中国区域食品价格差异收敛性检验——基于微观价格数据的空间计量与动态效应分析

王　康，王　磊，罗玉波

(1.中国人民大学 统计学院，北京 100872； 2.中国国际经济交流中心 博士后工作站，北京 100826；3.北京工商大学 经济学院，北京 100048)



中国区域食品价格差异收敛性检验
——基于微观价格数据的空间计量与动态效应分析

王康1，王磊2，罗玉波3

(1.中国人民大学 统计学院，北京 100872； 2.中国国际经济交流中心 博士后工作站，北京 100826；3.北京工商大学 经济学院，北京 100048)

摘要：构建有别于以往文献的区域价格β收敛空间计量分析框架，实证研究了1994年以来中国食品价格差异收敛性及其动态变化特征。研究发现：1994年以来，中国食品价格收敛速度表现出了先减弱后增强的U型动态变化特征，而非此前文献所揭示的逐步增强, 这是由改革红利的“螺旋效应”所致，且最近几年中国食品价格收敛性在走弱，应引起特别注意。对此，进一步的分析表明，主要原因可能包括三期叠加的宏观经济形势、有所抬头的新型贸易壁垒、食品消费结构升级以及国内宾大效应。

关键词：相对价格水平；β收敛；空间相关；动态效应；食品价格

一、引言及文献综述

价格是一种市场信号，地区间价格水平差异(或相对价格水平)的收敛性及其动态变化是衡量国内市场一体化程度的一个重要标准：如果地区间价格差异趋于收敛，说明国内市场一体化程度正在加深，否则，说明地区间存在贸易壁垒等不利因素，阻碍商品自由交易，市场分割现象严重。中国正处于经济转型的关键期，有必要对国内地区间价格收敛性进行考察，以便对中国国内市场一体化进程做更为深入的研究。

改革开放以来中国区域价格差异是收敛的吗？对此，近年来学者们进行了许多有益的探索，得出了基本一致的结论：中国地区间价格水平趋于收敛，市场一体化程度不断加深。比较有代表性的有：Fan等采用面板单位根方法和ESTAR模型，分析了中国国内市场整合情况，认为中国渐近式改革推进了市场统一，国内市场价格存在收敛趋势[1]；鄂永健通过单位根检验得出中国国内市场一体化程度正逐步加深，并且认为非贸易品的存在是阻碍价格收敛的一个主要原因[2]；行伟波等采用1995—2005年中国城市间33类生产资料价格数据检验城市间产品价格差异的长期收敛性，结果表明，大多数生产资料价格的地区差异呈减小趋势，并且各类生产资料价格的地区差异程度不同[3]；王磊采用第二代面板单位根检验方法重新检验了国内地区间价格差异的收敛性，虽然认为收敛性没有此前乐观，但也得出了总体趋向收敛的结论[4]。

现有研究提供了诸多有益见解，但仍存在以下不足：第一，研究方法较为单一，学者们大都采用单位根方法检验区域价格的收敛性，包括时序数据或面板数据的单位根检验。第二，数据方面，基于宏观价格指数得到的相对价格水平数据存在基期相等问题[2,5-6]，即便采用舍弃初始时期数据的方法也不能解决根本问题，而且使用低频(年度)数据对价格收敛检验的准确性有影响，而基于微观商品数据考察单一商品的收敛性则给考察总体或某一大类商品价格水平的收敛性带来不便(即便将单个商品分组也不能充分解决问题)。第三，以往的研究基本都是针对一个或几个时期的静态检验，缺乏价格收敛的动态检验。

针对上述不足，本文拟在以下几个方面加以改进：第一，与以往研究方法不同，本文将经济增长的β收敛检验方法引入区域价格收敛性检验当中，并在此基础上引入空间效应，构建基于贝叶斯MCMC估计的区域价格β收敛空间计量经济框架。第二，在数据方面，与以往研究单纯采用宏观年度综合价格指数或微观商品价格数据不同，本文使用了两种数据，并做了如下改进：一方面，使用微观产品的月度高频数据提高了研究的严谨性*Tarlor(2001)在理论上证明，由于宏观综合指数存在“综合性偏误”，基于宏观综合价格指数得到的低频(年度)数据，进而计算出的收敛速度偏高，这与我国的实际情况不符，相比之下，高频(月底)数据更准确地反映了价格收敛情况。所以，本文采用基于微观产品月度价格数据计算的相对价格水平使得价格收敛研究更加严谨，也更切合实际。；另一方面，使用空间CPD模型计算得到的相对价格水平数据避免了各地价格水平基期相等的假设[7]。第三，为了更好地把握地区间价格收敛的动态变化特征，本文采用了滚动划分样本的方法逐期进行检验。

