國(guó)內(nèi)商品市場(chǎng)和出口商品市場(chǎng)的分割與整合

陳 琳，涂 斌

(廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué)a.國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院；b.政治與公共管理學(xué)院，廣州 510006)

0 引言

伴隨著人民幣匯率升值，出口商實(shí)行的定價(jià)行為將影響著出口商品的價(jià)格，這同時(shí)也使得同一商品在國(guó)內(nèi)外市場(chǎng)價(jià)格的均衡比例產(chǎn)生變化。那么，在匯率升值過程中，出口商的盯市定價(jià)行為是否會(huì)進(jìn)一步割分國(guó)內(nèi)商品市場(chǎng)和出口商品市場(chǎng)？中國(guó)國(guó)內(nèi)外市場(chǎng)一體化的進(jìn)展呈怎樣的趨勢(shì)？或者換句話說，一價(jià)定理在我國(guó)出口商的定價(jià)中是否成立？對(duì)這些問題，既有的文獻(xiàn)并未給出明確的結(jié)論。本文對(duì)我國(guó)商品市場(chǎng)一體化進(jìn)程和國(guó)內(nèi)外市場(chǎng)整合程度進(jìn)行詳盡研究。首先利用價(jià)格指數(shù)所包含的信息考察了中國(guó)國(guó)內(nèi)外市場(chǎng)整合進(jìn)程，發(fā)現(xiàn)中國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的整合程度總體上呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，技術(shù)制造部門的市場(chǎng)整合程度最高，其次是勞動(dòng)和資源密集制造部門，而初級(jí)產(chǎn)品部門的市場(chǎng)整合程度最差；進(jìn)一步的研究發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)分割定價(jià)的主要決定性因素是市場(chǎng)集中度和企業(yè)壟斷勢(shì)力水平，而匯率升值并非影響市場(chǎng)分割定價(jià)的主要因素。這一研究雖然不能否認(rèn)仍然存在著一些阻礙市場(chǎng)一體化的因素，但卻有力地支持了中國(guó)國(guó)內(nèi)外市場(chǎng)正在趨于整合的判斷。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源說明

1.1 研究方法：相對(duì)價(jià)格方差分析法

本文以Parsley和Wei（1996，2000，2001）提出的相對(duì)價(jià)格方差分析法作為經(jīng)驗(yàn)研究的基礎(chǔ)。首先，求出在時(shí)刻t兩地市場(chǎng)a和b不同行業(yè)（m）之間相對(duì)價(jià)格變動(dòng)的方差序列，該方差的個(gè)數(shù)為m×t。其次，計(jì)算平均方差隨時(shí)間推進(jìn)的變化趨勢(shì)，進(jìn)而利用時(shí)間序列自身的變化趨勢(shì)和規(guī)律來檢驗(yàn)市場(chǎng)的整合程度和收斂性。由于該方法綜合考慮了不同行業(yè)商品的價(jià)格信息，從而使得其對(duì)商品市場(chǎng)整合程度的總體評(píng)價(jià)具有較強(qiáng)的可靠性和參考價(jià)值。

依據(jù)相對(duì)價(jià)格方差法，對(duì)因變量取對(duì)數(shù)則異方差和偏態(tài)性會(huì)有所緩和（Wooldridge,2003）。由貿(mào)易成本理論可知，市場(chǎng)分割可視為貿(mào)易成本極大的特殊情況，此時(shí)如果相對(duì)價(jià)格收斂，則

其中，PX表示出口商品價(jià)格指數(shù)，PD表示國(guó)內(nèi)商品價(jià)格指數(shù)。由本文選取的樣本數(shù)據(jù)，我們可測(cè)算出我國(guó)國(guó)內(nèi)和出口兩個(gè)市場(chǎng)35個(gè)行業(yè)的相對(duì)價(jià)格方差序列，共有2275個(gè)（65×35）。

