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1、【精品文档】如有侵权，请联系网站删除，仅供学习与交流国内市场分割与中国经济增长.精品文档.Domestic Market Fragmentation and Economic Growth in China国内市场分割与中国经济增长Sandra PONCET (March，2003)目录介绍1、中国国内市场一体化 1.1、中国市场改革 1.2、中国市场一体化的文献回顾2、实证方法和估计 2.1、实证方法 2.2、数据和基本模式 2.2.1、数据来源2.2.2、基本统计2.3、实证估计3、市场一体化与经济增长3.1、模型3.2、方法问题3.3、实证估计4、结论摘要：论文分析了国内市场分割与中国国
2、内经济绩效之间的关系。论文分两个过程:第一，论文以Engel和Roger(1996)和近期Parsley和Wei（2001）扩展的方法为基础，估计了市场分割的一个省际水平指标。具体来说，论文集中分析价格差而不是经典文献中关注的贸易流动。他们认为，在统一经济中，跨区域间的价格扩散不必依靠市场的相对位置。文章运用了28个省的170个城市在1987-1997年间的7种农产品的三维月度价格数据集。在控制距离和市场特征两个因素之后，当位于不同省份边界的市场比位于省内市场间的价格差量大时，那么该省的市场统一性较差。第二，论文通过运用广义矩法（GMM）把测算的市场分割指标纳入经济增长的框架中。结果发现，在中
3、国省际边界效应很重要，这意味着省际边界在价格套利交易过程中存在巨大的非连续性，从1987年到20世纪90年代中期，中国国内市场统一没有多大的改进。文中通过关于省际的动态增长分析，强调了市场统一对经济绩效和农业增加值的正面影响，论文提出了反对省际间保护主义的有意作用。关键词：中国；价格规律；边界效应；国内市场一体化介绍论文研究了中国国内市场分割是否会阻碍经济增长。市场分割涵义是商品、服务、资本和劳动生产要素在地区间不容易发生流动。中国传统的政治和经济是以分散的地区计划经济为基础，各省是自主的经济参与者，政府控制了大部分经济活动，政府手中有巨大的调控、经济和财政力量。大量的实证工作经常认为在中国市
4、场改革过程中，由于市场保护主义和省份间的自主权和有限的经济统一，认为中国省份是独特的。然而，作者并不同意中国市场绩效的改进，特别不赞同20世纪90年代中国市场改革的深入会导致更大的市场统一的观点。市场绩效评估及其发展已经融合在一起。一方面，观察者认为中国中央当局积极促进交通运输基础设施的建造，Naughton(1995)进一步强调了通过私人和集体部门的发展以及价格自由化创立一个统一的竞争市场所作的巨大努力。另一方面，不仅认为地区间缺乏市场统一（Zou,2000）,而且认为中国国内市场变得更加分裂（Cheng and Wu,1995;Young,2000;Poncet,2002）。自从中国加入W
5、TO以来，地区间经济统一问题显现出了特别的重要性，它也引起了对中国市场统一的越来越多的研究。遗憾的是，这些分析存在四个缺点：第一，到目前为止，研究主要限于单一产品或具体地区，导致研究结果丧失一般性；第二，与各种场所和几种产品平均和总体信息相关的数据存在问题；第三，他们一般在具体的时间来检验市场是否统一，而很少估计时间变化时市场统一情况以及省份间市场统一情况。然而，关键问题在于处理改革对省份间市场统一的影响；第四，他们缺乏对测量的市场统一程度内涵的研究，特别是缺乏市场统一对经济增长影响作用的研究。本文的研究旨在通过借助一个非整体数据集克服上述缺陷。文中集中分析价格差而不是贸易流动，本文用了中国2
