大湄公河次区域边界效应的实证研究——以中泰、中越数据为例

关键字:大湄公河次区域;边界效应;实证研究;一价定律

经济一体化是现代世界经济的主要趋势，它有三种类型:完全由发达国家参与的北－北型(如欧盟)、发达国家与发展中国家之间的北－南型(如北美自由贸易区)和完全由发展中国家参与的南－南型。经过60多年的探讨，经济一体化研究取得了丰硕的成果，但主要集中于北－北型和北－南型经济一体化，对南－南型经济一体化的研究成果较少。南－南型经济一体化在理论和实践两方面都发展滞后，对其开展系统综合的研究是学术发展和实际运用的需要。它有助于丰富和深化经济一体化的理论，从而使其更趋完善和全面。

中国重视沿边开放战略，扩大西南沿边开放对于构建连接中国东部、辐射东南亚、南亚的区域大市场具有重要意义。大湄公河次区域(以下简称GMS)的经济一体化是典型的南－南型经济一体化，GMS经济合作发生的地理空间主要处于边界两侧地域，因而受边界效应影响明显。按照李铁立提出的边界效应的定义，阻碍空间交互作用的边界效应称为屏蔽效应，而有利于彼此接触和交流的边界效应称为中介效应。①参见李铁立、姜怀宇:《次区域经济合作机制研究:一个边界效应的分析框架》，《东北亚论坛》2005年第3期。一方面，GMS次区域各国的行为主体趋向于利用国家边界两侧的资金利率、商业机会、人员工资、商品价格、管理制度等方面的差异采取获利行动，因而，在经济一体化不断推进的背景下，生产要素会呈现出向国家边界地区集聚的趋势，体现为中介效应的作用。另一方面，GMS次区域各国为保护各自产业而设置的关税与非关税贸易壁垒、为保护就业市场建立的法规、以及边界两侧交通通讯设施的差异等，极大地限制了生产要素、商品和服务的跨边界自由流动，起到屏蔽效应的作用，阻碍了国家间天然的经济联系，从而降低了资源配置效率和扩大市场带来的规模经济效应。在GMS空间经济一体化发展和中国—东盟自由贸易区建设的推动下，GMS内部的屏蔽效应虽然有所下降，但依然存在。

针对GMS的问题，急需测定GMS的边界效应。由于贸易引力模型缺乏坚实的经济学理论基础，本文以“一价定律”为理论基础，通过构造城市间相对价格的变动方差，来进行GMS边界效应的度量。

一、文献综述

以往对于边界效应的测定是沿着两条主线展开:一是贸易引力模型，二是以“一价定律”为理论基础，通过构造城市之间相对价格的变动方差来度量。

1.基于贸易引力模型的测量

McCallum用1988年美国、加拿大之间双边贸易流量数据，测定了两国之间的边界效应，结果发现，加拿大各省之间的贸易量是这些省与美国各州贸易量的22倍。①McCallum J.，“National Borders Matter:Canada － U.S.Regional Trade Patterns，”American Economic Review，vol.85，1995，pp.615－623.Wei采用生产函数法对边界效应的度量进行改进，得出的结论是，OECD国家消费的本地产品数量是从OECD国家以外的国家进口产品数量的2.5倍。②Wei，S.J.，“Intra － national Versus Inter－ national Trade:How Stubborn Are Nations in Global Integration，”National Bureau of Economic Research Working Paper，no.5531，1996.而 Head与 Mayer则对 Wei依赖于区域内部距离测量边界效应的方法提出质疑，认为不同的距离度量方法直接影响边界效应的测量结果;而简单的加权平均通常并不能有效地反映最真实可靠的贸易距离;他们的推导表明，经济单位间距离的CES指数(GDP加权)才是区域内或区域间的有效距离;他们的模型增加了非关税壁垒、消费偏好等异质性的影响因素，结果发现欧洲的边界效应在下降③Head Keith and Mayer Thierry，“Non － Europe:The Magnitude and Causes of Market Fragmentation in the EU，”Weltwirtschaftliches Archive.Vol.136，no.2，2000.。Anderson与Van Wincoop借助CES函数推导引力模型时发现，McCallum的引力模型由于忽略多边阻力变量、未考虑加拿大的经济规模较小等原因，导致估计结果偏大。他们重新测量后发现，美国与加拿大之间的边界使得两国之间的贸易量减少44%。④Anderson JA，Van Wincoop E.，“Gravity with gravitas:A Solution to the Border Puzzle，”American Economic Review，vol.93，no.1，2003.Coughlin与 Novy测量边界效应时，把国内边界和国际边界均引入双边贸易成本，结果发现美国的国际边界效应低于国内边界效应。⑤Coughlin，Cletus C.，Novy，Dennis，“Is the International Border Effect Larger than the Domestic Border Effect?Evidence from the U.S.Trade，”CESifo Working Paper，No.2853，2009.Novy采用超越对数引力模型研究经济合作与发展组织国家之间的贸易时发现，如果出口国的贸易量只占目标国很少的进口份额时，出口国的贸易对贸易成本更为敏感，因此，贸易成本对不同贸易伙伴有不一样的影响。⑥Novy，D.，“International Trade without CES:Estimating Translog Gravity，”Journal of International Economics，vol.89，2013，pp.271－282.