為了更精確地測(cè)算出相對(duì)價(jià)格方差，我們需要剔除由商品異質(zhì)性所導(dǎo)致的成分。例如，歐美國(guó)家對(duì)我國(guó)紡織業(yè)和農(nóng)副產(chǎn)品出口實(shí)行出口管制，從而增加了這些行業(yè)商品的出口成本，最終導(dǎo)致國(guó)內(nèi)和出口商品市場(chǎng)的相對(duì)價(jià)格較大。由此可見，相對(duì)價(jià)格變動(dòng)其實(shí)可分解為兩個(gè)部分：第一部分為僅與商品某個(gè)行業(yè)的特性相關(guān)，如由于長(zhǎng)期的行業(yè)貿(mào)易管制和貿(mào)易壁壘的存在導(dǎo)致兩市場(chǎng)的相對(duì)價(jià)格較大。第二部分則是由國(guó)內(nèi)和出口商品市場(chǎng)環(huán)境變化或匯率等外生因素變動(dòng)所引發(fā)出口企業(yè)實(shí)施盯市定價(jià)所致，反映的是市場(chǎng)隨機(jī)因素變化對(duì)相對(duì)價(jià)格變動(dòng)的影響，其與商品的特性無關(guān)。

如若沒有剔除第一部分成分，則測(cè)算的結(jié)果可能會(huì)高估兩市場(chǎng)相對(duì)價(jià)格的方差。此處，我們采用Parsley和Wei（2000，2001）提出的去均值法來消除與商品特性相關(guān)的固定效應(yīng)成分。具體的步驟是：首先，設(shè)ΔPit由ai和eit兩部分組成，其中，ai僅與商品特性有關(guān)，eit則與市場(chǎng)環(huán)境和隨機(jī)因素相關(guān)。其次，計(jì)算出給定行業(yè)在樣本期內(nèi)的均值，表示該行業(yè)的長(zhǎng)期趨勢(shì)成分，用于反映該行業(yè)的特性。再次，去除均值，求出反映由市場(chǎng)環(huán)境或隨機(jī)因素變化所引發(fā)的相對(duì)價(jià)格變動(dòng)成分，記為最后，采用pit來測(cè)算各行業(yè)的相對(duì)價(jià)格變動(dòng)成分，且其對(duì)應(yīng)的方差為var(pit)，此時(shí)該相對(duì)價(jià)格方差方差只與市場(chǎng)環(huán)境或匯率也一定會(huì)收斂。與此同時(shí)，鑒于本文原始數(shù)據(jù)選取的是環(huán)比價(jià)格指數(shù)，因此采取數(shù)據(jù)的差分形式還可以利用環(huán)比價(jià)格指數(shù)來構(gòu)造反映市場(chǎng)整合一體化進(jìn)程的指標(biāo)。據(jù)此，等隨機(jī)因素相關(guān)，進(jìn)而通過求出市場(chǎng)或分部門的相對(duì)價(jià)格方差均值，即可用于斷定市場(chǎng)的整合程度。

1.2 數(shù)據(jù)來源及其說明

本文研究的樣本為月度頻率數(shù)據(jù)，時(shí)間跨度為匯改后至今的2005年第7月至2010年第11月，實(shí)證數(shù)據(jù)包括在此樣本期間中國(guó)采礦業(yè)和制造業(yè)部門35個(gè)工業(yè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)。出口市場(chǎng)價(jià)格指數(shù)由我國(guó)工業(yè)行業(yè)出口貿(mào)易環(huán)比價(jià)格指數(shù)給定（PX）；國(guó)內(nèi)市場(chǎng)價(jià)格指數(shù)為工業(yè)行業(yè)出廠環(huán)比價(jià)格指數(shù)（PD）；兩者可構(gòu)造國(guó)內(nèi)和出口商品相對(duì)價(jià)格指數(shù)（）。由上述業(yè)已介紹的方法可計(jì)算得出相對(duì)價(jià)格方差var(pt)。此外，本文根據(jù)國(guó)際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類（SITC 3.0）將35個(gè)工業(yè)行業(yè)歸類為初級(jí)產(chǎn)品部門、勞動(dòng)和資源密集制造部門、中低技術(shù)制造部門、高技術(shù)制造部門和未分類的部門5種類型的部門。