鉴于微观产品价格数据的可得性，本研究以食品价格作为研究对象，对食品价格收敛性的研究具有重要意义。一方面，居民消费品是普通百姓的主要支出对象，而食品价格又是居民消费价格的重要组成部分，是推动价格总水平上涨的主要因素。另一方面，由世界银行协调、管理的大型统计活动国际比较项目(ICP)实践也表明，食品的地区间相对价格水平与总的相对价格水平间存在较大的一致性，这表明食品价格差异收敛性对于总价格水平差异收敛性的代表性较强。此外，食品还是事关国计民生的重要战略物资，食品价格的地区差异直接关系到中国居民生活水平的地区差异，关系到贫富差距问题，甚至影响社会安定。因此，研究区域食品价格收敛除了具有研究一般价格收敛的重要意义外，还对中国监测地区贫富差距、调整工资水平等有着重要的现实意义。现有聚焦于食品价格收敛性的研究还很少见，本文希望能对此提供一些有益参考。

二、研究方法与数据来源

(一)研究方法

1．区域价格β收敛的空间计量经济模型设定。初期，由于经济基础、商品供给以及要素禀赋的不同，各地价格水平会存在一定差异。根据一价定律，这会产生套利行为。当地区间价格不平衡并产生套利时，随着套利空间的不断缩小，价格水平较高地区的物价渐趋下降，而价格水平较低的地区因套利行为影响商品供求关系，而使其价格水平渐趋上升，最终各地区价格差异趋于收敛。也就是说，在一个地区间价格存在收敛趋势的经济系统中，各地区初始价格水平会与其价格增长速度成反比。

上述过程说明地区的相对价格水平存在β收敛现象，这就为β收敛检验方法在价格收敛中的应用提供了可能。借鉴Barro建立的基于新古典增长理论的绝对收敛计量模型[8]461-496，本文研究价格收敛的绝对收敛方程，即基准模型为：

ln(Pit+k/Pit)/k=α+βln(Pit)+εi

i=1,2,…,31

(1)

其中，Pit表示t时期i地区的相对价格水平，k表示时间跨度(本文中分别取值为5、8和10)。若式(1)中的估计值β小于零且统计上显著，说明地区的价格增长率在(t，t+k)时段内与其初始t时期的价格水平负相关，即表示地区间价格差异收敛，否则表示没有收敛趋势。

基准模型(1)是基于截面独立假设的，然而现实中截面区域之间很可能具有空间依赖性与空间相关性，地区间价格自然也会存在空间相关性，因此对这种误差项独立的严格假定合理与否，应该通过空间相关性检验来断定。常用检验步骤是先通过Moran’s I检验是否存在空间相关性，若存在则使用最大似然LM-Error及LM-Lag检验进一步判断空间计量模型形式[9]100-108。

若Moran’s I指数表明存在空间相关性，则需要在基准模型中加入空间因素，建立空间计量经济模型。根据Anselin的思想，将空间相关性纳入价格收敛的考察，即是对基本线性模型(1)通过一个空间权重矩阵W进行修正[9-10]。根据“空间”的不同体现方法，空间计量模型可采用空间滞后模型(SLM)和空间误差模型(SEM)两种。空间滞后模型是在模型中引入空间滞后因子作为解释变量：ln(Pit+k/Pit)/k=α+βln(Pit)+ρWln(Pit+k/Pit)+ε

i=1,2,…,31；ε～nii(0,σ2)

(2)

其中，W是31×31阶的空间权重矩阵*本文采用同时反映地理和经济特征的空间权重矩阵。，Wln(Pit+k/Pit)是空间滞后因变量，ρ是空间自回归系数，其他项与前文定义相同。SLM模型中地区间的空间相关性通过滞后项体现，在本文中说明一个地区的价格变动不仅与自身价格水平有关，而且还与周围地区甚至整个系统的价格变化相关。