2.基于“一价定律”的测量

由于贸易引力模型缺乏经济学理论基础，一些学者开始以“一价定律”为理论基础，通过构造地区间相对价格的变动方差来度量边界效应。

事实上，有理由相信用商品价格衡量边界效应的选择是非常可取的。依据“一价定律”理论，可剔除掉运输成本对商品价格的影响，在自由流通市场上，同质商品价格将会趋于比较一致，所以基于Samuelson的冰川成本模型的“价格法”⑦Samuelson，P.A.，“Theoretical Notes on Trade Problems，”The Review of Economics and Statistics，vol.46，1964，pp.145 －154.就能够直接反映出边界效应的信息。冰川成本模型表明，相对价格依然会在一定幅度内呈现出波动的态势，所以只要求同质商品相对价格的取值不超过一定的区间，就可以认定为无边界效应存在，那么就可以认为两地之间的市场实现了有效的整合。

Engel与 Rogers立足于“一价定律”理论，采用美国和加拿大城市的14种消费品价格，测量两国边界效应，发现美国和加拿大的边界效应相当于75000英里。⑧ENGEL，J.and ROGERS，M.，“How Wide is the Border，”American Economic Review，vol.86，no.5，1996.Gorodnichenko与Tesar再度考察边界效应时发现，如果一国内不同区域内部的价格分布存在差异，就存在跨国异质效应，会干扰到边界效应的测算;若缺乏结构模型，就不可能从异质效应中分离出边界效应。⑨Gorodnichenko，Y.and LINDA，TESAR，“Border Effect or Country Effect?Seattle May Not Be So Far from Vancouver After All，”American Economic Journal－ Macroeconomics，no.1，2009.

Gorodnichenko与Tesar又通过引入异质效应，修正了国际价格差异的波动性，并控制了可能混淆边界效应的部分可控的因素，他们依然采用Engel与Rogers(1996)和Parsley与Wei(2001)的原始数据，重新测量后，发现美国与加拿大的边界效应值下降为47公里。①GORODNICHENKO，Y.and LINDA，TESAR，“Border Effect or Country Effect?Seattle May Not Be So Far from Vancouver After All，”American Economic Journal－ Macroeconomics，no.1，2009.

黄新飞、翟爱梅和魏运新选择部分中国城市、美国城市进行匹配，构成了跨国城市组合，利用这些城市2000至2008年的八种代表性商品消费价格指数，构建跨国城市间的价格差异波动性指数，在边界效应模型中控制异质效应与汇率效应，对中国与美国的城市边界效应值进行测量，结果表明，在控制异质效应后，中国与美国的城市边界效应由8.143兆公里下降到5642公里;若名义汇率波动越大，汇率波动持续的时间与半衰期越长，城市间价格差异波动率就越大，控制汇率持续性效应后中国与美国城市边界效应明显下降。假如同时控制异质效应与汇率效应，则中国与美国的城市边界效应大幅度下降至53公里。②参见黄新飞、翟爱梅、魏运新:《汇率波动、异质效应与跨国城市边界效应》，《经济学家》2012年第11期。

3.关于GMS边界效应的研究

关于东盟边界效应的研究文献很少，而关于GMS的研究文献更少。杨荣海、李亚波基于贸易引力模型对中越、中老和中缅的边界效应进行了测定，发现以国家为主体测算的中越、中老和中缅的边界效应对贸易流的作用非常有限，而以云南省为主体测算的中越、中老和中缅的边界效应对贸易流的作用非常显著。③参见杨荣海、李亚波:《边界效应会制约中国跨境经济合作区建设吗—以中越、中老和中缅的数据为例》，《国际经贸探索》2014年第3期。

综上所述，基于“一价定律”的研究较少，对GMS的边界效应研究更少。本文将在“一价定律”的基础上测定GMS国家的边界效应。由于缅甸、柬埔寨和老挝的数据难以获得，本文以中泰和中越数据为例进行研究。

二、实证模型设定

1.基本模型

基本模型的研究最初源自 Engel与 Rogers(1996)，后来Gorodnichenko与 Tesar(2009)进行了发展和完善。其基本模型为:

2.异质效应

不同区域内部的价格分布普遍存在差异，其差异通常会干扰对边界效应的估计，这就是异质效应的影响。在控制了地理距离、商品个体效应等变量因素后，对于所有跨国城市组合，又可以把城市组合的价格差异波动分解为受国家因素的影响和城市自身因素的影响两种情形，即得到以下模型:

其中，CT、CC、TT分别指:虚拟变量“中国 －泰国”城市组合、“中国－中国”城市组合、“泰国－泰国”城市组合;CV、CC、VV分别指:虚拟变量“中国－越南”城市组合、“中国－中国”城市组合、“越南－越南”城市组合。S为城市的虚拟变量，当 S=i或S=j时，Ds=1，否则为零。假设城市1－4为中国城市，城市5－8在模型1和2中分别为泰国和越南城市。黄新飞在其上述文章中提出了质疑，认为不同区域对价格波动的影响可能相差很大，从而影响结论的准确性，故而提出了在模型中增加城市组合虚拟变量。因此本文研究中泰、中越边界效应也在模型中增加代表泰国国内城市组合的虚拟变量TT、代表越南国内城市组合的虚拟变量VV，新的模型如下:

实证模型中，在模型2中加入代表城市异质效应的中泰虚拟变量TT、中越虚拟变量VV;地理距离相对于其他几个变量数据而言过大，为保证计量的可靠性，对距离dis取对数，得到lndis，整合得到模型4:

三、跨国城市组合之价格差异波动性指数的测算

1.数据计算

中泰城市匹配出8*(8－1)/2=28对城市组合，中国和泰国价格指数均采用同比数据，每年的数据都是采用对该年的月度数据取算术平均值，数据选取2002～2014年中泰城市间八种同类商品价格指数(见表1)。中国城市的价格指数数据来自choice金融终端中的中国宏观数据下的价格指数数据，泰国价格指数数据来自泰国贸易与经济指标署(http://www.price.moc.go.th/btei_en_into.htm)。越南价格数据来自wind数据库，中国和越南价格指数均采用同比数据，每年的数据是各月取平均值，数据选取2008～2014年中越各四大城市间六种同类商品价格指数(见表2)。

这里假设在中泰、中越国家之间商品不存在质量的差异性。由于两个国家采用不同的价格分类指数统计方法，泰国的家庭设备和居住这两个项目的分类与中国略有差异，在Housing And Furnishing中包括居住、水电燃料和家用纺织品，泰国的国情是该项目中居住比重很大，而水电燃料和家用纺织品比重很小，所以本次研究用泰国的居住(shelter)与中国的居住项目进行匹配。越南的价格数据分类与中国有较大出入，其中主要的修正有:用“饮料和香烟”对应“烟酒及用品”项目，用“纺织品及鞋袜帽”对应“衣着”，用“家电和工具”对应“家庭设备”，用“房屋和建设材料”对应“居住”，由于其他两项中越分类差别太大，又无法合理确定其所占比重，也就无法调整，故中越价格指数选取了六项。

笔者采用Engel与Rogers(1996)的方法，中国、泰国、越南的数据均采用同比数据，而不是原始数据，因而存在商品特性差异，为了消除商品特性的影响，将因变量gkijt差分:

2.结果分析

比较而言，泰国的商品价格波动率指数普遍大于中国的，中国仅居住价格波动率指数大于泰国，而泰国的食品、衣着、家庭设备、烟酒、医疗保健用品、交通、娱乐这七类商品价格波动是高于中国的;跨城市组合的价格波动尤为明显，跨国城市组合的相对价格波动率指数远大于国内组合。

观察中国与越南不同城市组合相对价格波动率指数可以发现，除越南的烟酒、医疗价格波动大于中国外，食品、衣着、家庭设备、居住这四类商品价格波动率指数均为中国高于越南，而跨国城市组合中，除家庭设备和居住价格波动略低于中国外，其他四类商品价格波动率指数均大于国内城市组合。

表1 中国与泰国不同城市组合相对价格波动率指数(2002～2014年)

表2 中国与越南不同城市组合相对价格波动率指数(2008～2014年)

四、实证分析

1.变量说明

(1)地理距离。这里选取了中国的四个代表城市:北京、上海、南宁、昆明;泰国选取了曼谷、清迈、春武里、普吉四个城市，越南选取了河内、胡志明市、海防、岘港四个城市，其中北京、上海、南宁、昆明、曼谷、清迈、河内、胡志明市的经纬度数据取自世界经纬度查询系统(http://www.hjqing.com/find/jingwei)，而春武里、普吉、海防、岘港无法从该系统查得，故该四大城市的经纬度数据取自Google Earth，地理距离则全部通过世界经纬度查询系统进行测算，选用的是地球表面上两点之间的最短距离。

