异质性会影响城市间价格差异吗?——基于ESTAR模型的收敛性分析

刘发跃，孟望生(1.西南财经大学，成都6110; 2.中铁信托博士后创新实践基地，成都610041; .甘肃政法学院经济管理学院，兰州70070)



异质性会影响城市间价格差异吗?
——基于ESTAR模型的收敛性分析

刘发跃1，2，孟望生3
(1.西南财经大学，成都61130; 2.中铁信托博士后创新实践基地，成都610041; 3.甘肃政法学院经济管理学院，兰州730070)

摘要:地区间价格差异反映了市场分割的程度，本文关注的是地理位置、规模等城市的异质性对价格差异的影响及内在机理。在建立价格形成机制和套利模型的基础上，对国内36个城市的CPI分项按照是否本地生产分为两类后利用ESTAR模型检验了价格差异的非线性变动特征。结论显示城市异质性对价格差异产生明显影响，低交易成本使大城市(沿海城市)收敛比例总体上高于小城市(内地城市)，但是高劳动力成本和居住成本使本地产商品在大城市的收敛比例反而更低。这说明，劳动力成本和居住成本正成为城市间价格差异的主要来源，并妨碍市场一体化过程的深入，而运输成本至少在大城市价格形成中已不再重要。

关键词:价格差异;城市异质性;一价定理; ESTAR;市场一体化

一、引言

一般认为大城市的物价水平高于中小城市，同样发达地区的物价水平总体上也更高一些。它的实证含义是检验地理位置和规模等城市异质性因素是否会系统性影响城市间价格水平差异。回答这个问题需要将其置于市场分割的框架下，因为市场分割的一个主要指标便是地区间商品和服务的价格差异。如果市场分割减少，地区间商品和要素的流动就会增加，从而减少地区间商品价格差异。因此通过分析城市间价格差异，可以验证城市规模和区位等异质性是否存在，也可以推断国内地区间市场分割和一体化程度。本文基于一价定理，在充分考虑规模、区位等城市异质性的基础上，对价格指数各分项按是否本地生产进行区分，并利用ESTAR模型进行价格差异的非线性收敛检验。

国外相关研究多集中于OECD国家之间的价格差异[1－2]。市场分割使商品价格持续偏离一价定理，冰川(Iceberg)模型进一步认为市场分割和摩擦形成的交易成本使两地价差在某个区间随机波动，区间外收敛于一价定律。在冰川模型的基础上，O'connel和wei(2002)认为市场摩擦产生的交易成本还与两地间技术和消费者偏好有关[3]。

国内研究中，young(2000)将商品价格作为指标检验了国内的市场分割程度[4]。之后，相关争论一直存在([5－9])。国内对价格差异主要从城乡、省际和城市间三个层面分别进行研究。第一、城乡层面。对城乡价格差异的研究多始自改革开放，张雪春(2010)认为近30年来人均GDP与价格变化速度之间相关性很高，并且总体趋同[10]。欧阳志刚(2012)认为我国的城乡商品市场自改革开放以来整体上趋于一体化[11]。第二、省级层面。桂琦寒等(2006)发现国内市场一体化总体呈上升趋势[12]。行伟波等(2010)和喻旭兰(2014)得到类似的结论[13－14]。第三、城市层面。Fan和Wei(2006)发现国内36个城市商品价差向一价定理非线性收敛的特点[15]。Lan和Sylwester(2010)发现与国家间的收敛速度相比，国内城市间的收敛速度更快[16]。