与空间滞后模型不同，空间误差模型SEM将地区间的相关性体现到误差项上，表明特定区域产生的随机冲击不但影响各自价格水平增长，还会因为误差空间相关的存在，冲击效应扩散到整个经济系统，反映了区域价格影响外溢是随机冲击的结果，具体形式为：

ln(Pit+k/Pit)/k=α+βln(Pit)+ε

ε=ρWε+u

i=1,2,…,31；u～nii(0,σ2)

(3)

其中ρ是空间误差自相关系数，Wε是空间滞后误差项。

2.空间权重矩阵构造方法。本文采用同时反映地理和经济特征的空间权重矩阵。采用地区间距离倒数的平方作为空间权重矩阵中元素的取值，构造地理距离矩阵，即:

WD=dij-2(i≠j)

WD=0(i=j)

(4)

以往研究中dij通常取值为第i个城市和第j个城市的球面距离，但是，考虑到实际生活中地区间的经济联系通常取决于交通运输的便利性，而公路货运运输量占据货物运输量的绝大部分份额，所以本文采用城市间公路里程，即dij取值为第i个城市和第j个城市之间的公路里程，公路里程数据来源于2014年《中国地图集》。

现实中地区间价格的空间相关性除与地理距离相关以外，还要受到其他非地理因素的影响，例如，经济发达地区对相对落后地区的影响和辐射作用会远远大于落后地区对发达地区的影响，借鉴李靖的做法，本文将经济因素引入空间权重矩阵，构造同时反映地理和经济特征的空间权重矩阵[11]：

(5)

3.区域价格β收敛空间计量经济模型的贝叶斯MCMC估计方法。在上文基础上，为了放松空间计量模型的同方差假定，提高模型估计的稳健性，本文采用贝叶斯MCMC估计方法。相对于最大似然估计，贝叶斯估计可以提高空间计量模型的估计效率。然而，传统贝叶斯空间模型的后验分布需要通过单变量数值积分得到参数的后验均值和方差以及模型中的其他参数。一个可替代的方法就是马尔科夫蒙特卡洛方法(MCMC)，MCMC的理念是直接获得参数的后验密度，实际上也可以通过检验一个来自后验分布大的随机抽样来实现。如果来自后验分布的样本足够大，可以运用核密度估计或直方图获得概率密度的近似形式，而不需要精确的密度函数形式。具体来说，MCMC方法通过重复抽样，总能找到一条或几条收敛的马尔科夫链，而马尔科夫链的极限分布就是所需要的后验分布。按照MCMC方法的步骤，对条件后验分布进行H-M抽样或Gibbs抽样，可以得到一系列收敛于这些参数的真实后验分布极限的估计结果，最终可以得到各参数的估计值。

(二)数据来源及说明

1978年以来，中国进行了多次价格体制改革。1992—1993年，粮食市场双轨制的取消是这些重大改革的阶段性尾声，所以，多数文献认为中国市场化价格占主导的价格体系应该在1993年之后。鉴于此，考虑数据可得性，本文以1994年为研究起点，分两步做递进式考察：第一步，全时段研究，采用1994—2012年中国35个大中城市*35个大中城市包括：北京、天津、石家庄、太原、呼和浩特、沈阳、大连、长春、哈尔滨、上海、南京、杭州、宁波、合肥、福州、厦门、南昌、济南、青岛、郑州、武汉、长沙、广州、深圳、南宁、海口、重庆、成都、贵阳、昆明、西安、兰州、西宁、银川、乌鲁木齐。相对价格水平年度数据，实证检验1994年以来中国区域食品价格的收敛性；第二步，重点时段研究，采用2009年1月—2012年12月中国35个大中城市相对价格水平月度数据实证检验近几年区域食品价格的收敛性。