(2)边界变量。在本文中，按是否跨国区分边界设虚拟变量border，边界变量取值分为两种情况:当两城市为非跨国城市组合(如北京－南宁)时，border取0;当两城市为跨国城市组合(如北京－春武里)时，border取1。

(3)城市虚拟变量(TT/VV)。为了研究中国与泰国、中国与越南国家间的边界效应，故在设置边界变量的基础上设置了城市虚拟变量。当城市组合为泰国国内城市组合时，虚拟变量TT取0，否则取1;当城市组合为越南国内城市组合时，虚拟变量VV取0，否则取1。由于地理距离数据较大，而其他变量数据偏小，易影响计量的可靠性，故将距离变量(dis)取对数，即Lndis。为了满足计量研究的需要，本文分别选择和一阶差分形式的作为商品价格波动率指数指标。

2.考虑异质效应的边界效应估计

本次计量采用stata11计量软件进行处理，选用分位数回归方法进行计量分析。

(1)中泰计量结果分析。Ln dis的系数值均为正，说明中泰间地理距离与价格指数波动呈正相关，可见控制城市异质效应能够使距离因素对商品价格波动的影响降低。从边界变量Border看，以为因变量时，控制泰国城市异质效应变量TT后，边界效应从8948761公里下降为5706.72公里;以一阶差分后的为因变量，增加城市异质效应控制变量TT后，边界效应从73.13公里下降为58.69公里。

表3 考虑城市异质效应的中泰城市边界效应估计

(2)中越计量结果分析。从ln disij系数看，系数均为负，表明中国与越南在商品价格波动指数与地理距离之间存在着某种负相关关系，中国对越南的贸易运输主要从广西的东兴中转，可见对外贸易运输并不总是走最近路线，而是选择整体效益较好的路线，这在某种程度上使得商品价格指数波动率与距离产生这种负相关关系。

从边界变量 Border看，以一阶差分后的σ(gkijt)为因变量时，控制城市效应 VV后，Border的系数迅速下降，边界效应从1012.71公里下降为8.37公里;以一阶差分后的为因变量，控制TT后，边界效应从222268.53公里下降为5.60公里，由此可以看出，中国与越南之间存在较大的边界效应，并且在控制了城市组合变量后，边界效应便显著下降。

表4 考虑城市异质效应的中越城市边界效应估计

为了更真实地反映边界效应大小，边界效应计算公式选用取绝对值后的指数，即

五、结 论

本文在一价定律的分析框架内测算中国与泰国、中国与越南之间的边界效应，结果发现:由于受到一些与跨越边界成本无关的因素干扰，如城市异质效应，导致了两国城市间的边界效应被高估。因此笔者参考Gorodnichenko与 Tesar(2009)的实证模型，控制异质变量来控制异质效应，选择了4个中国城市分别与4个泰国城市、4个越南城市匹配，构成跨国城市组合，利用中国和泰国2002～2014年8种商品消费价格指数，计算出跨国城市组合的价格差异波动性指数，并估算出了中国与泰国的城市边界效应;采用2008～2014年的中国与越南相匹配的六种商品消费价格指数，计算出了跨国城市组合的价格差异波动性指数，估算出了中国与越南的城市边界效应。

实证结果显示:在控制城市异质效应后，中国与泰国、中国与越南城市之间的边界效应值大幅下降。2002～2014年间，控制城市异质效应后，中泰城市边界效应从8948761公里下降为5706.72公里;一阶差分后，城市边界效应从73.13公里下降为58.69公里。而在控制城市异质效应后，中越两国城市之间的边界效应也迅速下降，从1012.71公里下降为8.37公里。符合本文的理论预期。由此不难得出这样的结论:在中国与GMS国家间的边界效应持续存在，并且在控制城市异质效应后，中国与GMS国家间的边界效应大幅度下降。此外，中国与GMS国家的价格指数波动并不总是与地理距离呈正相关关系，分析其原因，可以发现中国与GMS国家的外贸商品运输并不总是沿着最短距离路径进行;也就是说，距离虽然是影响商品价格的一个重要因素，但在中国与GMS国家间，外贸商品运输并不总是因为地理距离近而使得运输成本降低，从而价格较低;其原因是中国与GMS国家间的运输条件有限，商品往往需要向运输条件优越的地点集中再运往各个目的地。由此可见，中国与GMS国家间的贸易尚未充分发挥毗邻优势。我们有理由相信:随着中国与GMS国家在铁路、公路、水路、航空运输等方面的交通基础设施建设的发展和交通合作的推进，将有助于降低中国与GMS国家间的边界效应，降低中国与GMS国家间的商品运输成本，从而降低商品价格，促进中国与GMS国家间的贸易发展，推进中国与GMS国家间经济一体化的进程。