨勢。收斂速度從1998-2005年的0.02%快速上升到2002-2009年的0.44%。2005年之后，中國入世以來改革開放的效果不斷顯現(xiàn)，改革紅利不斷釋放。并且，對外開放有了新局面，對外貿(mào)易更加頻繁，大量外資涌入，中小企業(yè)活躍，非國有經(jīng)濟(jì)比重明顯提高，地方政府干預(yù)市場的能力下降，同時(shí)，對外開放的不斷深入使得地方政府干預(yù)地方經(jīng)濟(jì)的成本加大。更重要的是，這一階段國內(nèi)貿(mào)易壁壘進(jìn)一步下降。這一切都推動(dòng)了地區(qū)間價(jià)格收斂的加速。

第三階段，包含3個(gè)滾動(dòng)樣本時(shí)段(2003-2010年、2004-2011年和2005-2012年)，這一時(shí)期(可以稱作后危機(jī)時(shí)代)中國食品價(jià)格收斂速度再次出現(xiàn)減緩趨勢。初步考慮，這可能與新時(shí)期中國已進(jìn)入改革攻堅(jiān)期(改革紅利“螺旋效應(yīng)”的再次體現(xiàn))、有所抬頭的貿(mào)易壁壘(流通成本及隱性地方保護(hù)主義等)、食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)以及地區(qū)收入差距、地區(qū)人口規(guī)模差異等因素有關(guān)。

2009年以來中國食品價(jià)格收斂速度呈減弱趨勢需引起高度注意。為了進(jìn)一步考察其內(nèi)在原因，本文在宏觀年度數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，進(jìn)一步采用微觀月度數(shù)據(jù)對該時(shí)期價(jià)格收斂情況進(jìn)行重點(diǎn)研究，即采用2009年1月到2012年12月35大中城市食品月度價(jià)格數(shù)據(jù)，逐月考察近幾年中國食品價(jià)格收斂情況。

四、近年來中國食品價(jià)格收斂性分析

(一)檢驗(yàn)結(jié)果概述

在基于年度綜合指數(shù)考察的基礎(chǔ)上，本部分進(jìn)一步采用月度微觀數(shù)據(jù)考察食品價(jià)格收斂性，以作相互印證和進(jìn)一步的遞進(jìn)分析。表3報(bào)告了從2009年1月到2012年12月共36個(gè)滾動(dòng)時(shí)段的價(jià)格收斂檢驗(yàn)結(jié)果，包括β值及其p值以及由β值計(jì)算得到的收斂速度。

中國食品價(jià)格從2009年1月到2012年12月的收斂速度動(dòng)態(tài)變化趨勢如圖2所示，可以看出，雖然有較大波動(dòng)(這可能與月份因素有關(guān))，但從總體趨勢來看，這一階段中國食品價(jià)格收斂速度表現(xiàn)出了減弱趨勢，這一檢驗(yàn)結(jié)果與年度收斂檢驗(yàn)結(jié)果的第三階段相一致，說明檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)健。

(二)近年來中國食品價(jià)格收斂性的減弱體現(xiàn)在多方面

食品的流通性對食品價(jià)格的收斂速度有重要影響，通常流通性強(qiáng)的食品在價(jià)格收斂水平和收斂速度方面都優(yōu)于流通性弱的食品。本文將食品按照流通性分成流通性強(qiáng)(包含糧食和油脂)和流通性弱(包含豆制品、肉類、蛋類、水產(chǎn)品、蔬菜、水果)兩類分別考察其收斂速度*已有研究和經(jīng)驗(yàn)表明，加工產(chǎn)品、包裝產(chǎn)品流通性較強(qiáng)，而初級(jí)產(chǎn)品、未包裝產(chǎn)品以及鮮活易腐產(chǎn)品流通性較弱。。實(shí)證結(jié)果顯示，從總體趨勢看，流通性弱和流通性強(qiáng)的食品價(jià)格的收斂速度均表現(xiàn)出減弱趨勢(見圖3)，并且流通性強(qiáng)的食品價(jià)格減弱速度快于流通性弱的食品，這是不符合預(yù)期的。另外，食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)方面，由于肉禽蛋是城市居民消費(fèi)的重要組成部分，并且近年來其消費(fèi)量正在穩(wěn)步增加，有必要考察一下肉禽蛋價(jià)格的收斂情況，實(shí)證結(jié)果顯示，2009年以來肉禽蛋的收斂速度也有減弱趨勢(見圖3)。