2 經(jīng)驗(yàn)結(jié)果及分析

2.1 國(guó)內(nèi)和出口商品市場(chǎng)整合和分割趨勢(shì)

采用上述相對(duì)價(jià)格方差法對(duì)分行業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證處理，可得35組國(guó)內(nèi)市場(chǎng)對(duì)出口國(guó)外市場(chǎng)分行業(yè)相對(duì)價(jià)格在2005M08-2010M11的月度方差值構(gòu)成的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。為了得到制造業(yè)市場(chǎng)化程度的總體趨勢(shì)，首先求出指標(biāo) var(pˉt)逐月的平均值，構(gòu)成時(shí)間序列 var(pˉt)；其次，根據(jù)表1分別計(jì)算出初級(jí)產(chǎn)品部門、勞動(dòng)和資源密集制造部門以及技術(shù)制造部門的var(pˉt)時(shí)間序列平均值，結(jié)果如圖1所示。

圖1 相對(duì)價(jià)格方差平均值的變動(dòng)趨勢(shì)（月度）

觀察圖1可知，2005～2010年間國(guó)內(nèi)和出口兩個(gè)市場(chǎng)相對(duì)價(jià)格的波動(dòng)經(jīng)歷了一個(gè)先放大后收窄的過程。由此可見，匯改后我國(guó)國(guó)內(nèi)商品市場(chǎng)和出口商品市場(chǎng)呈現(xiàn)日漸整合的趨勢(shì)。其中，2007～2009年間由于受到次貸危機(jī)的影響，相對(duì)價(jià)格一度呈現(xiàn)出大幅波動(dòng)，主要原因在于，2007年底爆發(fā)了席卷全球的金融次貸危機(jī)，許多國(guó)家出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)衰退和蕭條，國(guó)外消費(fèi)需求萎縮導(dǎo)致我國(guó)出口貿(mào)易下降，許多出口商為了避免出口額下降帶來的不利沖擊，對(duì)出口商品價(jià)格進(jìn)行了相應(yīng)的調(diào)整，從而使得相對(duì)價(jià)格出現(xiàn)暫時(shí)的大幅波動(dòng)。分行業(yè)的估計(jì)結(jié)果表明，技術(shù)制造部門的市場(chǎng)整合程度最高，其次是勞動(dòng)和資源密集制造部門，而初級(jí)產(chǎn)品部門的市場(chǎng)整合程度最差，且次貸危機(jī)期間，國(guó)內(nèi)商品市場(chǎng)和出口商品市場(chǎng)曾一度出現(xiàn)市場(chǎng)分割，但長(zhǎng)期上各行業(yè)的國(guó)內(nèi)和出口商品市場(chǎng)均日漸整合。

2.2 國(guó)內(nèi)和出口商品市場(chǎng)一體化的收斂性

為了驗(yàn)證國(guó)內(nèi)和出口商品市場(chǎng)的整合趨勢(shì)是否具有規(guī)律性，本文采用面板單位根方法進(jìn)行檢驗(yàn)。第一代面板單位根檢驗(yàn)的主要思路是：考慮具有一階自回歸AR(1)過程的面板數(shù)據(jù)，當(dāng)自回歸系數(shù)小于1時(shí)，面板數(shù)據(jù)為弱的平穩(wěn)序列；而當(dāng)自回歸系數(shù)等于1時(shí)，則表示面板數(shù)據(jù)具有一個(gè)單位根過程。然而，由于第一代檢驗(yàn)方法假定個(gè)體截面單位相互獨(dú)立，從而可能導(dǎo)致檢驗(yàn)結(jié)果出現(xiàn)顯著偏差（Pesaran，2007）。由此催生了第二代面板單位根檢驗(yàn)方法，以克服面板單位根檢驗(yàn)過程中的截面相關(guān)性問題，主要代表性的檢驗(yàn)有CIPS檢驗(yàn)、CZ檢驗(yàn)和CP檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)方程為：

