中國區(qū)域相對價格水平收斂性實證研究

蘇芳,蔡經(jīng)漢,王世杰

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

一國范圍內(nèi)區(qū)域相對價格水平收斂問題近年來成為文獻的研究熱點。價格水平的高度離散性及其持續(xù)時間不但對各個區(qū)域的工資率和生活水平具有重要的政策含義,同時還關(guān)系到資源配置的有效性。如果各個區(qū)域?qū)嵭袉我回泿呕蛘邲]有明顯的要素流動約束,那么價格水平離散性就可能意味著區(qū)域商品市場存在分割,因此,系統(tǒng)性的價格水平離散性對于政策制定者來說無疑是一個很大的挑戰(zhàn)。

區(qū)域價格水平收斂是在匯率的一價定律(Law of One Price)基礎(chǔ)上提出的。購買力平價理論認(rèn)為,根據(jù)一價定律原則,兩國價格水平差別是暫時的,套利行為會使得這種差別逐漸消失,即實際匯率時間序列是平穩(wěn)的。基于這種思想,考察一國內(nèi)部區(qū)域之間是否存在價格水平收斂,可以通過檢驗其相對價格水平是否具有單位根而進行。在早期單變量的單位根檢驗中,由于時間序列樣本容量較小緣故,檢驗結(jié)果往往傾向于接受序列具有單位根的假設(shè)。增加時間序列樣本容量雖然能部分解決檢驗勢較低的問題,但是較長時間序列樣本區(qū)間可能存在結(jié)構(gòu)變化的問題。因此,最新文獻一般都建議采用面板數(shù)據(jù)單位根檢驗方法以提高檢驗的勢。這些國內(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 。

由于我國施行單一貨幣,而且改革開放以來我國區(qū)域生產(chǎn)要素流動限制已大為減弱,這些因素導(dǎo)致商品價格水平在我國不同地區(qū)將同時相關(guān);同時由于我國幅員遼闊,區(qū)域不同氣候條件與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展存在差異性,價格水平也會受到區(qū)域特有的沖擊,價格水平可能呈現(xiàn)一定的離散度。由此我們提出的問題是:隨著改革開放的深入,我國已逐步融入世界經(jīng)濟一體化進程,然而改革開放是否也使得內(nèi)部區(qū)域市場整合更為緊密?區(qū)域間價格水平差異是發(fā)散還是收斂的?如果是收斂,那么收斂速度有多快?更深層次的問題是:東、中、西部內(nèi)部地區(qū)市場整合速度是否呈現(xiàn)與全國類似的特點。即在上述3個差異性較少的東、中、西部區(qū)域其價格水平是否收斂?如果收斂,是否由于內(nèi)部差異性相對于全國更小,而呈現(xiàn)更快的收斂速度?各類具體的商品價格指數(shù)收斂性又有什么異同?為回答上述問題,本文擬采用多種面板單位根檢驗方法研究我國區(qū)域價格水平收斂現(xiàn)象。與國內(nèi)外研究不同的是,本文控制了“基年價格指數(shù)”的問題,而且第一代和第二代多種面板單位根檢驗方法的結(jié)論相互驗證,增強了結(jié)論的可信性和穩(wěn)健性。考慮到我國地域遼闊,我們在全國樣本檢驗基礎(chǔ)上,繼續(xù)把全國樣本分為東、中、西部3個子樣本,對3個子樣本的檢驗結(jié)果進行收斂速度比較,以發(fā)現(xiàn)三大區(qū)域是否與全國保持大致相同的市場整合速度。此外還比較了CPI中八大分類價格指數(shù)的收斂速度。地區(qū)間價格水平差距及其持續(xù)時間長短是衡量國內(nèi)市場一體化程度的標(biāo)志,本文研究區(qū)域相對價格水平收斂性可為政府制定縮小市場分割,提高市場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方法;第三部分是實證分析,首先給出樣本數(shù)據(jù),其次報告面板單位根檢驗結(jié)果以及收斂速度估計結(jié)果;最后一部分是總結(jié)。

1 面板單位根檢驗方法

本部分對本文所應(yīng)用的面板單位根檢驗方法作簡單介紹。考慮如下形式的ADF檢驗式

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,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模型即簡化為

LLC檢驗雖然仍采用ADF檢驗式形式,但并沒有直接使用Δxi,t和xi,t-1對參數(shù)b進行估計,而是使用Δxi,t和xi,t-1的代理變量去估計參數(shù)b,其所獲得的與參數(shù)b相對應(yīng)的t統(tǒng)計量漸近服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。Hadri(2000)[8]提出的Hadri檢驗雖然與LLC檢驗一樣都是假設(shè)面板數(shù)據(jù)中的各截面序列都具有相同的單位根過程,即假定bi=b,但其采用的是與KPSS檢驗相類似的原假設(shè),即從平穩(wěn)性出發(fā)來進行假設(shè)檢驗。