表3　2009年以來中國食品價(jià)格收斂性檢驗(yàn)結(jié)果

圖2　中國食品價(jià)格月度收斂速度動(dòng)態(tài)變化趨勢

(三)對近年來食品價(jià)格收斂速度減弱的討論

綜上所述，近幾年流通性弱的食品(包括肉禽蛋)、流通性強(qiáng)的食品以及食品總類的價(jià)格收斂速度均出現(xiàn)減弱趨勢。本研究認(rèn)為導(dǎo)致這一現(xiàn)象的主要原因如下：

圖3　流通性弱食品、流通性強(qiáng)食品及肉禽蛋價(jià)格月度收斂速度趨勢圖

1.“三期疊加”基本面下區(qū)域價(jià)格收斂出現(xiàn)減緩態(tài)勢有一定必然性。這一現(xiàn)象的產(chǎn)生有著較為特殊的經(jīng)濟(jì)背景，即“三期疊加”*近年來，中國經(jīng)濟(jì)正處于增長速度換擋期、結(jié)構(gòu)調(diào)整陣痛期和前期刺激政策消化期——“三期疊加”是當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)的階段性特征?！叭诏B加”意味著中國處于艱難而又富有挑戰(zhàn)的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，一方面需要轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展的引擎，另一方面需要進(jìn)行根本性的機(jī)構(gòu)改革?；久鎸χ袊称穬r(jià)格收斂速度減弱起到了一定作用：一方面，現(xiàn)階段中國改革已進(jìn)入攻堅(jiān)期，難以在近似帕累托最優(yōu)中進(jìn)行改革和調(diào)整，面臨許多困難和挑戰(zhàn)，因而這一時(shí)期也符合改革紅利的“螺旋效應(yīng)”，表現(xiàn)為前期改革紅利消失，新的改革紅利仍在培育中。另一方面，中國中央政府推出的“四萬億”投資刺激計(jì)劃引致了地方政府更大規(guī)模的投資，從而導(dǎo)致了嚴(yán)重的產(chǎn)能過剩，客觀上使得市場分割力量依然很大。此外，“諸侯經(jīng)濟(jì)”現(xiàn)象的存在加重了產(chǎn)能過剩，而產(chǎn)能過剩又進(jìn)一步促進(jìn)了“諸侯經(jīng)濟(jì)”，這在一定程度上阻礙了生產(chǎn)要素在全國的合理流動(dòng)，在經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)上分裂了各地區(qū)間的聯(lián)系，且造成地方保護(hù)主義，減弱了中國市場一體化進(jìn)程。所以，“三期疊加”基本面下，中國區(qū)域價(jià)格收斂進(jìn)程出現(xiàn)減緩態(tài)勢有一定必然性。

2.新型貿(mào)易壁壘也是導(dǎo)致區(qū)域價(jià)格收斂減弱的重要原因。由“冰川成本”理論*Samuelson的“冰川成本”理論認(rèn)為，因?yàn)榇嬖谶\(yùn)輸成本、貿(mào)易壁壘和信息成本等交易成本，商品價(jià)值在貿(mào)易過程中將像冰川一樣融化掉一部分，所以，即使可以完全套利，兩地價(jià)格仍然不會(huì)絕對相等，相對價(jià)格會(huì)在一定的區(qū)間內(nèi)波動(dòng)?？芍?，貿(mào)易壁壘是阻礙地區(qū)間價(jià)格收斂十分重要的因素。新時(shí)期，中國國內(nèi)的貿(mào)易壁壘有了新的形式，主要表現(xiàn)為居高不下的流通成本和隱性地方保護(hù)主義兩方面。