其中，j=1,2,…,s（s表示滯后階數(shù)），t=1,2,…,T，Δ表示一階差分，var(pˉt)表示所有個(gè)體橫截面平均值的時(shí)間序列。方程的含義是：對(duì)每一行業(yè)的國(guó)內(nèi)和出口商品市場(chǎng)相對(duì)價(jià)格方差做CADF檢驗(yàn)（Cross-sectionally ADF），再利用每個(gè)CADF檢驗(yàn)的tbi值構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，將CIPS( )N,T與Pesarn（2007,pp.281）給出臨界值進(jìn)行比較，即可判斷面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。

表1 相對(duì)價(jià)格方差的第一代和第二代面板單位根檢驗(yàn)

為保證結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性，本文分別使用第一代和第二代方法的Breitung檢驗(yàn)、ADP-Chio檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)和CIPS檢驗(yàn)分別總體市場(chǎng)和分部門市場(chǎng)變量進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)。結(jié)果表明（見表1）：相對(duì)價(jià)格方差在1%的顯著性水平拒絕存在單位根的原假設(shè)，而接受時(shí)間序列收斂的備擇假設(shè)。同樣，考慮到行業(yè)的特征性，本文還對(duì)初級(jí)產(chǎn)品部門、勞動(dòng)和資源密集制造部門和高技術(shù)制造部門進(jìn)行分部門的面板單位根檢驗(yàn)。結(jié)果表明，不論是總體市場(chǎng)還是分部門市場(chǎng)，相對(duì)價(jià)格方差的運(yùn)動(dòng)均具有規(guī)律性，而并非服從隨機(jī)游走過程，貿(mào)易壁壘的下降和無套利區(qū)間的縮窄均具有趨勢(shì)性。由此可見，匯改以來，我國(guó)國(guó)內(nèi)商品市場(chǎng)和出口商品市場(chǎng)的分割并非愈演愈烈，國(guó)內(nèi)和出口商品市場(chǎng)的一體化進(jìn)程是具有規(guī)律性地逐漸整合和收斂的。

2.3 相對(duì)價(jià)格方差的行業(yè)差異性分析

詳細(xì)觀察圖1可以看出，三部門相對(duì)價(jià)格方差的走勢(shì)具有顯著的差異，下面接著本文采用單因素方差分析法來驗(yàn)證部門差異在統(tǒng)計(jì)上的顯著性。

表2 組間相對(duì)價(jià)格方差均值的多重比較結(jié)果

主要的檢驗(yàn)步驟是：首先，計(jì)算出各部門每一行業(yè)在時(shí)間上的均值，可得到分行業(yè)三組截面數(shù)據(jù)Ril（l=1,2,3分別表示初級(jí)產(chǎn)品部門、勞動(dòng)和資源密集制造部門和高技術(shù)制造部門；i表示各部門中的行業(yè)）。其次，計(jì)算出市場(chǎng)總體變異程度和分部門組內(nèi)的變異程度，其中，市場(chǎng)總體變異程度，三部門組內(nèi)的變異程度為，而組間變異程度則為RSS=TSS-ESS。再次，構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量其中，l-1和n-1分別表示RSS和ESS的自由度，F(xiàn)檢驗(yàn)市場(chǎng)總體變異TSS是否與組間變異RSS高度相關(guān)，檢驗(yàn)的原假設(shè)是各組之間的均值無顯著差異。檢驗(yàn)結(jié)果可得，F(xiàn)=2.517，其對(duì)應(yīng)P值為0.0981，在10%的顯著水平上拒絕原假設(shè)。據(jù)此可知，三部門的市場(chǎng)整合和收斂程度至少不完全一致，可是由F檢驗(yàn)只能給出三組中至少存在一組與其他組的均值不等，并不能告訴我們具體是哪兩組之間存在顯著的均值差異。