本文主要有两个创新点。第一、对价格指数各分项按是否本地生产进行了区分。现有文献很少对价格指数进行区分，从而很难分析价差来源不同。由于不同类型的商品价格构成存在明显差异，因此本文按照价格形成机制将CPI各分项分为本地生产和外地生产两种类型，从而分解出运输成本、人力成本、市场壁垒等来源。第二、充分考虑了城市的异质性。目前，城市规模、地理位置等因素对价格差异的影响并没有引起足够关注。研究这个现象有助于理解市场分割和地区间经济平衡发展状况。结合价格构成，我们可以分析如果不发达城市的物价更高，它由哪些因素造成。显然这具有重要的政策含义。除了上述两个要点，本文还改进了样本和方法。现有文献在样本层面多关注城乡和省份间，由于各省份城市化人口比重差异较大，基于城市层面的比较可以在考虑异质性的基础上减少样本偏误。最后，本文采用的ESTAR模型可以更好地描述这种非线性特征。

二、城市间商品价格决定的理论框架

(一)不同城市间商品价格的决定

从地区差异的角度分析商品的价格构成时，最主要的因素是可贸易性。可贸易性影响了价格中运输成本所占比重。此外，生产技术、劳动力成本、市场结构和供求关系等因素也会影响价格。因此，O'connel 和wei(2002)假定所有商品包括可贸易和不可贸易的部分，认为城市i中商品价格由下式决定[3]

其中αi、βi、γi分别是最终产品的技术、利润和份额，wi和qi分别是不可贸易中间投入品和可贸易中间投入品的价格。qi主要由可贸易投入品的整体供求关系决定，wi由不可贸易投入品在本地的供求关系决定。αi和γi表示本地的技术条件，βi确定利润。其中:

qi:可贸易的中间投入。尽管可以被套利，可贸易中间投入品也会由于运输成本产生价格差异，从而形成一个非套利区间。从商品类型看，外地产商品中该部分投入主要表现在最终成品的批发价环节上，而不可贸易投入被限制在本地的分配服务上。而在本地产商品中不可贸易投入和本地技术主要决定了批发价格。

wi:不可贸易的中间投入。该类中的主要部分是劳动力投入，它在餐饮、医疗、家政等服务业占较大比重。不可贸易投入不能被套利，所以价格wi会形成最终产品的地区间价差。中长期内，劳动力会从低工资地区流向高工资地区，从而使这类投入价格趋于平价。然而劳动力的迁移也需要成本[3]，这些成本包括固定成本(实际迁移成本)和持续成本(新环境的高租金等生活成本)。

αi:最终生产品的技术。即使上面两个中间投入品在地区间都相等，各地间生产技术差异也会影响价格，尤其是一些以本地生产为主，并且与自然资源或地理因素有关的商品和服务。对于其他技术，技术转移和技术革新能够使价格差异缩小，这既包括很多手工产品的自动化、野生产品的人工养殖等，也包括海底捞等一些当地生产但是全国品牌的商品。此外竞争也会使技术收敛进而使价格差异缩小。

βi:利润。很多商品的价格中由厂商确定的利润会占较大的份额，尤其是一些面向全国市场并统一定价的品牌商品。相反，在竞争性行业中品牌厂商仅拥有有限的议价能力。政府规定的各种准入限制也会形成利润。出于占领市场、控制存货等目的，有时厂商在定价时也会偏离单期最大化目标，进而偏离平价。

表1　价格形成各构成与价格差异的关系总结

表1对上面的内容进行了总结。在考虑地区间价格差异问题时，运输成本和套利显然是重要原因，因此依据公式(1)将商品按照可贸易性分为本地生产和外地生产两种类型。在分类检验前需要对运输成本和套利进一步分析，以选择合适的实证模型。

(二)考虑运输成本的套利模型

在公式(1)的基础上，参考O'connel＆wei(2002)，建立了下面考虑运输成本的套利模型[3]。

假设一个城市的禀赋为X，Y两种不可储存的商品。代表性个体具有如下拟线性效用函数:

在一系列假定后，可以利用伊藤引理(Ito's lemma)，得到一个最优解①具体求解过程详见O'connel＆wei(2002)。:，A、B是给定的常数。方程右边前两项表示净进口M引起的变化，分别为进口量和出口量。随着效用的增加，在减去损失函数后值为负。方程右边后两项是当净进口固定时损失函数的当期值，它们是期望损失函数折现值之和。

