國內商品市場和出口商品市場的分割與整合

陳 琳，涂 斌

(廣東外語外貿大學a.國際經濟貿易學院；b.政治與公共管理學院，廣州 510006)

0 引言

伴隨著人民幣匯率升值，出口商實行的定價行為將影響著出口商品的價格，這同時也使得同一商品在國內外市場價格的均衡比例產生變化。那么，在匯率升值過程中，出口商的盯市定價行為是否會進一步割分國內商品市場和出口商品市場？中國國內外市場一體化的進展呈怎樣的趨勢？或者換句話說，一價定理在我國出口商的定價中是否成立？對這些問題，既有的文獻并未給出明確的結論。本文對我國商品市場一體化進程和國內外市場整合程度進行詳盡研究。首先利用價格指數所包含的信息考察了中國國內外市場整合進程，發現中國國內市場的整合程度總體上呈現上升趨勢，技術制造部門的市場整合程度最高，其次是勞動和資源密集制造部門，而初級產品部門的市場整合程度最差；進一步的研究發現，市場分割定價的主要決定性因素是市場集中度和企業壟斷勢力水平，而匯率升值并非影響市場分割定價的主要因素。這一研究雖然不能否認仍然存在著一些阻礙市場一體化的因素，但卻有力地支持了中國國內外市場正在趨于整合的判斷。

1 研究方法與數據來源說明

1.1 研究方法：相對價格方差分析法

本文以Parsley和Wei（1996，2000，2001）提出的相對價格方差分析法作為經驗研究的基礎。首先，求出在時刻t兩地市場a和b不同行業（m）之間相對價格變動的方差序列，該方差的個數為m×t。其次，計算平均方差隨時間推進的變化趨勢，進而利用時間序列自身的變化趨勢和規律來檢驗市場的整合程度和收斂性。由于該方法綜合考慮了不同行業商品的價格信息，從而使得其對商品市場整合程度的總體評價具有較強的可靠性和參考價值。

依據相對價格方差法，對因變量取對數則異方差和偏態性會有所緩和（Wooldridge,2003）。由貿易成本理論可知，市場分割可視為貿易成本極大的特殊情況，此時如果相對價格收斂，則

其中，PX表示出口商品價格指數，PD表示國內商品價格指數。由本文選取的樣本數據，我們可測算出我國國內和出口兩個市場35個行業的相對價格方差序列，共有2275個（65×35）。

為了更精確地測算出相對價格方差，我們需要剔除由商品異質性所導致的成分。例如，歐美國家對我國紡織業和農副產品出口實行出口管制，從而增加了這些行業商品的出口成本，最終導致國內和出口商品市場的相對價格較大。由此可見，相對價格變動其實可分解為兩個部分：第一部分為僅與商品某個行業的特性相關，如由于長期的行業貿易管制和貿易壁壘的存在導致兩市場的相對價格較大。第二部分則是由國內和出口商品市場環境變化或匯率等外生因素變動所引發出口企業實施盯市定價所致，反映的是市場隨機因素變化對相對價格變動的影響，其與商品的特性無關。

如若沒有剔除第一部分成分，則測算的結果可能會高估兩市場相對價格的方差。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的固定效應成分。具體的步驟是：首先，設ΔPit由ai和eit兩部分組成，其中，ai僅與商品特性有關，eit則與市場環境和隨機因素相關。其次，計算出給定行業在樣本期內的均值，表示該行業的長期趨勢成分，用于反映該行業的特性。再次，去除均值，求出反映由市場環境或隨機因素變化所引發的相對價格變動成分，記為最后，采用pit來測算各行業的相對價格變動成分，且其對應的方差為var(pit)，此時該相對價格方差方差只與市場環境或匯率也一定會收斂。與此同時，鑒于本文原始數據選取的是環比價格指數，因此采取數據的差分形式還可以利用環比價格指數來構造反映市場整合一體化進程的指標。據此，等隨機因素相關，進而通過求出市場或分部門的相對價格方差均值，即可用于斷定市場的整合程度。

1.2 數據來源及其說明

本文研究的樣本為月度頻率數據，時間跨度為匯改后至今的2005年第7月至2010年第11月，實證數據包括在此樣本期間中國采礦業和制造業部門35個工業行業的面板數據。出口市場價格指數由我國工業行業出口貿易環比價格指數給定（PX）；國內市場價格指數為工業行業出廠環比價格指數（PD）；兩者可構造國內和出口商品相對價格指數（）。由上述業已介紹的方法可計算得出相對價格方差var(pt)。此外，本文根據國際貿易標準分類（SITC 3.0）將35個工業行業歸類為初級產品部門、勞動和資源密集制造部門、中低技術制造部門、高技術制造部門和未分類的部門5種類型的部門。