有鑒于此，我們采用Bonferroni法對(duì)三部門兩兩之間做t值檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。檢驗(yàn)結(jié)果表明，初級(jí)產(chǎn)品部門與其他兩部門的相對(duì)價(jià)格方差均值在1%的顯著水平上均存在顯著差異，其中，初級(jí)產(chǎn)品部門的相對(duì)價(jià)格方差均值分別高于勞動(dòng)和資源密集制造部門以及高技術(shù)制造部門0.013704和0.013832，這說明相比較而言，匯改以來，初級(jí)產(chǎn)品部門的國(guó)內(nèi)和出口商品市場(chǎng)間相對(duì)價(jià)格的波動(dòng)相對(duì)較大，從而使得與其他兩部門相比，其市場(chǎng)整合和收斂程度也相對(duì)較差。而勞動(dòng)和資源密集制造部門以及高技術(shù)制造部門的相對(duì)價(jià)格方差均值不具有顯著差異，這說明這兩個(gè)部門的市場(chǎng)整合程度和收斂性相對(duì)較為一致。

為了更詳細(xì)了獲知具體是哪一行業(yè)相對(duì)價(jià)格的變動(dòng)引起部門間市場(chǎng)整合程度的差異，本文接著對(duì)匯改后35個(gè)行業(yè)相對(duì)價(jià)格方差在時(shí)間序列上的平均值進(jìn)行排名。表4的估計(jì)結(jié)果表明，各行業(yè)國(guó)內(nèi)和出口市場(chǎng)整合程度存在差異且不同步。其中，黑色金屬礦采選業(yè)的平均值最大，為0.121468，其次第2名至第5名分別是石油和天然氣開采業(yè)（0.014464）、印刷業(yè)和記錄媒介的復(fù)制（0.012704）、有色金屬礦采選業(yè)（0.012411）、廢棄資源和廢舊材料回收加工業(yè)（0.008697）；紡織業(yè)的平均值最小，為0.000307，表明對(duì)于紡織業(yè)而言，其國(guó)內(nèi)和出口商品市場(chǎng)是完全整合的。詳細(xì)歸類可知，排名前7的均為初級(jí)產(chǎn)品部門和未分類的部門，具體而言，初級(jí)產(chǎn)品部門市場(chǎng)整合程度較差，是由黑色金屬礦采選業(yè)、石油和天然氣開采業(yè)和有色金屬礦采選業(yè)等行業(yè)的國(guó)內(nèi)和出口市場(chǎng)相對(duì)價(jià)格波動(dòng)較大造成的。除此之外，排名第8、9名和第13名至26名均分散分布于勞動(dòng)和資源密集制造部門以及技術(shù)制造部門中，從而使得這兩個(gè)部門市場(chǎng)整合程度的差異性較小。

2.4 市場(chǎng)“分割定價(jià)”的影響因素分析

2.4.1 市場(chǎng)分割定價(jià)的理論分析

以上只分析了具體是哪個(gè)行業(yè)的相對(duì)價(jià)格波動(dòng)導(dǎo)致市場(chǎng)在短期上出現(xiàn)分割，并未給出到底是什么因素導(dǎo)致不同行業(yè)相對(duì)價(jià)格的波動(dòng)存在顯著的差異性。事實(shí)上，如果市場(chǎng)是完全分割的，則壟斷生產(chǎn)者在利潤(rùn)最大化的驅(qū)動(dòng)下，必將對(duì)每一個(gè)分割市場(chǎng)分別進(jìn)行盯市定價(jià)，其銷售價(jià)格為每個(gè)細(xì)分市場(chǎng)生產(chǎn)成本乘上加成定價(jià)因子，據(jù)此，兩個(gè)市場(chǎng)相對(duì)價(jià)格可表示為：