6、8个省的70个市场在1987年1月到1997年12月的7种同类农业产品（大米，玉米，鸡蛋，花生，猪肉，牛肉，羊肉）的月度价格的三维面板数据。正如Parsey和Wei(2002)所提出的一样,研究跨区域间的基本流通价格差对研究产品市场统一是个很有用的方法。它有一个理论背景,但并不依赖于经典的以贸易流动为基础的方法限制。诚然，市场统一与贸易流动之间的联系不太紧密，贸易数量不仅仅依赖于引力因素（如规模、距离等），也依赖于每个贸易伙伴间产品的替代程度。如果两个国家生产高替代的产品，在其他条件相同的情况下，每个国家生产低替代性的产品贸易数量更多。如果贸易壁垒在后者中是正确的话，这可能是正确的。Engel
7、和Rogers（2000）进一步研究传统的贸易理论。缺少贸易成本并不意味着贸易的数量大，因为它还依赖于像资源禀赋和市场规模等因素。仅仅在和市场统一相比较的其它因素的变化精确控制的情况下，贸易活动的数量才能作为衡量开放度的一个有效的方法。无论贸易是否发生，产品的替代程度、市场规模和要素禀赋如何，价格反映市场统一的变化，它是反映价格波动范围的套利交易的替代因素。本文采用了以价格为基础的方法，集中于分析相类似的农产品的价格差来衡量中国市场统一。这种方法类似于Heckscher（1996）的最初观点：套利成本的存在对地区间价格不平等约束产生影响，更大的市场统一（低关税、下降的运输成本和其他套利成本）毫
8、无疑问会使相同产品的价格差更低。本文认为中国缺乏市场统一的主要原因就是分离中国国内市场的省际边界。文章使用了Engel和Rogers（1996）开创性的边界效应文献，研究了与边界相关的省际间贸易壁垒如何阻碍价格套利。在统一经济中，其它情况相同，市场的相对位置特别是分离市场的边界的存在并不影响他们的相对价格，因为它并不对非套利组合产生影响。文中的回归方法运用了市场间价格差省际边界效应的研究，通过时间的变化而推断中国市场经济的统一度。通过把跨省间市场的价格差和跨边界市场价格差相比较，认为一旦运输成本（用距离替代）和市场特征控制后，当边界对同一价格法则的偏离没有影响时，省份间是市场统一的。测算随时间
9、变化的省际边界效应来评估市场绩效如何随时间而变化。文章通过用GMM方法对传统的增长回归框架分析，表明市场分割如何影响GDP和农业增加值的增长。论文可能是首次运用了这种方法。实证结果证明了中国省际边界对经济统一的重要性是真实的，因为他们在解释价格法则的偏差方面是重要的解释变量。发现边界效应对价格差的影响在不同省份间是很大的。所计算的市场统一的省际指标的整个层次和中国市场发展的全部文献中是一致的。中国省际边界对非套利的宽度的影响并没有随时间而消失。市场统一对经济绩效的实证分析证实了空间非连续性的决定性特征，证实了省际市场分割对平均农业增加值的增长和全球人均GDP增长具有负面影响。1、中国国内市场一
10、体化 1.1、中国市场改革对中国改革的一个完整描述，集中分析中国价格体制和农业市场的演进已经超出了本论文的范围。在这儿，文章很快的总结直接影响在1987到1997年间的市场发展的重要政策，目的是预期和解释估计结果，这部分的材料主要来源于农业市场发展政策的全面总结。在农业改革上，由两个传统的阶段所组成。一是20世纪70年代末期的农业集体生产向20世纪80年代中期的市场自由化的转变。市场自由化过程在中国进展的不很顺利。价格和市场自由化政策的主要目的是提高价格水平和减少对市场的调控。早期的措施实质上是关注非策略性的商品（非大量生产的农作物诸如果类、蔬菜以及牲蓄），几乎很少触及主要的农作物（如谷物等）
11、。然而，由于政府允许自由市场体制的出现，允许几乎所有农业产品的过剩产品的私人交易，政府间市场体制的基础开始削弱。作为第一阶段，改革对生产者有益，并且带来生产的显著增长。政府在1985年被迫采取了大胆的农业改革政策，改革明显趋向于限制政府干预，进一步扩大市场分配的作用。农业生产的增长和食物价格通货膨胀迫使新的政策在20世纪80年带末期停止下来，当地官方政府很快地恢复市场控制而保护居民的购买力（特别是城市居民）。一旦生产和价格在20世纪90年代初期稳定，市场自由政策以及广泛的商业改革、配额和定量配额几乎完全消失。当食物价格通货膨胀重新出现时，政策在1993年末期又重新打断，政府试图通过发行价格上限