2 經驗結果及分析

2.1 國內和出口商品市場整合和分割趨勢

采用上述相對價格方差法對分行業數據進行實證處理，可得35組國內市場對出口國外市場分行業相對價格在2005M08-2010M11的月度方差值構成的時間序列數據。為了得到制造業市場化程度的總體趨勢，首先求出指標 var(pˉt)逐月的平均值，構成時間序列 var(pˉt)；其次，根據表1分別計算出初級產品部門、勞動和資源密集制造部門以及技術制造部門的var(pˉt)時間序列平均值，結果如圖1所示。

圖1 相對價格方差平均值的變動趨勢（月度）

觀察圖1可知，2005～2010年間國內和出口兩個市場相對價格的波動經歷了一個先放大后收窄的過程。由此可見，匯改后我國國內商品市場和出口商品市場呈現日漸整合的趨勢。其中，2007～2009年間由于受到次貸危機的影響，相對價格一度呈現出大幅波動，主要原因在于，2007年底爆發了席卷全球的金融次貸危機，許多國家出現經濟衰退和蕭條，國外消費需求萎縮導致我國出口貿易下降，許多出口商為了避免出口額下降帶來的不利沖擊，對出口商品價格進行了相應的調整，從而使得相對價格出現暫時的大幅波動。分行業的估計結果表明，技術制造部門的市場整合程度最高，其次是勞動和資源密集制造部門，而初級產品部門的市場整合程度最差，且次貸危機期間，國內商品市場和出口商品市場曾一度出現市場分割，但長期上各行業的國內和出口商品市場均日漸整合。

2.2 國內和出口商品市場一體化的收斂性

為了驗證國內和出口商品市場的整合趨勢是否具有規律性，本文采用面板單位根方法進行檢驗。第一代面板單位根檢驗的主要思路是：考慮具有一階自回歸AR(1)過程的面板數據，當自回歸系數小于1時，面板數據為弱的平穩序列；而當自回歸系數等于1時，則表示面板數據具有一個單位根過程。然而，由于第一代檢驗方法假定個體截面單位相互獨立，從而可能導致檢驗結果出現顯著偏差（Pesaran，2007）。由此催生了第二代面板單位根檢驗方法，以克服面板單位根檢驗過程中的截面相關性問題，主要代表性的檢驗有CIPS檢驗、CZ檢驗和CP檢驗，其檢驗方程為：

其中，j=1,2,…,s（s表示滯后階數），t=1,2,…,T，Δ表示一階差分，var(pˉt)表示所有個體橫截面平均值的時間序列。方程的含義是：對每一行業的國內和出口商品市場相對價格方差做CADF檢驗（Cross-sectionally ADF），再利用每個CADF檢驗的tbi值構造統計量服從標準正態分布，將CIPS( )N,T與Pesarn（2007,pp.281）給出臨界值進行比較，即可判斷面板數據的平穩性。

表1 相對價格方差的第一代和第二代面板單位根檢驗

為保證結果的穩健性和可靠性，本文分別使用第一代和第二代方法的Breitung檢驗、ADP-Chio檢驗、IPS檢驗和CIPS檢驗分別總體市場和分部門市場變量進行面板單位根檢驗。結果表明（見表1）：相對價格方差在1%的顯著性水平拒絕存在單位根的原假設，而接受時間序列收斂的備擇假設。同樣，考慮到行業的特征性，本文還對初級產品部門、勞動和資源密集制造部門和高技術制造部門進行分部門的面板單位根檢驗。結果表明，不論是總體市場還是分部門市場，相對價格方差的運動均具有規律性，而并非服從隨機游走過程，貿易壁壘的下降和無套利區間的縮窄均具有趨勢性。由此可見，匯改以來，我國國內商品市場和出口商品市場的分割并非愈演愈烈，國內和出口商品市場的一體化進程是具有規律性地逐漸整合和收斂的。