(3)中得到的最优解由消费c的四个门限来刻画，即c1＞c2＞c3＞c4。首先，当c上升到c1时，净出口额为c1－c2时，安置成本为k + (c1－c2)l。其次，c下降到c4时，净进口额为c3－c4，安置成本为k + (c3－c4)l。可见，当c偏离零均衡值太远时，代表性资产重置应该在接近净进口调整的最优值附近。为解出这些门限值，我们需要通过值匹配和平滑过渡条件来给常数A和B施加约束。按照对贸易成本的不同假定，可以利用上式来描述各自的相对价格行为。可以发现，当存在市场摩擦时两地价差只有在偏离区间(c2，c3)时才会产生套利行为并使价差收敛。

上面的模型的实证含义是当存在市场摩擦时难以用传统方法检验相对价格平稳性。由于模型存在平滑转移的门限特征，目前实证上通常用ESTAR模型来进行收敛性检验。

三、数据及方法

(一)指标的选择

现有文献中，用于度量商品价格趋同的数据包含两种类型:第一种为单项商品的绝对价格数据[7，12，15]，优点是涵盖多项商品和服务的价格信息，并且政策含义丰富。缺点是可能存在数据加总偏差。第二种为商品加总价格指数[11，13，17，18]。优点在于可直接计算两地间商品价差，缺点是涵盖商品数量往往较少。由于绝对价格数据难以获取，国内大多数采用价格指数。本文使用总体价格指数作为价格指标。除了上述优点外，还有一个原因是，形成价格差异的因素在长期中通常也是形成价格指数差异的因素。各种市场壁垒、运输成本等既影响价格差异，也影响动态的收敛速度[17]。最后，一价定理意味着两个市场间的价格水平和通胀率都会趋于一致[11]。

(二)数据说明

本文选择的价格指标为CPI，由于各分项代表的商品中价格形成各因素的构成不同，并且各分项的权重不同并且动态调整，因此本文对总项和各分项分别检验。其中文化分项由于数据不全将其剔除。在预处理时都已经减去100②准确地说应该成为CPI增幅，方便起见统称为CPI。，样本范围为2003－2013年间全国36个大中城市。衡量价格差异的指标为dp=pijt－pjt。其中pijt代表i市在t年的j分项价格指数，pjt为t年j分项不同城市间的均值。各分项中价格形成各要素的总结见下表2。

表2　CPI各分项价格决定过程中的各因素

按照可贸易属性强弱，我们将各项分为Ⅰ、Ⅱ两类商品。其中Ⅰ类通常以本地生产为主，价格构成中以劳动力成本、技术、市场结构等为主。Ⅱ类以外地生产为主，运输成本和市场壁垒占比较大。几个可贸易属性明显的分类包括食品类和居住类，定义为I类商品。权重最大的是食品类，生鲜食品储存时间短、运输成本高，大部分为本地生产，定义为I类商品。居住类的成分中房租和水电燃料具有明显的不可贸易性，建房和装修材料大部分为本地生产，因此可贸易性较弱，划为I类商品。衣着、烟酒和设备类具有明显的可贸易属性，为Ⅱ类商品。

医疗类和交通类包括商品和服务，没有明显的可贸易，需要根据子项划分。医疗类的药品显然具有可贸易性，而医疗保健服务是本地化服务。由于医疗保健的比重更高，并且各城市间存在差异，因此定义为可贸易属性弱的Ⅰ类商品。交通类中交通车辆和通信设备具有可贸易性，且权重高于不可贸易的服务，因此归为可贸易属性强的Ⅱ类商品。

(三)计量方法

由于价差序列复杂的非线性特征，下面使用三种检验方法。第一种是单个序列的单位根检验。其结果由平稳性检验和常数显著性检验两部分组成。平稳性检验显著说明该序列收敛于一价定理;常数通过显著性检验说明相对收敛平价。ADF检验比较成熟，下面仅介绍后两种方法。