由于数据可得性，我们仅能获取2009年1月—2012年12月这35个大中城市食品产品的价格数据，这些数据来源于《中国城市(镇)生活与价格年鉴》(2010年、2011年、2012年)和《中国价格统计年鉴》(2013年)。基于这些数据，采用计算购买力平价的空间CPD模型可以计算得出2009年1月—2012年12月这35个大中城市食品类空间价格指数，即相对价格水平。1994—2008年相对价格水平数据在已计算得出的2009年相对价格水平数据基础上经各城市相对居民食品消费价格指数推算得到。各城市相对居民食品消费价格指数数据来源于各城市统计年鉴。

为了更好地考察渐进式改革对地区间价格收敛的动态影响，本文采用滚动划分时间样本的方法。对于1994—2012年的年度收敛检验，以8年为间隔期*关于滚动样本间隔期的选取，多数文献为5到10年，本文取其均值。本文还分别以5年、8年和10年为间隔期做了稳健性检验。结果显示，三种滚动间隔期的β值基本相同，只是显著性略有差异，间隔期越长，β越显著。对于这种差异的成因，可以将β收敛方程等号的左边ln(Pit-k/Pit)/k视为一种移动平均处理，此时，这种差异可以用时间序列分析中的移动平均理论进行解释：首先，移动平均的期数越多，修匀曲线越平滑，表现出的长期趋势就越清晰；其次，移动平均的期数越多，所得趋势图对近期变化的反应就越不敏感。所以，滚动间隔期的选取会对收敛的显著性产生一定影响，但不影响研究结论，说明稳健性检验通过。限于篇幅，5年和10年滚动间隔期的检验结果在此省略，读者如需可向作者索取。，以滚动方式划分为12个时间段：1994—2001年、1995—2002年、……、2005—2012年。而对于2009年1月—2012年12月的月度收敛检验，以12个月为间隔期*在此以12个月为滚动间隔期，主要是考虑到月度同比可以消除价格的季节因素。，以滚动方式划分为36个时间段：2009年1月—2010年1月、2009年2月—2010年2月、……、2011年12月—2012年12月。当时间段不断向前滚动时,就会增加一个新的时点, 同时剔除最旧的时点, 这样不断增添新的信息而舍弃旧的信息,使得我们不会遗漏每一个时点，从而可以观察到价格收敛连续的动态变化。

三、1994年以来中国食品价格收敛性分析

(一)检验结果概述

在建模之前，我们采用经济权重矩阵(WZ)计算各时段的Moran's I指数，以考察地区间食品价格的空间相关性。如表1所示，在所考察的12个时间段中，除1998-2005年、1999-2006年和2000-2007年三个时段Moran's I指数不显著外，其他时段Moran's I 指数均显著，表明中国食品价格存在明显的空间依赖性，与张明等的检验结果基本一致[12]。这要求我们研究价格收敛性问题时，要采用空间计量模型以消除模型残差的空间效应。

表1　空间相关性检验

本文采用β收敛的空间计量经济模型检验食品价格的收敛性，首先通过LM-Lag和LM-Error检验来合理选择具体模型形式，进而采用贝叶斯MCMC方法估计模型，主要结果见表2。

表2　1994-2012年中国食品价格收敛性检验结果

注：收敛速度=-ln(1+β)/k，其中k为时间跨度。

由表2可知，β值均为负并且大都在10%的显著性水平显著，表明12个时间段均存在绝对收敛。此外，所有时段的ρ值均为正，表明相邻地区的价格水平存在涨跌方向一致的现象。最后，基于空间计量模型残差的Moran's I的p值都变为非显著，说明空间模型估计的残差中空间效应已经消除，因而，引入空间效应是十分有必要的。

(二)1994年以来食品价格收敛性呈U型轨迹，而非持续走强

根据β值，描绘出食品价格从1994年到2012年的收敛速度如图1所示。除最后三个时段以外，1994年以来中国食品价格收敛速度表现出了先减弱后增强的U型轨迹，这不同于以前文献所得出的中国地区间价格收敛速度持续走强，市场一体化程度不断加深的结论[1-3]。根据收敛速度的动态变化，笔者认为可将1994年以来的食品价格收敛轨迹划分为3个阶段。

图1　中国食品价格年度收敛速度变化趋势(1994-2012)

(三)对U型轨迹的一种解释：论改革红利的“螺旋效应”