首先，居高不下的流通成本嚴(yán)重阻礙了食品價(jià)格收斂的加速。近年來，中國交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以及現(xiàn)代物流快速發(fā)展，理論上應(yīng)當(dāng)會(huì)顯著降低流通成本，提高流通效率。但是，實(shí)證結(jié)果表明，流通性強(qiáng)和流通性弱的食品價(jià)格收斂速度均逐漸減弱，特別是流通性強(qiáng)的食品價(jià)格收斂速度大幅減弱更是出乎預(yù)料，說明中國商品流通存在一定阻礙。究其原因，中國食品流通進(jìn)入了“瓶頸期”，主要表現(xiàn)為受流通體制與市場建設(shè)的限制(如農(nóng)產(chǎn)品流通環(huán)節(jié)過多且層層加價(jià)、農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)地批發(fā)市場建設(shè)不完善、缺乏完善的批發(fā)和零售市場監(jiān)管制度導(dǎo)致嚴(yán)重的亂收費(fèi)現(xiàn)象等)，流通成本上升，僅靠單純的交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不能進(jìn)一步提高食品流通效率，地區(qū)間的食品價(jià)格差異一直在維持。

其次，近年來國內(nèi)出現(xiàn)了新型的地方保護(hù)主義，即隱性地方保護(hù)主義，把統(tǒng)一的市場切割成壁壘堅(jiān)固的小市場，市場難以優(yōu)化重組，從而嚴(yán)重阻礙了價(jià)格收斂進(jìn)程的加速。第一，2008年金融危機(jī)后，在擴(kuò)內(nèi)需保增長的掩護(hù)下，一些地方政府鼓勵(lì)優(yōu)先采購本省產(chǎn)品，地方保護(hù)主義開始重新抬頭，又如以技術(shù)壁壘的方式，保護(hù)地方產(chǎn)業(yè)，操作方法更為隱蔽；第二，1994年的分稅制改革基本沒有觸及事權(quán)和支出責(zé)任劃分改革，而事權(quán)分配問題的長期存在，導(dǎo)致了地方政府不合理的資源分配權(quán)力，加重了地方保護(hù)主義，妨礙了統(tǒng)一市場的形成；第三，近年來很多地區(qū)改變了地區(qū)性行政壟斷的形式，采取了一些隱蔽的“軟”性地方保護(hù)措施，這些措施作用于本地經(jīng)濟(jì)，便形成了新型的地方保護(hù)和市場分割。

3.食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的地區(qū)不平衡也是食品價(jià)格收斂減弱的原因之一。近年來，中國食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)生改變，糧食和油脂消費(fèi)占總體食物消費(fèi)的比例較小且消費(fèi)量比較穩(wěn)定，而對肉禽蛋的消費(fèi)量正在穩(wěn)步增加[14]。這一方面得益于中國經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展和人民生活水平的提高，另一方面，隨著城鎮(zhèn)化加速和農(nóng)民工的大量涌入，青壯年勞動(dòng)力對肉禽蛋等食品的需求不斷增大。然而，由于35個(gè)大中城市在收入水平提高、城鎮(zhèn)化進(jìn)程以及農(nóng)民工涌入速度等方面存在明顯差異，其對肉禽蛋的需求就會(huì)存在差異，導(dǎo)致食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的地區(qū)不均衡，進(jìn)而導(dǎo)致價(jià)格的不均衡，不利于地區(qū)間價(jià)格的收斂。實(shí)證結(jié)果顯示，2009年以來，肉禽蛋價(jià)格的收斂速度有減緩趨勢。由于肉禽蛋在食品中的消費(fèi)比重不斷上升，成為中國食品價(jià)格收斂速度減弱的主要推動(dòng)力量。