Madadla和Wu(1999)[9]指出,LLC檢驗等使用的同質(zhì)性假設(shè)過于嚴(yán)格,并且容易出現(xiàn)固定效應(yīng)估計量的同質(zhì)性偏誤問題。對此,包括Im,Pesaran和Shin(2003)[10]提出的IPS檢驗采用了異質(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程。其中,IPS檢驗與LLC檢驗同樣采取ADF檢驗式,但首先對每個截面成員進行單位根檢驗,得到每個截面成員bi的t統(tǒng)計量后取平均值而構(gòu)造出檢驗整個面板數(shù)據(jù)是否存在單位根的t-bar統(tǒng)計量。而Madadla和Wu(1999)[9]則提出非參數(shù)Fisher類型檢驗,這種非參類型的檢驗在一定程度上克服了基于ADF框的LLC或IPS檢驗存在的一些缺點。

第一代面板單位根檢驗方法都假定面板數(shù)據(jù)中各截面互不相關(guān),這樣的假定使得檢驗變得簡單。但現(xiàn)實中,這一假定很難成立。在現(xiàn)實經(jīng)濟運行中,許多可觀測或不可觀測的共同因子都將導(dǎo)致截面相關(guān)性的存在。例如,經(jīng)濟周期對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。對同處一國境內(nèi)的諸省級單元來說,國家的政策變量顯然也是一個共同因子。盡管同一項政策可能對不同省份產(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,截面相關(guān)性的存在會影響面板單位根估計的有限樣本性質(zhì)。因此,只使用第一代方法是不夠的,為了提高檢驗的可靠性和結(jié)論的穩(wěn)健性,必須結(jié)合第二代方法進行檢驗。

在使用第二代方法之前,首先要對截面相關(guān)性進行檢驗。對此,Breusch和Pagan(1980)[11]提出LM檢驗。本文將同時使用這兩種方法及LM檢驗的一個比例化版本:SCLM檢驗。各檢驗統(tǒng)計量如下其中為第i個截面單位作OLS回歸所得殘差。T表示自回歸所得T統(tǒng)計量值。

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的CADF方法。該方法擴展了存在截面相關(guān)時的標(biāo)準(zhǔn)ADF回歸式(為簡便計,以下僅考慮滯后一階的情況)其中,與標(biāo)準(zhǔn)ADF檢驗不同的是在式(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28個省級區(qū)域(因為數(shù)據(jù)不全,故不包括西藏、重慶、青海)的年度居民消費價格指數(shù)(CPI)進行檢驗,數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟信息網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。所有地區(qū)的CPI均調(diào)整為以1984年為100,省級區(qū)域i的價格水平記為pi。為計算相對價格水平,我們選取北京為基準(zhǔn)地區(qū),那么地區(qū)i與北京市j的相對價格水平則為:qit=ln(pit/pjt)。為簡化篇幅便于比較,圖1只給出了山東、湖北和四川相對價格水平對數(shù)的序列。從圖1可以看到,3個省的相對價格水平對數(shù)均小于零,這說明北京市的價格水平高于這3個地區(qū)。但是,3個地區(qū)的相對價格水平都顯示出具有共同的變化趨勢。這意味著從長期來看,雖然地區(qū)間價格水平有差異,但它們可能存在一個共同的收斂趨勢。究竟相對價格水平是發(fā)散還是收斂,這需要采用計量模型進行驗證。

Philips和Sul(2007)[13]提出所謂的“基年價格指數(shù)”問題,他們在研究中舉例說,如以1918年為基年,則1918年當(dāng)年各地價格指數(shù)相同(都為100),那么相對價格水平就無法比較。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“基年價格初始化”問題,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)進行單位根檢驗。

圖1 山東、湖北、四川的相對價格水平對數(shù)變化趨勢

2.2 面板單位根檢驗結(jié)果

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

從表1的檢驗結(jié)果,本文有如下結(jié)論:

首先,從全國樣本的檢驗結(jié)果看,LLC、IPS、Fisher-ADF、Fisher-PP這4種檢驗方法均在5%水平下拒絕單位根的零假設(shè),而Hadri檢驗結(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)單位根檢驗結(jié)果說明,在我國國內(nèi)市場中,以北京市作為基準(zhǔn)的其他各省份的相對價格指數(shù)對數(shù)不是單位根過程,而是具有平穩(wěn)性的序列,這表明一價定律在我國國內(nèi)市場基本上成立的。

表1 面板單位根檢驗結(jié)果

其次,從3個子樣本的檢驗結(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。

西部樣本的檢驗結(jié)果中LLC檢驗的結(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,結(jié)合IPS檢驗的結(jié)果來看,這可能說明各截面序列具有不同單位根。而其余3種檢驗的結(jié)果進一步加強了價格水平發(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分割。