通常来说，“政策保短期增长，改革保长期增长”，改革不同于政策，既有长期红利，又有短期阵痛，概括起来即为改革红利的“螺旋效应”。20世纪90年代初期，中国实行了价格体制改革、市场化改革、财税体制改革等一系列有利于地区间价格差异收敛和国内市场一体化进程的改革，虽然改革从长期看能释放红利，但短期内也不可避免地带来一定阵痛，即出现一定的负面影响。所以，改革红利“螺旋效应”的存在，即长期红利和短期阵痛的结合，使得1994年以来中国价格收敛的轨迹总体呈现U型特征。这一U型轨迹又可以明显地划分为3个阶段，各阶段的具体情况如下：

第一阶段，包含五个滚动样本时段(1994-2001年、……、1998-2005年)，这一时期中国食品价格收敛速度有所减缓。收敛速度从1994-2001年的0.22%减缓到1998-2005年的0.02%。初期，改革必定会触及一部分人的利益，存在一定的社会成本，并且此时改革的效果还没有得到显现，改革的成本大于收益，处于改革的阵痛期。例如，由于改革的路径依赖、GDP政绩观的驱使以及增加财政收入乃至满足个人私欲的巨大诱惑，在改革初期，政治权力大规模进入市场，导致市场本身的竞争机制与激励机制无法有效发挥作用，进而使资源配置与收入分配大量向权力部门倾斜，削弱了能够使地区间价格水平差异走向收敛的市场机制的应有作用。另外，这一时期，中国经济由20世纪80年代的短缺状态逐渐演变为产能过剩状态(由各地区大规模重复建设所致)，市场封锁现象依然严重，从而导致市场分割力量仍然很大[13]。总之，在此阶段，虽然对外开放对地区间价格收敛和市场整合有一定的促进作用，但由于处于改革的阵痛期，消极因素强于积极因素，总体上价格收敛速度减弱。

第二阶段，包含四个滚动样本时段(1999-2006年、……、2002-2009年)，这一时期中国食品价格收敛速度呈直线加速趋势。收敛速度从1998-2005年的0.02%快速上升到2002-2009年的0.44%。2005年之后，中国入世以来改革开放的效果不断显现，改革红利不断释放。并且，对外开放有了新局面，对外贸易更加频繁，大量外资涌入，中小企业活跃，非国有经济比重明显提高，地方政府干预市场的能力下降，同时，对外开放的不断深入使得地方政府干预地方经济的成本加大。更重要的是，这一阶段国内贸易壁垒进一步下降。这一切都推动了地区间价格收敛的加速。

第三阶段，包含3个滚动样本时段(2003-2010年、2004-2011年和2005-2012年)，这一时期(可以称作后危机时代)中国食品价格收敛速度再次出现减缓趋势。初步考虑，这可能与新时期中国已进入改革攻坚期(改革红利“螺旋效应”的再次体现)、有所抬头的贸易壁垒(流通成本及隐性地方保护主义等)、食品消费结构升级以及地区收入差距、地区人口规模差异等因素有关。

2009年以来中国食品价格收敛速度呈减弱趋势需引起高度注意。为了进一步考察其内在原因，本文在宏观年度数据基础上，进一步采用微观月度数据对该时期价格收敛情况进行重点研究，即采用2009年1月到2012年12月35大中城市食品月度价格数据，逐月考察近几年中国食品价格收敛情况。

四、近年来中国食品价格收敛性分析

(一)检验结果概述

在基于年度综合指数考察的基础上，本部分进一步采用月度微观数据考察食品价格收敛性，以作相互印证和进一步的递进分析。表3报告了从2009年1月到2012年12月共36个滚动时段的价格收敛检验结果，包括β值及其p值以及由β值计算得到的收敛速度。

中国食品价格从2009年1月到2012年12月的收敛速度动态变化趋势如图2所示，可以看出，虽然有较大波动(这可能与月份因素有关)，但从总体趋势来看，这一阶段中国食品价格收敛速度表现出了减弱趋势，这一检验结果与年度收敛检验结果的第三阶段相一致，说明检验结果稳健。