2.3 相對價格方差的行業差異性分析

詳細觀察圖1可以看出，三部門相對價格方差的走勢具有顯著的差異，下面接著本文采用單因素方差分析法來驗證部門差異在統計上的顯著性。

表2 組間相對價格方差均值的多重比較結果

主要的檢驗步驟是：首先，計算出各部門每一行業在時間上的均值，可得到分行業三組截面數據Ril（l=1,2,3分別表示初級產品部門、勞動和資源密集制造部門和高技術制造部門；i表示各部門中的行業）。其次，計算出市場總體變異程度和分部門組內的變異程度，其中，市場總體變異程度，三部門組內的變異程度為，而組間變異程度則為RSS=TSS-ESS。再次，構造統計量其中，l-1和n-1分別表示RSS和ESS的自由度，F檢驗市場總體變異TSS是否與組間變異RSS高度相關，檢驗的原假設是各組之間的均值無顯著差異。檢驗結果可得，F=2.517，其對應P值為0.0981，在10%的顯著水平上拒絕原假設。據此可知，三部門的市場整合和收斂程度至少不完全一致，可是由F檢驗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法對三部門兩兩之間做t值檢驗，結果見表2。檢驗結果表明，初級產品部門與其他兩部門的相對價格方差均值在1%的顯著水平上均存在顯著差異，其中，初級產品部門的相對價格方差均值分別高于勞動和資源密集制造部門以及高技術制造部門0.013704和0.013832，這說明相比較而言，匯改以來，初級產品部門的國內和出口商品市場間相對價格的波動相對較大，從而使得與其他兩部門相比，其市場整合和收斂程度也相對較差。而勞動和資源密集制造部門以及高技術制造部門的相對價格方差均值不具有顯著差異，這說明這兩個部門的市場整合程度和收斂性相對較為一致。

為了更詳細了獲知具體是哪一行業相對價格的變動引起部門間市場整合程度的差異，本文接著對匯改后35個行業相對價格方差在時間序列上的平均值進行排名。表4的估計結果表明，各行業國內和出口市場整合程度存在差異且不同步。其中，黑色金屬礦采選業的平均值最大，為0.121468，其次第2名至第5名分別是石油和天然氣開采業（0.014464）、印刷業和記錄媒介的復制（0.012704）、有色金屬礦采選業（0.012411）、廢棄資源和廢舊材料回收加工業（0.008697）；紡織業的平均值最小，為0.000307，表明對于紡織業而言，其國內和出口商品市場是完全整合的。詳細歸類可知，排名前7的均為初級產品部門和未分類的部門，具體而言，初級產品部門市場整合程度較差，是由黑色金屬礦采選業、石油和天然氣開采業和有色金屬礦采選業等行業的國內和出口市場相對價格波動較大造成的。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和資源密集制造部門以及技術制造部門中，從而使得這兩個部門市場整合程度的差異性較小。

2.4 市場“分割定價”的影響因素分析

2.4.1 市場分割定價的理論分析

以上只分析了具體是哪個行業的相對價格波動導致市場在短期上出現分割，并未給出到底是什么因素導致不同行業相對價格的波動存在顯著的差異性。事實上，如果市場是完全分割的，則壟斷生產者在利潤最大化的驅動下，必將對每一個分割市場分別進行盯市定價，其銷售價格為每個細分市場生產成本乘上加成定價因子，據此，兩個市場相對價格可表示為：

其中，SCRit反映市場集中度，經濟含義是市場集中度越高，則廠商在該市場上的加成定價因子越大；DMPit測度了市場的壟斷勢力度，經濟解釋是市場壟斷勢力度越大，則廠商在該市場上具有越大的加成定價能力；tit為出口稅收水平，由于稅負減少了廠商的利潤，當稅收水平事先給定時，則企業的加成定價能力越弱；Et表示人民幣實際有效匯率水平，由盯市定價（Price-To-Market,PTM）理論可知，當商品采用本幣定價時，匯率的變化會部分傳遞至出口商品價格水平上，由此可見，匯率也是影響企業加成定價的一個重要因素，其中，如果出口企業實行盯市定價，則匯率升值將會降低以本幣計價的出口價格水平。

商品生產成本則可分解為兩部分：第一部分為商品的制造成本。由于國內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市場相對價格的影響。第二部分為商品從產地銷售至目的地的運輸成本，也可視為貿易成本（Tit）。由于本文分析的是國內和出口商品市場，故此可忽視考慮國內市場的貿易成本，而單獨分析出口貿易成本對企業定價的影響。結合（3）式和（4）式，可得本文的實證方程為：

其中，SCRit采用行業出口市場集中度作為替代變量。DMPit則采用出口市場的壟斷勢力度為替代變量，本文主要是基于價格彈性的定義，通過行業出口的月度環比數量指數和環比價格指數進行構造，即壟斷勢力度其中，ε為出口商品的需求價格彈性。Et為實際有效匯率，是由名義有效匯率（St）經過物價水平調整后獲得，計算公式為：CPI?表示以2005年為基期的世界消費物價指數，CPI表示以2005年為基期的中國消費物價指數。必須指出的是，名義有效匯率是一種加權平均匯率，本文以對外貿易比重為權數對雙邊名義有效匯率進行加權平均，計算公式為，其中，m表示本國貿易伙伴國的數量，Si表示本國與第i個伙伴國之間的雙邊名義匯率，wi表示本國與第i個伙伴國貿易額占本國貿易總額的比重，且滿足。而貿易成本則采用Novy（2006）的公式進行測算，其中，該算公式為：