2.非线性收敛检验。采用ESTAR(指数平滑门限自回归)模型检验价差序列是否存在非套利区间。在该区间内价差序列是随机游走序列，区间外时套利原因使序列收敛于区间。ESTAR模型的形式如下式(4)。

其中f(dpijt，c)=[1－exp(－γ(dpijt－c)2)]，并且εt服从N(0，∑)。

ESTAR模型中通过两个准则检验是否存在一个对称的非套利区间:λ1+λ2＜0和λ1＜0。首先，对于原假设λ1+λ2＜0，显著意味着当价格差异序列偏离均衡点较远时λ2发挥反转作用，使序列收敛并接近一价定理。其次，对于原假设λ1＜0，不显著说明在非套利区间内不收敛，此时接近相对收敛的冰川模型。相反，拒绝原假设说明在该区间内收敛，此时接近满足绝对收敛的一价定理。

四、检验结果

(一)城市间价格差异收敛性检验

检验结果分为三部分。(1)所有36个城市的价格差异收敛性检验; (2)区分沿海和内地时的收敛性检验。沿海和内地之间由于各方面存在明显差别，因此需要检验价格差异是否也存在系统性差异。(3)区分大城市和小城市时的收敛性检验。城市规模也会影响价格差异，需要进行检验。首先进行所有城市的价差收敛性检验，见表3。

表3　所有城市的价格差异收敛性检验

表4对表3进行了总结。结果显示，第一、总体收敛比例(列1)。从各分项平均来看，93.8％的城市间价格差异收敛，各分项间差别较小，其中设备类收敛比例最低。可见目前绝大部分城市间价格差异比较接近，一个解释是市场化程度的提高减少了市场分割。

第二、常数显著比例(列2)。总体CPI与总体收敛比例相同，但分项之间差别较大。显著比例最高的是食品类(91.7％)，最低的是交通和设备类(63.9％)。结合表4，I类商品显著比例明显高于II类商品，说明本地产商品存在更明显的固定价格差异。食品类主要为本地生产，各个城市的自然条件禀赋，技术水平差距都反映在价格上，因此有固定价格差异。相反，衣着和交通类中固定价格差异小得多。

第三、MW检验(列3)。MW检验的解释能力高于ADF检验。每个分项的统计量都显著说明整体上价格差异具有明显的收敛性。区分可贸易属性，Ⅰ类本地生产商品的收敛比例均低于Ⅱ类外地生产商品。按照各自价格构成的不同，说明人力成本、技术水平等构成对价格差异的影响要大于运输成本和市场壁垒等构成的影响。

第四、线性检验(列4)。各分项均值与总项的收敛比例都在50％左右，说明一半左右的城市间价格差异存在非线性特征。结合表4，Ⅰ类商品的非线性特征更加明显，其中食品类最高，医疗类最低。Ⅱ商品中除烟酒类外，其它分项具有非线性特征的城市比例均不足3/4，说明本地产商品交易成本更高。

第五、区间内的收敛比例(列5)。从结果看，总项的区间内收敛比例较高，但是大部分分项中仅有一半城市收敛，居住类和交通类收敛比例均不足40％。Ⅰ类商品的区间内收敛比例低于Ⅱ类商品，说明运输费用等可贸易因素对相对价格的贡献小于劳动力成本、居住成本等不可贸易因素的贡献。

第六、区间外的收敛比例(列6)。当价格差异偏离较大时大部分相对价格序列会趋于绝对收敛。总项的区间外收敛比例为89％，各分项的收敛比例也都在3/4以上。区分可贸易属性后Ⅰ类商品收敛比例为85.3％，高于Ⅱ类8个百分点。Ⅰ类商品中食品类所有商品都收敛，其中居住类也高达87.5％。而Ⅱ类中除烟酒外均在3/4左右。可见当价格差异偏离较大时，本地生产为主的商品绝对收敛趋势更明显，均收敛于一价定理。