(二)近年来中国食品价格收敛性的减弱体现在多方面

食品的流通性对食品价格的收敛速度有重要影响，通常流通性强的食品在价格收敛水平和收敛速度方面都优于流通性弱的食品。本文将食品按照流通性分成流通性强(包含粮食和油脂)和流通性弱(包含豆制品、肉类、蛋类、水产品、蔬菜、水果)两类分别考察其收敛速度*已有研究和经验表明，加工产品、包装产品流通性较强，而初级产品、未包装产品以及鲜活易腐产品流通性较弱。。实证结果显示，从总体趋势看，流通性弱和流通性强的食品价格的收敛速度均表现出减弱趋势(见图3)，并且流通性强的食品价格减弱速度快于流通性弱的食品，这是不符合预期的。另外，食品消费结构方面，由于肉禽蛋是城市居民消费的重要组成部分，并且近年来其消费量正在稳步增加，有必要考察一下肉禽蛋价格的收敛情况，实证结果显示，2009年以来肉禽蛋的收敛速度也有减弱趋势(见图3)。

表3　2009年以来中国食品价格收敛性检验结果

图2　中国食品价格月度收敛速度动态变化趋势

(三)对近年来食品价格收敛速度减弱的讨论

综上所述，近几年流通性弱的食品(包括肉禽蛋)、流通性强的食品以及食品总类的价格收敛速度均出现减弱趋势。本研究认为导致这一现象的主要原因如下：

图3　流通性弱食品、流通性强食品及肉禽蛋价格月度收敛速度趋势图

1.“三期叠加”基本面下区域价格收敛出现减缓态势有一定必然性。这一现象的产生有着较为特殊的经济背景，即“三期叠加”*近年来，中国经济正处于增长速度换挡期、结构调整阵痛期和前期刺激政策消化期——“三期叠加”是当前中国经济的阶段性特征。“三期叠加”意味着中国处于艰难而又富有挑战的经济环境中，一方面需要转变经济发展的引擎，另一方面需要进行根本性的机构改革。基本面对中国食品价格收敛速度减弱起到了一定作用：一方面，现阶段中国改革已进入攻坚期，难以在近似帕累托最优中进行改革和调整，面临许多困难和挑战，因而这一时期也符合改革红利的“螺旋效应”，表现为前期改革红利消失，新的改革红利仍在培育中。另一方面，中国中央政府推出的“四万亿”投资刺激计划引致了地方政府更大规模的投资，从而导致了严重的产能过剩，客观上使得市场分割力量依然很大。此外，“诸侯经济”现象的存在加重了产能过剩，而产能过剩又进一步促进了“诸侯经济”，这在一定程度上阻碍了生产要素在全国的合理流动，在经济基础上分裂了各地区间的联系，且造成地方保护主义，减弱了中国市场一体化进程。所以，“三期叠加”基本面下，中国区域价格收敛进程出现减缓态势有一定必然性。

2.新型贸易壁垒也是导致区域价格收敛减弱的重要原因。由“冰川成本”理论*Samuelson的“冰川成本”理论认为，因为存在运输成本、贸易壁垒和信息成本等交易成本，商品价值在贸易过程中将像冰川一样融化掉一部分，所以，即使可以完全套利，两地价格仍然不会绝对相等，相对价格会在一定的区间内波动。可知，贸易壁垒是阻碍地区间价格收敛十分重要的因素。新时期，中国国内的贸易壁垒有了新的形式，主要表现为居高不下的流通成本和隐性地方保护主义两方面。

首先，居高不下的流通成本严重阻碍了食品价格收敛的加速。近年来，中国交通基础设施建设以及现代物流快速发展，理论上应当会显著降低流通成本，提高流通效率。但是，实证结果表明，流通性强和流通性弱的食品价格收敛速度均逐渐减弱，特别是流通性强的食品价格收敛速度大幅减弱更是出乎预料，说明中国商品流通存在一定阻碍。究其原因，中国食品流通进入了“瓶颈期”，主要表现为受流通体制与市场建设的限制(如农产品流通环节过多且层层加价、农产品产地批发市场建设不完善、缺乏完善的批发和零售市场监管制度导致严重的乱收费现象等)，流通成本上升，仅靠单纯的交通基础设施建设不能进一步提高食品流通效率，地区间的食品价格差异一直在维持。