12、和限制私人商品购买和销售而重新调控市场。在1995年初，各省政府责任制建立的目的是鼓励各省的谷物的自我供给能力，接着就是对私人交易进一步进行限制的价格控制。改革过程在推进中国市场统一方面是否成功到目前为止仍是值得讨论的问题。1.2、中国市场一体化的文献回顾关于中国市场统一的实证研究文献很少，他们主要是对单一产品的价格统一进行检验而且使结果很难一般化。所有研究文献不能对中国国内市场统一程度的演进提供一个明确的答案。各种研究对中国市场绩效水平和演化存在分歧，有些学者认为中国市场缺乏统一性，而有些学者则认为尽管存在体制限制，但是统一水平仍然很高。这些研究的主要缺陷就是缺乏考察随时间变化的情况。他们没
13、有计算市场绩效随时间变化的情况，大多数都是考虑在给定的时期内产品市场是否统一，充其量，他们也只估计了在具体的时期里，给定产品的价格收敛的一般速度。一个例外就是Park et.al（2002）关于中国谷物市场套利的研究。作者借助各省间大米和玉米价格，运用极大似然估计方法，估计了在88-89、90-91、92-93和94-95四个年段地区间贸易的模型。他们的模型估计了每个年段的套利率、交易成本、自给自足比率三个不同的国家市场发展措施。他们发现，20%-25%的市场表明价格有共同的变化趋势。国家大部分地区特别是贫困的地区并没有形成完全的统一市场。他们表明了20世纪90年代中期市场统一程度提高的证据。
14、Huang和Rozelle(2002)改进了1996-2000期间的研究，试图理解WTO将如何影响中国农业生产部门。他们认为，市场统一的数量将大大增加。他们的研究结果仅仅依赖于两种具体的谷物产品。一般来说，中国价格统一的检验主要是对具体的农业产品市场的作用进行研究，很少对中国国内市场统一的全球程度进行评估。Young(2000)考察了消费者商品、工业原料、农业商品省际间价格差的一般趋势，他的研究以大量的个别商品的个别价格序列为基础。他考虑到更高的价格差反映较低的市场统一，在其它条件不变的情况下，分割市场的贸易壁垒将增加市场间的价格变化，作者得出结论：他的结果与地区间自给自足的结论相一致，认为在
15、过去20年的经济改革中，中国已经发展到由当地政府控制的一个分裂的国内市场。当然他的结论受到中国专家的批判。杨的研究特别是运用的价格的总体水平受到挑战，因此结论也缺乏说服力。Huang和Wei（2002）认为，如果杨的地区间价格差的非收敛趋势的论断对构建工业原料价格和农业市场价格有效的话，那么它对个别高的价格水平不一定有效。当考虑到中国国内市场统一时，真正的问题不仅仅是各省的市场统一是多少，而且首先是它变化的方向以及如何随地区而变化。本文依靠以价格为基础的方法计算1987-1997年间各省的所有市场统一指标。2、实证方法和估计 2.1、实证方法正如Engel和Rogers(1996)认为的那样：
16、“相似物品的价格在不同地区间有不同价格是市场分割的标志。基本经济理论主张，除了交易成本、税收和城市间贸易壁垒外，相同物品应该有相同的价格，当物品的自由流动受到障碍时，价格不会相等。两个市场统一程度如何的一个综合衡量就是在这些市场中价格如何紧密的调节。单一价格规则偏离的一个首要的解释就是套利成本。正如Heckscher首次认为的那样，相似物品的价格由于套利成本的不同导致在不同城市的价格不同。更重要的是由于在套利发生之前施加了更低的差别范围的运输成本。运输贸易物品的成本的出现对相同物品K的价格在两个场所i和j施加了两个不同的约束：和因此获得了一个非套利约束：只要价格偏差小于套利成本，价格偏差一定为