其中，SCRit反映市場(chǎng)集中度，經(jīng)濟(jì)含義是市場(chǎng)集中度越高，則廠商在該市場(chǎng)上的加成定價(jià)因子越大；DMPit測(cè)度了市場(chǎng)的壟斷勢(shì)力度，經(jīng)濟(jì)解釋是市場(chǎng)壟斷勢(shì)力度越大，則廠商在該市場(chǎng)上具有越大的加成定價(jià)能力；tit為出口稅收水平，由于稅負(fù)減少了廠商的利潤(rùn)，當(dāng)稅收水平事先給定時(shí)，則企業(yè)的加成定價(jià)能力越弱；Et表示人民幣實(shí)際有效匯率水平，由盯市定價(jià)（Price-To-Market,PTM）理論可知，當(dāng)商品采用本幣定價(jià)時(shí)，匯率的變化會(huì)部分傳遞至出口商品價(jià)格水平上，由此可見，匯率也是影響企業(yè)加成定價(jià)的一個(gè)重要因素，其中，如果出口企業(yè)實(shí)行盯市定價(jià)，則匯率升值將會(huì)降低以本幣計(jì)價(jià)的出口價(jià)格水平。

商品生產(chǎn)成本則可分解為兩部分：第一部分為商品的制造成本。由于國(guó)內(nèi)和出口商品的制造成本是相等的，因此可忽視此部分成本差異對(duì)市場(chǎng)相對(duì)價(jià)格的影響。第二部分為商品從產(chǎn)地銷售至目的地的運(yùn)輸成本，也可視為貿(mào)易成本（Tit）。由于本文分析的是國(guó)內(nèi)和出口商品市場(chǎng)，故此可忽視考慮國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的貿(mào)易成本，而單獨(dú)分析出口貿(mào)易成本對(duì)企業(yè)定價(jià)的影響。結(jié)合（3）式和（4）式，可得本文的實(shí)證方程為：

其中，SCRit采用行業(yè)出口市場(chǎng)集中度作為替代變量。DMPit則采用出口市場(chǎng)的壟斷勢(shì)力度為替代變量，本文主要是基于價(jià)格彈性的定義，通過行業(yè)出口的月度環(huán)比數(shù)量指數(shù)和環(huán)比價(jià)格指數(shù)進(jìn)行構(gòu)造，即壟斷勢(shì)力度其中，ε為出口商品的需求價(jià)格彈性。Et為實(shí)際有效匯率，是由名義有效匯率（St）經(jīng)過物價(jià)水平調(diào)整后獲得，計(jì)算公式為：CPI?表示以2005年為基期的世界消費(fèi)物價(jià)指數(shù)，CPI表示以2005年為基期的中國(guó)消費(fèi)物價(jià)指數(shù)。必須指出的是，名義有效匯率是一種加權(quán)平均匯率，本文以對(duì)外貿(mào)易比重為權(quán)數(shù)對(duì)雙邊名義有效匯率進(jìn)行加權(quán)平均，計(jì)算公式為，其中，m表示本國(guó)貿(mào)易伙伴國(guó)的數(shù)量，Si表示本國(guó)與第i個(gè)伙伴國(guó)之間的雙邊名義匯率，wi表示本國(guó)與第i個(gè)伙伴國(guó)貿(mào)易額占本國(guó)貿(mào)易總額的比重，且滿足。而貿(mào)易成本則采用Novy（2006）的公式進(jìn)行測(cè)算，其中，該算公式為：

其中，EXP和IMP分別表示行業(yè)出口額和進(jìn)口額，GDPEX和GDPIM分別表示出口國(guó)和進(jìn)口國(guó)的國(guó)民生產(chǎn)總值（GDP）。