其次，近年来国内出现了新型的地方保护主义，即隐性地方保护主义，把统一的市场切割成壁垒坚固的小市场，市场难以优化重组，从而严重阻碍了价格收敛进程的加速。第一，2008年金融危机后，在扩内需保增长的掩护下，一些地方政府鼓励优先采购本省产品，地方保护主义开始重新抬头，又如以技术壁垒的方式，保护地方产业，操作方法更为隐蔽；第二，1994年的分税制改革基本没有触及事权和支出责任划分改革，而事权分配问题的长期存在，导致了地方政府不合理的资源分配权力，加重了地方保护主义，妨碍了统一市场的形成；第三，近年来很多地区改变了地区性行政垄断的形式，采取了一些隐蔽的“软”性地方保护措施，这些措施作用于本地经济，便形成了新型的地方保护和市场分割。

3.食品消费结构升级的地区不平衡也是食品价格收敛减弱的原因之一。近年来，中国食品消费结构发生改变，粮食和油脂消费占总体食物消费的比例较小且消费量比较稳定，而对肉禽蛋的消费量正在稳步增加[14]。这一方面得益于中国经济的高速发展和人民生活水平的提高，另一方面，随着城镇化加速和农民工的大量涌入，青壮年劳动力对肉禽蛋等食品的需求不断增大。然而，由于35个大中城市在收入水平提高、城镇化进程以及农民工涌入速度等方面存在明显差异，其对肉禽蛋的需求就会存在差异，导致食品消费结构升级的地区不均衡，进而导致价格的不均衡，不利于地区间价格的收敛。实证结果显示，2009年以来，肉禽蛋价格的收敛速度有减缓趋势。由于肉禽蛋在食品中的消费比重不断上升，成为中国食品价格收敛速度减弱的主要推动力量。

4.国内宾大效应是解释食品价格收敛减缓的重要因素。中国城市间存在国内宾大效应，即人口规模、价格水平、名义收入、实际收入、人力资本等五个指标在城市间具有显著的正相关关系[15]。由于食品价格是居民消费价格的重要组成部分，并且是居民消费价格变动的重要推动力量，所以，食品价格同样具有国内宾大效应。因此，中国地区收入差距、人口规模以及人力资本地区差异的扩大在一定程度上解释了食品价格收敛速度的减弱。首先，中国地区收入差距逐渐扩大，将1994年以来的35个城市人均收入变化进行β收敛性检验，结果显示，近几年出现收敛速度减弱趋势。其次，近年来中国35个大中城市人口规模增量差异逐渐扩大，这种差异主要来源于城镇化和劳动力跨区域流动的地区差异：一方面，中国31个省份城镇化率标准差从2009年的0.22扩大到2013年的0.24，表明城镇化水平的地区差异更加明显；另一方面，北上广深四城市集中了中国80%的农民工，表明劳动力跨区域流动地区差异很大。最后，中国高等教育资源地区分布不均以及就业机会的地区差异导致人力资本选择性集聚，从而导致食品价格收敛性减弱。

五、结论

本文将经济增长理论的β收敛检验方法引入到区域价格收敛检验当中，并考虑了价格的空间效应，提出了基于贝叶斯MCMC估计的区域价格β收敛的空间计量经济分析框架。在此基础上，采用滚动样本方法，分别考察了基于年度综合指数的1994-2012年35个大中城市食品价格收敛动态变化特征和基于月度微观数据的近年来食品价格收敛动态变化特征。

研究表明：第一，1994年以后中国食品价格收敛速度表现出了先减弱后增强的U型动态变化轨迹，本文认为这与改革红利的“螺旋效应”(长期红利与短期阵痛相叠加)有关。第二，近年来中国食品价格收敛速度出现减缓趋势，三期叠加的宏观经济形势、有所抬头的贸易壁垒、食品消费结构升级、地区收入差异以及地区人口规模差异可能是其主要原因。

需要指出的是，受改革红利“螺旋效应”的影响，近年来的价格收敛减弱趋势可能是一种“暂时性减弱”，未来随着长期改革红利的释放，收敛性可能会逐渐增强。即便如此，决策者在当前仍应采取相应措施，以削弱新型贸易壁垒的不利影响。

参考文献：

[1]Fan S，Wei X D．The Law of One Price: Evidence from the Transitional Economy of China[J].The Review of Economics and Statistics,2006,88(4)．

[2]鄂永健.中国地区间价格水平差距趋于收敛还是发散——基于省级面板数据的单位根检验[J].经济评论,2007(5).