其中，EXP和IMP分別表示行業出口額和進口額，GDPEX和GDPIM分別表示出口國和進口國的國民生產總值（GDP）。

2.4.2 異質面板FMOLS協整估計方法

研究表明，在大樣本的情況下，傳統的完全修正普通最小二乘法（FMOLS）等價于完全信息的極大似然估計法，其思想是基于半參數兩階段估計法校正了擾動項的內生性和序列相關性，從而獲取協整系數的漸近最優估計量以及完全修正的t統計量和Wald統計量（Hansen,1992,2002；pp.46～47）。Kao和Chiang（2000）在傳統完全修正普通最小二乘法的基礎上擴展研究了異質面板FMOLS估計法，下面對異質面板估計方法做簡要的說明。

考慮如下面板數據回歸模型yit=αi+x′itβ+μit對于i=1,…,N；t=1,…,T

令wit=(μit,ε′)′，通過核函數可獲取wit協方差矩陣 Σ和Ω的一致估計量Σ和Ω。通過構造校正因子的方法對異質面板數據進行FMOLS估計。此時異質面板的FMOLS估計量為：其中，校正后的自變量和因變量分別為而為第一階段對面板數據進行組間估計獲得的估計值。研究表明異質面板估計值具有漸近分布和卡方分布（Wald統計量）性質。

2.4.3 估計結果及分析

對總體市場的面板協整FMOLS估計結果顯示(見表3)：系數估計值均高度顯著，而且與理論預期基本上相一致。首先，出口市場的集中度（SCRit）越高，則市場競爭力壓力越小，企業的加成定價因子越大，從而使得出口商品市場比國內商品市場的相對價格越高，其中，市場集中度每提高一單位，將導致相對價格上升1.935%。其次，廠商對出口商品市場的壟斷勢力度（DMPit）越大，則相對價格水平越高，這說明廠商的壟斷勢力水平是影響出口商品加成定價的一個重要因素。再次，不出意料，貿易成本增加了出口商品市場與國內商品市場的相對價格水平，其中，貿易成本每增加一單位，則相對價格水平上升0.2263%，但其影響力度均小于市場集中度和市場壟斷勢力度。最后，人民幣匯率升值將部分傳遞至出口商品價格水平上，從而導致相對價格水平增加，其中，匯率每升值1%，則以本幣定價的相對價格水平上升0.0276%，這說明我國出口企業并未施行有效的盯市定價策略。此外，由系數大小的比較可知，匯改后我國出口和國內商品市場分割定價的主要決定性因素是市場集中度和企業壟斷勢力度，而匯率升值并非影響市場分割定價的主要因素。

表3 匯改后市場分割定價影響因素的面板FMOLS估計結果

分行業的估計結果同樣表明，市場集中度、壟斷勢力度和貿易成本的存在均增加了相對價格水平，從而導致國內和出口商品市場分割。其中，初級產品部門并沒有表現出緊縮的定價能力；而勞動和資源密集制造部門以及高技術制造部門均在目標市場上表現出很強的盯市能力，具體表現在，人民幣匯率每升值1%，則勞動和資源密集制造部門的出口商品市場與國內商品市場的相對價格水平下降0.1469%，而對于高技術制造部門，則相對價格下降0.3496%，這說明比較而言，高技術制造部門實行了最為有效的盯市定價策略，其中，在人民幣匯率升值時，出口廠商將通過降低以本幣計價的出口價格來提高其邊際收益，從而降低了出口商品市場與國內商品市場的相對價格水平。

3 結論

本文采用相對價格方差法測算表明，匯改后我國國內和出口商品市場呈日漸整合態勢，且次貸危機期間兩市場曾出現短期分割；技術制造部門以及勞動和資源制造部門較之初級產品部門的市場整合程度更高，研究發現三大采選業的相對價格方差波動較大是導致初級產品部門在短期上出現市場分割的主要原因。在此基礎上，面板模型估計結果表明，市場分割定價的主要決定性因素是市場集中度和企業壟斷勢力水平，而匯率升值并非影響市場分割定價的主要因素；但分行業的檢驗結果表明，技術制造部門以及勞動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策略。

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