表4　通过收敛性检验的城市比例　(单位:％)

上面的计量结果显示存在价格差异的收敛性。几乎所有城市都存在价格差异的收敛，并且运输成本和人力成本形成了固定价格差异引起的非套利区间。相对价格从区间外收敛平滑转到区间内的随机游走，半数以上的城市间价格差异存在非线性特征。因此，整体上存在一定程度的非线性收敛。说明自从加入WTO后的过去十多年来，中国经济在转型期内市场整合取得了一些进展。从可贸易属性来看，Ⅰ类产品区间内收敛比例低于I类，区间外收敛比例高于Ⅱ类，可见本地产商品的冰川模型特征更加明显，说明人力成本、技术水平等构成对价格差异的影响要大于运输成本和市场壁垒等构成的影响。

(二)区分沿海和内地时的价格差异收敛性检验

沿海和内地之间在经济水平、自然资源上存在明显差别需要加以区分。其中沿海城市包括北京、天津、石家庄、大连、上海、南京、杭州、宁波、福州、厦门、济南、青岛、广州、深圳、南宁和海口，共16个城市，其余城市为内地城市。检验结果和进一步总结见表5和表6。

表5　区分沿海和内地时的价格差异收敛性检验

表5和表6显示:第一、沿海地区的总体收敛比例明显高于内地(列1)。无论是线性还是非线性，沿海地区的收敛比例都要高于内地，但是线性时二者的比例差别更大。沿海地区的经济发展和市场化程度都明显高于内地城市，因此运输成本、交易成本和市场壁垒等因素对平价偏离的影响较小。各分项也是如此。唯一的例外是食品类，两类城市的总体收敛比例非常接近。近年来各地生鲜食品的生产和运输成本都快速上升，相比之下市场壁垒等交易成本因素的作用并不明显，此外农业生产技术水平在全国各城市间是基本一致的。

第二、常数显著性检验显示沿海城市的固定价格差异低于内地城市(列2)。说明市场壁垒形成的固定价格差异在内地城市更加明显。从分类看，Ⅰ类商品差别不大，而II类商品在沿海城市的显著比例低于内地，这可能与前面提到的产业分工有关。资源从内地运到沿海时形成生产品价格，而成品从沿海运送到内地时形成消费品价格。尽管两者都形成很高的运输成本，但是CPI只反映消费品价格，因此内地城市的价格差异偏离更大。

第三、非线性收敛检验(列4、5和6)。整体上区间内收敛比例低于区间外，同时各分项均值显示沿海和内地的非线性过程比较一致。但是当区分种类后I类商品，尤其是居住和医疗类，在沿海地区的区间内外收敛比例都低于内陆地区。说明不管偏离大小，沿海城市本地产商品的收敛比例都更低。沿海城市医疗和居住价格差异趋势更明显的一个重要原因是两类商品中人工服务占较高比例，这恰与目前发达城市的现状相吻合:房租房价高，劳动力成本高。居住成本高企既提高了现有劳动力的成本，也提高了移入劳动力的迁移成本，并进一步推动劳动力成本提高。尽管发达地区交通方便，运输成本低，但是运输成本对于本地产商品和服务的影响并不大。

线性检验的结果显示总体上沿海城市的价格差异小于内地城市，原因在于市场壁垒和交易成本更低。而在非线性检验中，这个差异不再明显，相反本地产的商品在沿海地区的价格差异大于内地城市。这个结果说明，一方面沿海城市较低的运输成本、市场壁垒和交易成本使其整体上价格收敛性更强，但是高人力成本使本地产的商品和服务更偏离一价定理。