17、零，在没有套利成本时可能为正也可能为负。本文就是通过在整个时期价格偏差的测算，研究边界效应对阻碍套利的重要性。文章运用中国市场发展的目的是研究省际边界所暗含的空间非连续性。因此除了考虑运输成本之外，还研究与边界相关的价格套利的障碍。文章的实证方法与边界效应文献相关。文献由Engel和Rogers(1996)所证实，他们在分析美国和加拿大城市的价格差时，发现价格变化在不同国家的两个城市比在相同国家相同距离的两个城市要大，边界效应衡量了与边界有关的贸易壁垒阻止价格套利的程度。因此在统一市场中，边界对相对价格偏差没有任何影响。基本假设就是在不存在市场分割和市场间运输成本被控制的情况下，市场间相似产品
18、的相对价格的偏差并不必然被他们各自的区域位置所影响。2.2、数据和基本模式 2.2.1、数据来源本文的研究依赖于1987年1月到1997年12月农业经济研究中心的非总体价格数据集。精确的说是中国28个省170个地区每10天报道的不同农产品的价格，价格是当期市场交易的平均价格。在给定的月份里，作者把月份价格作三种价格的平均值，本文没有计算青海省的边界效应。对每一个农产品而言，相对价格向量包含潜在的1986180个观察值（14365*11*12），由于本文研究的重点是价格套利，所以需要集中分析同类或非季节性物品（上述7中农产品），与以前研究不同的是，文章的数据覆盖每个省的几个市场的数据，与单一市场
19、相比有所改进。170个地区如下所示:2.2.2、基本统计本文用物品在市场、时期的物品的价格，让t=1，2M表示所计算的价格的月份和年份。本文定义价格差为：。文章计算的一阶差分（为了考虑潜在的非平稳性），用表示。用DLOP表示单一价格法则在s年时的偏离，它代替了市场分割的程度。 表1描述了7种农产品中每种产品的总的统计量而且涵盖了1987-1997整个期间的平均样本。第一栏报道了的标准差，第二栏报道了给定产品k，在场所i和j间相对价格变化的年偏差的均值。表中表达了省内和省份间的各个城市的偏差的平均值，单一价格偏离结果表明，对鸡蛋和羊肉类更大。这些产品在省内市场和省份间市场趋向于有最高的偏差，偏差
20、存在于所研究各种产品样本中的每种产品。表2表示不同年份价格差的总的统计，价格差在省内和省间似乎并没有随时间而消失。位于不同省份的的单一价格法则的平均偏差要比位于同一省份的市场价格偏差要大，省内和省间城市的定量配给随时间而持续。省内相对省际间偏差的比例强调了省际边界对相对偏差是很重要的，正如论文第一部分回顾的那样，这种演进与中国市场改革过程是一致的。省内和省份间的偏差在1988-1989期间比随后的任何两个时间段都要高，在1997年最明显。市场统一程度并没有随改革进程而有所改善。表3表示每个省份边界的单一价格法则的平均偏差。论文报道了省内和省份间的城市间的平均偏差，在大多数省份，平均价格差省内比
21、省份间的市场要低。2.3、实证估计 本文的回归模型试图解释在s年物品k在给定的一对市场i和j的价格变化偏差。它进一步研究偏差在省份间比省内要大。 本文所估计的方程为： 由于特殊测量误差、季节性因素以及一些市场价格比平均价格更易于变化，允许相对价格偏差随不同市场而发生变化。是每个市场的年虚拟变量，对每对市场i和j的虚拟变量取值为 1。由于每年不同物品可能有不同程度的价格变动，文中引入每种产品的年虚拟变量。表示在城市i和j之间真正的公里数，是其平方值。本文假定，相对价格变化随距离的增大而增大，距离和之间的关系是凹的（因为运输成本并不随时间成线性变化），因此有。由于不同的运输成本运用于不同的农产品，
22、而且运输成本随时间而发生变化，我们要求对每种商品每年的和有不同的系数。当市场i和j位于不同的省份时，虚拟变量取值为1，否则取值为0。本文采用中国不同省份经济体制的个别边界的影响，计算出了每个省份省内和省份间的价格差的不同，即本文对方程（1）针对每个省份单独处理。表4是对整个数据集回归的结果。在所有回归中，我们要求对所有市场每种商品每年的一个独立的截矩项。在第一栏中，每个市场的虚拟变量不随时间而变化，在剩下的几个估计中考虑到年虚拟变量。第一栏和第二栏对每年和每种产品施加了和。下面的几栏要求距离对价格偏差的每年的具体产品的影响。联立性线性假设的F检验成为系数显著性的基础，结果验证了我们的实证过程。