2.4.2 異質(zhì)面板FMOLS協(xié)整估計(jì)方法

研究表明，在大樣本的情況下，傳統(tǒng)的完全修正普通最小二乘法（FMOLS）等價(jià)于完全信息的極大似然估計(jì)法，其思想是基于半?yún)?shù)兩階段估計(jì)法校正了擾動(dòng)項(xiàng)的內(nèi)生性和序列相關(guān)性，從而獲取協(xié)整系數(shù)的漸近最優(yōu)估計(jì)量以及完全修正的t統(tǒng)計(jì)量和Wald統(tǒng)計(jì)量（Hansen,1992,2002；pp.46～47）。Kao和Chiang（2000）在傳統(tǒng)完全修正普通最小二乘法的基礎(chǔ)上擴(kuò)展研究了異質(zhì)面板FMOLS估計(jì)法，下面對(duì)異質(zhì)面板估計(jì)方法做簡(jiǎn)要的說明。

考慮如下面板數(shù)據(jù)回歸模型yit=αi+x′itβ+μit對(duì)于i=1,…,N；t=1,…,T

令wit=(μit,ε′)′，通過核函數(shù)可獲取wit協(xié)方差矩陣 Σ和Ω的一致估計(jì)量Σ和Ω。通過構(gòu)造校正因子的方法對(duì)異質(zhì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行FMOLS估計(jì)。此時(shí)異質(zhì)面板的FMOLS估計(jì)量為：其中，校正后的自變量和因變量分別為而為第一階段對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行組間估計(jì)獲得的估計(jì)值。研究表明異質(zhì)面板估計(jì)值具有漸近分布和卡方分布（Wald統(tǒng)計(jì)量）性質(zhì)。

2.4.3 估計(jì)結(jié)果及分析

對(duì)總體市場(chǎng)的面板協(xié)整FMOLS估計(jì)結(jié)果顯示(見表3)：系數(shù)估計(jì)值均高度顯著，而且與理論預(yù)期基本上相一致。首先，出口市場(chǎng)的集中度（SCRit）越高，則市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力壓力越小，企業(yè)的加成定價(jià)因子越大，從而使得出口商品市場(chǎng)比國(guó)內(nèi)商品市場(chǎng)的相對(duì)價(jià)格越高，其中，市場(chǎng)集中度每提高一單位，將導(dǎo)致相對(duì)價(jià)格上升1.935%。其次，廠商對(duì)出口商品市場(chǎng)的壟斷勢(shì)力度（DMPit）越大，則相對(duì)價(jià)格水平越高，這說明廠商的壟斷勢(shì)力水平是影響出口商品加成定價(jià)的一個(gè)重要因素。再次，不出意料，貿(mào)易成本增加了出口商品市場(chǎng)與國(guó)內(nèi)商品市場(chǎng)的相對(duì)價(jià)格水平，其中，貿(mào)易成本每增加一單位，則相對(duì)價(jià)格水平上升0.2263%，但其影響力度均小于市場(chǎng)集中度和市場(chǎng)壟斷勢(shì)力度。最后，人民幣匯率升值將部分傳遞至出口商品價(jià)格水平上，從而導(dǎo)致相對(duì)價(jià)格水平增加，其中，匯率每升值1%，則以本幣定價(jià)的相對(duì)價(jià)格水平上升0.0276%，這說明我國(guó)出口企業(yè)并未施行有效的盯市定價(jià)策略。此外，由系數(shù)大小的比較可知，匯改后我國(guó)出口和國(guó)內(nèi)商品市場(chǎng)分割定價(jià)的主要決定性因素是市場(chǎng)集中度和企業(yè)壟斷勢(shì)力度，而匯率升值并非影響市場(chǎng)分割定價(jià)的主要因素。