4.國內(nèi)賓大效應(yīng)是解釋食品價(jià)格收斂減緩的重要因素。中國城市間存在國內(nèi)賓大效應(yīng)，即人口規(guī)模、價(jià)格水平、名義收入、實(shí)際收入、人力資本等五個(gè)指標(biāo)在城市間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系[15]。由于食品價(jià)格是居民消費(fèi)價(jià)格的重要組成部分，并且是居民消費(fèi)價(jià)格變動(dòng)的重要推動(dòng)力量，所以，食品價(jià)格同樣具有國內(nèi)賓大效應(yīng)。因此，中國地區(qū)收入差距、人口規(guī)模以及人力資本地區(qū)差異的擴(kuò)大在一定程度上解釋了食品價(jià)格收斂速度的減弱。首先，中國地區(qū)收入差距逐漸擴(kuò)大，將1994年以來的35個(gè)城市人均收入變化進(jìn)行β收斂性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，近幾年出現(xiàn)收斂速度減弱趨勢。其次，近年來中國35個(gè)大中城市人口規(guī)模增量差異逐漸擴(kuò)大，這種差異主要來源于城鎮(zhèn)化和勞動(dòng)力跨區(qū)域流動(dòng)的地區(qū)差異：一方面，中國31個(gè)省份城鎮(zhèn)化率標(biāo)準(zhǔn)差從2009年的0.22擴(kuò)大到2013年的0.24，表明城鎮(zhèn)化水平的地區(qū)差異更加明顯；另一方面，北上廣深四城市集中了中國80%的農(nóng)民工，表明勞動(dòng)力跨區(qū)域流動(dòng)地區(qū)差異很大。最后，中國高等教育資源地區(qū)分布不均以及就業(yè)機(jī)會(huì)的地區(qū)差異導(dǎo)致人力資本選擇性集聚，從而導(dǎo)致食品價(jià)格收斂性減弱。

五、結(jié)論

本文將經(jīng)濟(jì)增長理論的β收斂檢驗(yàn)方法引入到區(qū)域價(jià)格收斂檢驗(yàn)當(dāng)中，并考慮了價(jià)格的空間效應(yīng)，提出了基于貝葉斯MCMC估計(jì)的區(qū)域價(jià)格β收斂的空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析框架。在此基礎(chǔ)上，采用滾動(dòng)樣本方法，分別考察了基于年度綜合指數(shù)的1994-2012年35個(gè)大中城市食品價(jià)格收斂動(dòng)態(tài)變化特征和基于月度微觀數(shù)據(jù)的近年來食品價(jià)格收斂動(dòng)態(tài)變化特征。

研究表明：第一，1994年以后中國食品價(jià)格收斂速度表現(xiàn)出了先減弱后增強(qiáng)的U型動(dòng)態(tài)變化軌跡，本文認(rèn)為這與改革紅利的“螺旋效應(yīng)”(長期紅利與短期陣痛相疊加)有關(guān)。第二，近年來中國食品價(jià)格收斂速度出現(xiàn)減緩趨勢，三期疊加的宏觀經(jīng)濟(jì)形勢、有所抬頭的貿(mào)易壁壘、食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)、地區(qū)收入差異以及地區(qū)人口規(guī)模差異可能是其主要原因。

需要指出的是，受改革紅利“螺旋效應(yīng)”的影響，近年來的價(jià)格收斂減弱趨勢可能是一種“暫時(shí)性減弱”，未來隨著長期改革紅利的釋放，收斂性可能會(huì)逐漸增強(qiáng)。即便如此，決策者在當(dāng)前仍應(yīng)采取相應(yīng)措施，以削弱新型貿(mào)易壁壘的不利影響。

參考文獻(xiàn)：

[1]Fan S，Wei X D．The Law of One Price: Evidence from the Transitional Economy of China[J].The Review of Economics and Statistics,2006,88(4)．

[2]鄂永健.中國地區(qū)間價(jià)格水平差距趨于收斂還是發(fā)散——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論,2007(5).

[3]行偉波，李善同.一價(jià)法則、地區(qū)價(jià)格差異與面板單位根檢驗(yàn)[J].管理科學(xué)學(xué)報(bào),2010(4).

[4]王磊.國內(nèi)地區(qū)間價(jià)格水平差異收斂性再檢驗(yàn)[J].統(tǒng)計(jì)與信息論壇,2011(2).

[5]桂琦寒，陳敏，陸銘，陳釗.中國國內(nèi)商品市場趨于分割還是整合：基于相對價(jià)格法的分析[J].世界經(jīng)濟(jì),2006(2).