表6　区分沿海和内地时通过收敛性检验的城市比例　单位:％

(三)区分大城市和小城市时的价格差异收敛性检验

大城市会在以下几方面影响价格差异:第一、人口众多，经济发达。前者意味着规模经济和分工深化，后者意味着更高的生产技术水平。此外，大城市的广阔市场往往会加剧行业竞争，使品牌商品在内的大部分商品很难具有垄断势力。第二、人力和居住成本高。北上广深等一线城市拥有全国最丰富的资源，这吸引了各地人才并推高生活成本。第三、交通发达，自身产业配套完善，因此运输成本在最终价格中比例较小。结合对一线城市的划分，我们选择2009—2012年城市GDP总量排名进入前十的城市，其中苏州和无锡不在我们的样本城市中，所以予以剔除。因此大城市名单包括上海、北京、广州、深圳、天津、重庆、杭州和青岛八个城市。

上面几个特点对不同类型的商品价格会造成以下影响。第一、分工深化和高生产率能拉低生产率比重较高的商品价格，而激烈的市场竞争起到相同的作用。第二、高生活成本推高了一些生产率含量低，人工服务比重高的本地生产品，如医疗、家政服务等。第三、低运输成本降低了外地生产品为主的II类商品价格，检验结果见表7和表8。

表7　区分大小城市时的价格差异收敛性检验

结果显示:第一、线性特征(列1、2)。大城市绝对收敛比例高于小城市(列1)，尤其是外地生产的II类商品。表7各分项中只有食品的绝对收敛比例是大城市低于小城市，其它分项相反。因此大城市有较明显的绝对价格收敛性，尤其是II类商品。前已述及，大城市通常交通发达并且是很多商品产地，大城市的高生产率水平和市场化程度也部分降低了市场摩擦。常数显著性显示小城市的固定价格差异更加明显，特别是II类商品。小城市受制于市场狭小和交通不便，通常运输成本高，而对外部经济较强的依赖性使II类商品占整体商品消费量的规模更大。同时小城市较高的市场壁垒和市场分割提高了II类商品的固定价格差异，而低劳动力成本使I类商品的固定差异较小。

第二、非线性特征(列4、5和6)。大小城市在拒绝线性假设的比例上总体都在45％左右，此差异不明显。但是如果综合对比区间内外收敛比例后，会发现大城市比小城市有更明显的冰川模型特征:区间内收敛比例远低于区间外收敛比例。尤其是本地产I类商品区间内收敛比例仅为31％，约为区间外收敛比例的1/3(93.3％)。大城市的高居住成本和高人工费用使劳动力占比较高的本地产商品和服务价格提高，同时扩大了这些商品的非套利区间。而II商品低运输成本使可贸易中间投入的成本降低并缩小了非套利区间，区间内收敛比例增加使区间内外收敛比例较一致。

上面的分析引出了一个问题:为什么大城市的价格差异收敛性更高?通常都认为大城市生活成本高，物价高，那么为什么其价格收敛趋势反而更明显?首先，近年来大城市物价涨幅较低。大城市的确大部分商品，尤其是人工费用占比高的商品价格高于小城市。但是近年来很多小城市的物价涨幅更高，进而价格差异高于大城市，原因是大城市更高的市场化水平和高资产价格吸纳了多余的货币并减轻了通胀压力，并最终降低了小城市的收敛比例。其次，与不同的市场化进程有关。市场化的水平和进程在不同地区之间存在差异，大城市市场化水平更高，同时由于处于市场化晚期，所以市场化速度降低。相反，小城市在更低的市场化水平上速度较快。两者的动态决定了小城市可能更偏离一价定理。

可见城市的规模大小对价格差异的影响与地理位置对其的影响非常接近:由于较低的市场壁垒和交易成本，大城市的收敛比例总体上高于小城市，但是本地产的商品在大城市的价格差异和冰川模型特征更加明显，原因在于大城市的高人力成本。因此商品的可贸易性是影响相对价格的一个重要原因。

表8　区分大小城市时通过收敛性检验的城市比例　单位:％

五、结论及政策含义

本文在考虑异质性的基础上利用ESTAR模型检验了国内地区间商品价格差异收敛性。实证分析得到以下结论:

(1)地理位置和规模都对价格差异产生了系统性差距。整体上，大城市(沿海城市)的价格差异收敛比例高于小城市(内地城市)。同时市场壁垒形成的固定价格差异也小于后者，说明大城市市场一体化程度较高，同时，交易成本和市场壁垒等也小于小城市。但是当区分商品产地时，本地产商品在大城市的价格差异和冰川模型特征更加明显，这既说明了居住、劳动力成本等推动了本地生产为主的商品和服务等的价格高于小城市，也说明了人力成本、技术水平对价格差异的影响要大于运输成本和市场壁垒等的影响。

(2)绝大部分城市都存在价格差异的收敛趋势，其中50％左右的城市符合价格偏离越小，收敛速度越慢的非线性收敛特征，其主要原因是运输成本和人力成本形成的固定价格差异。这说明转型期的中国经济中市场整合取得了一些进展，但是进一步的市场一体化难度巨大。

基于上面结论，我们认为:人力成本代替运输成本成为地区间商品价格差异的关键因素，这在发达城市尤为明显。得益于分工深化和高生产率，发达城市地区的价格水平差异收敛性更强，然而高人力成本和居住成本形成的市场壁垒正在妨碍市场一体化进程。本地产商品和服务所处的行业通常生产技术进步缓慢，并且从业者多为低学历的农民工。这些行业价格高企的原因包括成本增加无法由技术进步来消化、全国范围的民工荒和户籍制度限制流动等。同时，高房价进一步推高劳动力流动成本，从而提高劳动力成本，这也证明了以市场化手段调控住房价格的必要性。在考虑城市异质性的基础上，对上面这些原因引起足够重视，有助于减少市场分割，推动中国经济的市场一体化进程。

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(责任编辑何志刚)

Will Heterogeneity Result in the Difference of Commodity Price among Cities?——A Convergent Analysis Based on ESTAR Model

LIU Fa-yue1，2，MENG Wang-sheng3
(1.Southwestern University of Finance and Economics，Chengdu 61130，China; 2.Postdoctoral Innovation Base，China Railway Trust CO.LTD，Chengdu 610041，China; 3.School of Economics and Management，Gansu Institute of Political Science and Law，Lanzhou 730070，China)

Abstract:Inter-regional price differences reflect the degree of market segmentation.This paper focuses on the heterogeneity factors，such as location，size，which impact on the price differences.We divided the CPI sub-items of 36 cities by local production，and verified the nonlinear variation features for price differences by Exponential Smooth Transition Autoregressivebook=112,ebook=113(ESTAR)model.The conclusions are as follows:the most cities' price differences are convergent，about 50％ of the cities in line with the nonlinear of the lower the price deviation，the slower the convergence rate; the heterogeneity has significant impact on price differences，low transaction costs causing big cities (coastal cities)to have higher convergence ratio than small cities (Mainland cities)，but the high labor and living cost making the convergence ratio of locally-produced Commodity in big city become lower.The results illustrate that the labor and living cost are becoming a major source of price differences between cities，which also hinder the market integration process，and transport costs at least no longer important in big cities.

Key words:price differences; the heterogeneity of cities; LOP; ESTAR; market integration process

作者简介:刘发跃，男，西南财经大学一中铁信托博士后创新实践基地在读博士后，讲师，经济学博士，主要从事宏观经济学研究;孟望生，男，甘肃政法学院经济管理学院副教授，经济学博士，主要从事宏观经济学及人力资本研究。

基金项目:国家社会科学基金重大项目“转变经济增长方式的重点和难点:风险分析、控制系统和激励机制研究”(12＆ZD067);教育部人文社会科学基地重大项目“企业研发活动外部激励机制的优化与协调研究”(12JJD790008);教育部人文社会科学青年基金项目“要素替代视角的FDI对本土企业技术创新影响研究”(15YJC790157)

收稿日期:2015－10－19

中图分类号:F726

文献标志码:A

文章编号:1009－1505(2016)01－0111－11