表3 匯改后市場(chǎng)分割定價(jià)影響因素的面板FMOLS估計(jì)結(jié)果

分行業(yè)的估計(jì)結(jié)果同樣表明，市場(chǎng)集中度、壟斷勢(shì)力度和貿(mào)易成本的存在均增加了相對(duì)價(jià)格水平，從而導(dǎo)致國(guó)內(nèi)和出口商品市場(chǎng)分割。其中，初級(jí)產(chǎn)品部門并沒有表現(xiàn)出緊縮的定價(jià)能力；而勞動(dòng)和資源密集制造部門以及高技術(shù)制造部門均在目標(biāo)市場(chǎng)上表現(xiàn)出很強(qiáng)的盯市能力，具體表現(xiàn)在，人民幣匯率每升值1%，則勞動(dòng)和資源密集制造部門的出口商品市場(chǎng)與國(guó)內(nèi)商品市場(chǎng)的相對(duì)價(jià)格水平下降0.1469%，而對(duì)于高技術(shù)制造部門，則相對(duì)價(jià)格下降0.3496%，這說明比較而言，高技術(shù)制造部門實(shí)行了最為有效的盯市定價(jià)策略，其中，在人民幣匯率升值時(shí)，出口廠商將通過降低以本幣計(jì)價(jià)的出口價(jià)格來提高其邊際收益，從而降低了出口商品市場(chǎng)與國(guó)內(nèi)商品市場(chǎng)的相對(duì)價(jià)格水平。

3 結(jié)論

本文采用相對(duì)價(jià)格方差法測(cè)算表明，匯改后我國(guó)國(guó)內(nèi)和出口商品市場(chǎng)呈日漸整合態(tài)勢(shì)，且次貸危機(jī)期間兩市場(chǎng)曾出現(xiàn)短期分割；技術(shù)制造部門以及勞動(dòng)和資源制造部門較之初級(jí)產(chǎn)品部門的市場(chǎng)整合程度更高，研究發(fā)現(xiàn)三大采選業(yè)的相對(duì)價(jià)格方差波動(dòng)較大是導(dǎo)致初級(jí)產(chǎn)品部門在短期上出現(xiàn)市場(chǎng)分割的主要原因。在此基礎(chǔ)上，面板模型估計(jì)結(jié)果表明，市場(chǎng)分割定價(jià)的主要決定性因素是市場(chǎng)集中度和企業(yè)壟斷勢(shì)力水平，而匯率升值并非影響市場(chǎng)分割定價(jià)的主要因素；但分行業(yè)的檢驗(yàn)結(jié)果表明，技術(shù)制造部門以及勞動(dòng)和資源制造部門的出口廠商則采取了較為有效的盯市定價(jià)策略。

[1] Bemhofen D.M.，P.Xu.Exchange Rates and Market Power Evidence from the Petrochemical Industry[J].Journal of International Econom?ics,2000,（52）.

[2] Chihwa Kao,Min-Hsien Chiang.On the Estimation and Inference of a Cointegrated Regression in Panel Data.Printed in Nonstationary Pan?els,Panel Cointegration and Dynamic Panels[J].Elsevier Science Inc.,2000,(15).

[3] Pesaran M.H.A Simple Panel Unit Root Test in the Presence of Cross-section Dependence[J].Journal of Applied Econometrics,2007,22(2).

[4] Wooldridge,Jeffrey M.Introductory Econometrics,a Modern Approach[C].South-Western,Thomson Learning,2003.

[5] Novy,D.Is the Iceberg Melting Less Quickly:International Trade Costs after World War II[C].Working Paper,Mimeo,University of Warwick,2006.

[6] Michael B.Devereux,Charles Engel,Peter E.Storgaarde,Endogenous Exchange Rate Pass-though when Nominal Prices are Set in Advance[J].Journal of International Economics,2004,（63）.

[7] Taylor John B.Low Inflation,Pass-Through,and the Pricing Power of Firms[J].European Economic Review,2000,44(7).