[6]Parsley D，Wei S J．Convergence to the Law of One Price without Trade Barriers or Currency Fluctuations[J].Quarterly Journal of Economics，1996,111(4)．

[7]王磊，周晶.對中國省級(jí)地區(qū)相對價(jià)格水平的估計(jì)——基于一般化空間CPD模型的研究[J].統(tǒng)計(jì)與信息論壇,2012(8).

[8]Barro R J，X Sala-i-Martin. Economic Growth[M].New York:Mc Graw-Hill, 1995.

[9]Anselin L. Spatial Econometrics: Methods and Models[M].Dordrecht:Kluwer Academic Publishers,1988.

[10]Anselin L，S J Rey. Properties of Tests for Spatial Dependence in Linear Regression Models[J].Geographical Analysis,1991,23(2).

[11]李靖，譚清美，白俊紅.中國區(qū)域創(chuàng)新生產(chǎn)的空間計(jì)量分析——基于靜態(tài)與動(dòng)態(tài)空間面板模型的實(shí)證分析[J].管理世界,2010(7).

[12]張明，謝家智.中國地區(qū)價(jià)格的空間相關(guān)性及傳導(dǎo)差異的因素分析——基于動(dòng)態(tài)空間面板模型的實(shí)證研究[J].財(cái)經(jīng)研究,2012(3).

[13]李真.中國國內(nèi)市場一體化的演進(jìn)軌跡研究：1986—2009[J].山東財(cái)政學(xué)院學(xué)報(bào),2012(5).

[14]趙昕東,王小葉.什么決定中國食品價(jià)格變動(dòng):供給抑或需求——基于隨機(jī)波動(dòng)時(shí)變參數(shù)模型[J].財(cái)經(jīng)研究,2014(11).

[15]余華義，唐翔.中國36個(gè)大中城市相對消費(fèi)價(jià)格指數(shù)測算——兼對國內(nèi)賓大效應(yīng)的實(shí)證分析[J].上海經(jīng)濟(jì)研究,2015(4).

(責(zé)任編輯：李勤)

Testing the Regional Food Price Convergence in China:The Analysis of Space and Dynamic Effects Based on Micro Price Data

WANG Kang1， WANG Lei2， LUO Yu-bo3

(1.School of Statistics, Renmin University of China, Beijing 100872, China;2.Post Doctoral Station, China Center for International Economic Exchanges, Beijing 100826, China;3.School of Economics ,Beijing Technology and Business Universitys, Beijing 100048, China)

Abstract:This paper constructs the spatial econometric analysis framework for regional price β convergence which is different from previous studies, and empirically test the dynamic characteristics of food prices convergence since 1994. The study found, since 1994, China's regional food price convergence rate showed a U dynamic change characteristics-firstly weakened and then enhanced, rather than the gradually deepening revealed by previous literature. We believe that this is caused by the "spiral effect" of reform dividend. In recent years, China's regional food price convergence rate is weakening, which should be paid special attention. In this regard, further analysis shows that the main reasons may include the macroeconomic situation of the three periods superimposed, the rise of the new trade barriers, the upgrade of the food consumption structure, and the effect of Penn.

Key words:relative price levels; β convergence; spatial correlation; dynamic effects; food price

收稿日期：2015-11-27

基金項(xiàng)目：國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目《我國購買力平價(jià)(PPP)測算方法和實(shí)踐研究》(14BTJ004);國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(青年項(xiàng)目)《基于分位數(shù)回歸的時(shí)空數(shù)據(jù)分析及應(yīng)用研究》(12CTJ008)

作者簡介：王康，男，山東高密人，博士生，研究方向：經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)，金融數(shù)據(jù)挖掘；

中圖分類號(hào)：O212.1∶F031.4

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1007-3116(2016)05-0049-08

王磊，男，山東泰安人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，金融學(xué)博士后，研究方向：金融數(shù)據(jù)挖掘，購買力平價(jià)與宏觀經(jīng)濟(jì)；

羅玉波，男，四川大竹人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，副教授，碩士生導(dǎo)師，研究方向：應(yīng)用統(tǒng)計(jì)模型。

【統(tǒng)計(jì)應(yīng)用研究】