23、我们把标准差作为偏差的衡量，距离变量呈现显著为正，点估计证实了整体价格差随距离的增加而增加，交通成本对解释省份间价格差很重要的。边界效应在回归中是正向的而且是显著的，结论证实了市场分割对单一价格的失效起了很重要的作用。而且我们发现省际边界效应是实质性的，那就是控制距离因素后，位于不同省份的市场要比位于同一省份市场价格有更大的偏差。在第3栏和第5栏我们引入了一个虚拟变量。当市场i和市场j位于拥有共同边界的省份时取值为1，当两个市场位于邻省时，我们预期套利成本很低，因此预期系数为负。即在其它情况一样，位于邻省的市场拥有更低的价格差，因此也有更好的套利。邻省虚拟变量的引入促使边界效应系数向上调整，因
24、此边界效应在跨省边界比相邻省份有更大的偏差，这种假定对方程中其他变量的统计的显著性没有实质性的影响。表5表示方程1中每一年估计的结果。整个边界效应估计随时间演进、规模与市场改革过程和中国市场绩效相一致，在1988-1989和1994-1995两年的边界效应更大。我们依赖于市场的位置所产生的不同的小样本来估计方程（1），这种方法要求测算每个省份边界所产生的价格套利的具体障碍。表6是每个省的平均边界效应，边界效应得到的系数与估计整个数据集进行的回归结果是一致的。我们发现，边界对价格差的影响在各省之间变化很大。所有系数为正，几乎所有系数在5%的置信水平下显著。一个正的系数和与1987-1997期间跨
25、省边界效应相关的较高的额相对偏差是一致的，在整个1987-1997期间，非显著的平均边界效应的结论并不意味着每年没有贸易成本相关的边界效应，边界效应在某些年份是显著的。沿海的广东、辽宁、河北、上海、天津和北京有最低的边界效应，从而有更高的市场统一。在中国，沿海城市不仅拥有更发达的运输基础设施，而且还有更高的经济自由，结论表明：有更多自由的海岸省份理论逻辑上有更低的贸易壁垒。这三个省级水平的城市是重要的海港，有优先的交易场所（如上海股票市场），这些城市的自然影响区域（是重要的工业和消费中心）比他们的经营边界发展得更好。事实上，覆盖江苏的南部、浙江北部和上海城市区域构成了一个连续的经济区，这些城市
26、以及与其相邻的省份有较低的边界效应，认为使其城市中心与其外围隔离的经营边界没有促使单一价格规律的偏离。相反来说，被陆地包围的、萧条的西部省份如内蒙古、贵州、四川、宁夏、新疆省份边界效应对价格差起很大的影响，比其他省份的边界效应要高。西部地区有更大的边界效应、中国西部地区的更大的非连续性和省际市场统一指标的层次、中国整个市场发展的文献是一致的。沿海的福建省由于高度的价格套利的障碍而与众不同。这种结果可能由地理和文化因素所解释。这种多山的省份被武夷山脉所接壤，以致福建省与中国其他地区隔离，直到近来仍然有很少铁路使福建和邻省广东相连，福建省积极参与各种商品的贸易冲突，如80年代末期的“蚕茧战”和“谷
27、物战”，政府求助于各种保护主义措施保护省内产品与外省的产品的竞争。河南、湖北、湖南有更低的边界效应与这些省份的中心位置有关，他们都位于中国的中心地带。表7是在回归中20个最高的边界效应的省份。3、市场一体化与经济增长3.1、模型本文使用在1987-1997年28个省、6个时期的数据集，研究市场统一对经济绩效的影响。本文单独提出1987年，然后研究1988-1989、1990-19911996-1997六个期间。估计如下的方程：这里省份i在时期t的实际人均GDP的对数水平，是它的滞后T=2的值，是对数控制变量，用t和t-T两年内的平均值来衡量，是在前面章节中估计的省份市场分割指标，误差干扰项有三