第三,上述檢驗結(jié)果具有穩(wěn)健性。本文將整個樣本區(qū)間劃分為1996—2001年和2002—2008年兩個子區(qū)間,繼續(xù)應(yīng)用上述檢驗方法,在第一個樣本區(qū)間,除IPS檢驗法無法拒絕單位根存在,其余幾個都拒絕單位根原假設(shè)。而對于第二個樣本區(qū)間,除Fish-PP檢驗外,均一致認(rèn)為相對價格水平對數(shù)序列是平穩(wěn)序列。

2.3 收斂速度估計

前述部分研究結(jié)果證明我國區(qū)域相對價格水平存在收斂性,但是就全國樣本而言,這種收斂的速度有多快?而在東、中、西部三大地帶,相對價格水平收斂速度是否與全國保持同步,或者它們之間收斂速度也具有差異性?本部分利用LLC面板單位根檢驗結(jié)果中計算得到的自回歸參數(shù)b^,進一步由半衰期計算公式為:-ln 2/ln(ρ^),其中ρ^=1+b^。由此得到度量相對價格水平收斂的速度。同樣地將樣本分為東、中、西部,然而西部樣本檢驗結(jié)果表明價格水平是發(fā)散的,因此半衰期不予計算。計算結(jié)果列在表2中。

表2 收斂速度

為得到收斂速度的變化,而反映我國區(qū)域市場整合動態(tài)進程,我們分別對樣本區(qū)間1996—2000年、1996—2001年、……、1996—2008年等7個樣本區(qū)間進行面板單位根檢驗與收斂速度計算,面板單位根檢驗結(jié)果顯示,在5%水平下,序列均為平穩(wěn)的序列。而由此進一步得到的7個收斂速度,其變化趨勢見圖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,這表明價格水平的收斂速度越來越快,我國內(nèi)部市場整合程度越來越好,市場一體化程度越來越高,市場分割現(xiàn)象已逐步減弱,市場經(jīng)濟正在逐步完善。

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

圖2 收斂速度變化趨勢

表3 分類商品價格指數(shù)收斂性與半衰期

2.4 截面相關(guān)性檢驗與第二代面板單位根檢驗

第一代面板單位檢驗中截面單位相互獨立是一個嚴(yán)格卻未必符合實際的假定,實際存在的截面相關(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)檢驗方法對截面單位之間是否存在顯著的相關(guān)關(guān)系進行檢驗,如果能檢驗出截面相關(guān),則在此基礎(chǔ)上進一步應(yīng)用第二代面板單位根檢驗。最后的檢驗結(jié)果列在表4,表5中。在截面相關(guān)檢驗部分,本文發(fā)現(xiàn),無論是全國樣本或者是東中西部各子樣本,各種截面相關(guān)檢驗的統(tǒng)計量均在1%的顯著水平下拒絕了截面單位相互獨立的零假設(shè),這就意味著由于經(jīng)濟政策、單一貨幣因素等可觀察或不可觀察的共同因子的影響,我國各區(qū)域商品價格之間存在著顯著的相關(guān)關(guān)系。因此,為了克服檢驗過程中的截面相關(guān)性問題并保證結(jié)論的可靠性,結(jié)合最新的研究進展,本文采用考慮截面單位相互依賴的面板數(shù)據(jù)單位根檢驗方法——CADF檢驗法,以對我國是否區(qū)域相對價格收斂性展開進一步的深入分析。表5結(jié)果表明,第二代單位根檢驗結(jié)果基本與第一代面板單位根檢驗結(jié)論相同。因此,本文所考察樣本期間內(nèi),我國區(qū)域相對價格收斂性檢驗結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性。

表4 截面相關(guān)檢驗結(jié)果

表5 第二代面板單位根檢驗(CADF檢驗)結(jié)果

3 結(jié)論

基于1996—2008年我國29個省級區(qū)域消費價格指數(shù)面板數(shù)據(jù),本文在現(xiàn)有第一代面板單位根檢驗的基礎(chǔ)上結(jié)合新近發(fā)展的第二代面板單位根檢驗方法,對我國區(qū)域相對價格水平收斂性進行深入的實證分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn),全國范圍內(nèi)的價格水平雖然存在差異性,但存在共同的變化趨勢。而在東、中、西部的區(qū)域內(nèi)部價格水平收斂性各不相同,東中部由于市場經(jīng)濟相對比西部成熟,內(nèi)部市場整合程度較高,而西部一定程度上還存在市場分割。在具體商品分類指數(shù)的收斂性方面,食品類商品收斂速度最快,而交通通訊、娛樂教育等商品價格指數(shù)收斂速度最慢。

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