[3]行伟波，李善同.一价法则、地区价格差异与面板单位根检验[J].管理科学学报,2010(4).

[4]王磊.国内地区间价格水平差异收敛性再检验[J].统计与信息论坛,2011(2).

[5]桂琦寒，陈敏，陆铭，陈钊.中国国内商品市场趋于分割还是整合：基于相对价格法的分析[J].世界经济,2006(2).

[6]Parsley D，Wei S J．Convergence to the Law of One Price without Trade Barriers or Currency Fluctuations[J].Quarterly Journal of Economics，1996,111(4)．

[7]王磊，周晶.对中国省级地区相对价格水平的估计——基于一般化空间CPD模型的研究[J].统计与信息论坛,2012(8).

[8]Barro R J，X Sala-i-Martin. Economic Growth[M].New York:Mc Graw-Hill, 1995.

[9]Anselin L. Spatial Econometrics: Methods and Models[M].Dordrecht:Kluwer Academic Publishers,1988.

[10]Anselin L，S J Rey. Properties of Tests for Spatial Dependence in Linear Regression Models[J].Geographical Analysis,1991,23(2).

[11]李靖，谭清美，白俊红.中国区域创新生产的空间计量分析——基于静态与动态空间面板模型的实证分析[J].管理世界,2010(7).

[12]张明，谢家智.中国地区价格的空间相关性及传导差异的因素分析——基于动态空间面板模型的实证研究[J].财经研究,2012(3).

[13]李真.中国国内市场一体化的演进轨迹研究：1986—2009[J].山东财政学院学报,2012(5).

[14]赵昕东,王小叶.什么决定中国食品价格变动:供给抑或需求——基于随机波动时变参数模型[J].财经研究,2014(11).

[15]余华义，唐翔.中国36个大中城市相对消费价格指数测算——兼对国内宾大效应的实证分析[J].上海经济研究,2015(4).

(责任编辑：李勤)

Testing the Regional Food Price Convergence in China:The Analysis of Space and Dynamic Effects Based on Micro Price Data

WANG Kang1， WANG Lei2， LUO Yu-bo3

(1.School of Statistics, Renmin University of China, Beijing 100872, China;2.Post Doctoral Station, China Center for International Economic Exchanges, Beijing 100826, China;3.School of Economics ,Beijing Technology and Business Universitys, Beijing 100048, China)

Abstract:This paper constructs the spatial econometric analysis framework for regional price β convergence which is different from previous studies, and empirically test the dynamic characteristics of food prices convergence since 1994. The study found, since 1994, China's regional food price convergence rate showed a U dynamic change characteristics-firstly weakened and then enhanced, rather than the gradually deepening revealed by previous literature. We believe that this is caused by the "spiral effect" of reform dividend. In recent years, China's regional food price convergence rate is weakening, which should be paid special attention. In this regard, further analysis shows that the main reasons may include the macroeconomic situation of the three periods superimposed, the rise of the new trade barriers, the upgrade of the food consumption structure, and the effect of Penn.

Key words:relative price levels; β convergence; spatial correlation; dynamic effects; food price

收稿日期：2015-11-27

基金项目：国家社会科学基金项目《我国购买力平价(PPP)测算方法和实践研究》(14BTJ004);国家社会科学基金项目(青年项目)《基于分位数回归的时空数据分析及应用研究》(12CTJ008)

作者简介：王康，男，山东高密人，博士生，研究方向：经济统计，金融数据挖掘；

中图分类号：O212.1∶F031.4

文献标志码：A

文章编号：1007-3116(2016)05-0049-08

王磊，男，山东泰安人，经济学博士，金融学博士后，研究方向：金融数据挖掘，购买力平价与宏观经济；

罗玉波，男，四川大竹人，经济学博士，副教授，硕士生导师，研究方向：应用统计模型。

【统计应用研究】