28、个部分组成：（一）不可观测的省份固定效应（二）不可观测的时期效应（三）以及省份和时间之间不相关的。方程存在四个计量问题；第一，以以前部分对省份i和时期t估计的边界效应的系数，由于它适合一个标准偏差，因此以误差来衡量。第二，省份固定效应的滞后因变量的引入使得OLS估计值有偏且是非一致的，原因是滞后因变量甚至在没有序列相关时与误差项相关。第三，就是遗漏变量问题。中国经济增长的不同反映了除了市场统一外，还有其他的因素，在某种程度上，这些因素与边界效应相关，遗漏这些因素后，的显著性仅仅反映了市场分割作为其他政策或对增长起作用的机制的一种替代。第四，大多数解释变量是内生的，很显然，当增长绩效是好的时候，
29、省份可以选择自由化，减少价格套利的障碍，促进省份间的贸易。下一部分运用广义矩法控制上面四个实证问题。 3.2、方法问题广义矩法（GMM）是解决增长回归估计的突出方法。基本思想是用差分形式估计方程（2），运用右边变量恰当的滞后项作为工具变量。一阶差分过程消除了不可观测的个别具体效应使得估计不再有偏。工具变量的运用在出现测量误差和内生的右端变量（诸如投资、受教育率、经济增长背景下的市场统一指标）的情况下保证了参数估计的一致性。 3.3、实证估计控制变量的向量根据扩展的Solow模型（）定义出来的。方程中包括四个解释变量：基础部门初始人均GDP、投资率（代替物质资本）、学校教育变量（代替人力资本）、
30、基于单一价格偏差所计算的市场分割指标。变量定义和数据来源如下：人均收入：实际人均GDP，省际GDP通过CPI调整；投资率：固定投资占GDP的比重；学校教育：基础教育人数的比重；私人部门价值：非政府部门投资占总投资比重；外商直接投资：FDI占GDP的比重；市场分割：边界效应对单一价格偏差的效应的估计系数；人均农业GDP：私人部门的GDP除以人口数；数据来源于中国统计局各年、中国统计年鉴、新中国50年中国统计数据与资料汇编。实证结果如下表8所示：第一栏依赖于包含标准差的省份固定效应估计值，剩下的几栏是运用一步GMM估计值 的回归结果。市场分割对人均农业GDP的效应为负它对农业GDP的影响很高。改革
31、中的两个指标（FDI和私人部门的重要性）的系数不显著，这些结果可能是缺乏农业方面的指标。表9是省际人均收入的回归结果，解释变量同上。市场分割指标的系数为负而且显著，它对人均GDP的增长的影响比对农业GDP增长要小。结果强调了省际边界效应越大，经济增长率就越低。结果证明了市场分割对中国经济增长的决定性的影响，说明了在改革过程中各省当局采用的保护主义政策对生产起着负面影响。正如Kwmar(1993)详细论述的一样，省政府用他们新的增长力量获得分权保护当地市场而免受外来竞争，最终目的就是推动幼稚产业的发展，限制诸如增长的失业、下降的利润、大量的破产等改革的不合意的社会和经济效应。本文结果表明了求助于
32、保护政策会有相反的结果，证明了当地政府不能通过贸易壁垒促进经济增长的目的，相反来说，为了增加人均收入，应该采用贸易和价格自由化。物质资本积累变量和人力资本的替代变量都呈现正的显著性。本文还证实了条件收敛（收敛）的存在性，滞后因变量的系数估计总是显著而且小于1，收敛率通过计算，这里T=2是时间，是初始真实人均GDP的系数。第三栏引入了作为解释变量的结果，第四栏中引入非政府部门的重要性的替代指标，从表中可以看出，他们都显著为正。4、结论论文实证分析了市场统一对中国经济增长绩效的影响，模型是传统的增长回归框架，估计方法是GMM方法。为了衡量市场统一，本文采用了一种新的方法，集中分析价格偏差而不是贸易流动。论文以单一价格规律的价格偏差的分布为基础计算国内市场分割的省际指标。主要依赖于覆盖7种农产品在1987-1997年28个省的170个城市的详细的价格数据集。由于他们在解释单一价格法则可观察的偏差方面是重要的解释变量，论文结果发现中国省际边界效应对经济的重要性是真实的，而且对非套利区域宽度的影响在1987-1997年并不随时间而消失，提出了增强国内市场一体化的改革的能力。结果表明在农业人均GDP和全球经济增长方面中国国内市场非连续性对生产的负面影响，证实了自由化过程对生产的有益的作用，反对地方保护主义是很必要的。