中国城市边界效应下降了吗?——基于一价定律的研究,本文主要内容关键词为:边界论文,定律论文,中国论文,效应论文,城市论文,此文献不代表本站观点,内容供学术参考,文章仅供参考阅读下载。
一、引言
由于在边界内存在行政管理的一致性、政策的一致性和自然条件的相似性,地区间的行政边界会减少双边贸易流量和导致地区间价格差异,因此行政边界成为缩小区域增长水平差异,实现协调发展的主要障碍。不少文献对此做了大量研究,并将其称为“边界效应”。打破地区间的行政区边界,实现跨区域协调发展成为我国经济转型时期的重要目标。
改革开放以来,我国以“诸侯经济”为代表的地方保护主义导致的市场分割问题一直比较突出。Young(2000)在美国权威期刊Quarterly Journal of Economics上发表的著名文章“刀刃:中国的扭曲与增量改革”指出,中国1978—1997年间的经济体制改革导致了“零碎分割的内部市场和受地方政权控制的封地”。因此,逐步打破和消除地方市场分割,建设全国统一开放的市场是我国经济转型时期始终面临的一项重要任务。1993年《中共中央关于建立社会主义市场经济体制若干问题的决定》提出“打破地区、部门的分割和封锁”,“形成统一、开放、竞争、有序的大市场”。2003年十六届三中全会《中共中央关于完善社会主义市场经济体制若干问题的决定》将“加快建设全国统一市场”确定为一项重要改革任务。而从实践来看,国内部分区域经济一体化的出现、增多却成为地区经济增长的主要推动力之一。1986年5月29日,环绕渤海沿岸的14个城市建立环渤海经济区;1997年长江三角洲14个城市组成长江三角洲城市经济协调会;2003年推进包括东中西部9个省区和港澳在内的泛珠江三角洲地区经济区域合作。因此《2011年中华人民共和国国民经济和社会发展第十二个五年规划纲要》明确指出“推进京津冀、长江三角洲、珠江三角洲地区区域经济一体化发展”,将推进区域一体化和建立统一开放的国内市场上升到国家发展的战略层面。
国家之间边界效应的存在已是学者普遍认可的观点,但是学术界对于边界效应究竟有多大一直存在巨大分歧。有些学者在“一价定律”的基础上控制地理距离后发现国家或地区间仍存在巨大的边界效应,Engel and Rogers(1996)发现美国和加拿大的国家边界效应高达75000英里。但是学者们对Engel and Rogers(1996)基于一价定律估算的国家间边界效应难以接受,并对于Engel and Rogers等处理两地间价格差异指数的方法产生怀疑,甚至包括Engel and Rogers(2001)。Engel and Rogers的模型中将n个城市两两配对,形成n×(n-1)/2个城市组合,估计反映在价格差异上的边界效应。学者认识到,除了地理距离之外,还有其他可观测的因素干扰了地区间的价格差异,比如不同国家或地区价格分布的差异会混淆边界效应,这种现象称为异质效应(heterogeneity effect)。边界效应值估计由于价格分布的地区差异等因素的干扰产生较大偏差。
发达国家已建立了统一开放的国内市场,其研究主要关注国家间的贸易开放问题,比如自由贸易区等,最新文献更加关注一个国家内部某些地区的区域一体化和国内价格差异,以此衡量边界效应的程度。因此,研究中国城市间边界效应是一个有意义的选题。本文的边际贡献在于:基于“一价定律”的框架内选取2004—2007年中国长江三角洲地区(以下简称长三角)16个城市和珠江三角洲地区(以下简称珠三角)9个城市的六大商品价格信息面板数据构造价格差异波动性指数①,构建了体现不同地区异质效应的变量,修正了可能存在的偏差,利用边界效应模型衡量我国城市间边界效应程度,在Parsley and Wei(2001)的回归方程基础上研究城市边界效应的动态变化趋势,对此前的文献做些补充。
二、文献综述
20世纪90年代以来关于地区间边界效应的研究已经成为国际经济学的热点之一,本文从分析角度将其归纳为两条研究主线。第一条主线是基于McCallum(1995)首创的贸易引力模型。他通过双边贸易流量的数据研究了美国和加拿大之间的边界效应,发现由于边界效应的存在,美国国内贸易流量是国际贸易流量的22倍。这是最早从贸易视角研究边界效应的文献。此后的文章沿用McCallum的思路研究一个国家内部省际之间以及欧盟内部各个国家之间的边界效应。Wolf(2000)根据1993年美国每个州内和州际商品流动调查数据,指出美国各州之间也存在一定程度的边界效应。Helliwell and Verdier(2001)也研究了加拿大各省间的边界效应。为了估计内部商品贸易距离,他们考虑了人口规模和分布,用人口加权平均距离作为省间的贸易距离,结果得到了较大数值的省际边界效应。Helliwell(2002)运用McCallum(1995)的方法通过对1996年数据的研究,发现美国和加拿大之间尽管仍存在着显著的边界效应,但是该效应明显下降。不过,采用贸易流量法需要地区间贸易流量的数据,而这方面的数据很难获得。为了将McCallum(1995)的研究方法(或思路)用于对贸易数据不完整的国家进行研究,Wei(1996)用生产函数法对地区边界效应的度量进行改进,将边界效应看作是贸易壁垒的一个综合指数,其中包括关税和非关税壁垒的影响,还包括所有导致国内贸易(假定为自由)与国际贸易之间的差异的因素,以及那些在回归中没能得到控制的因素,用一国的总产量减去其出口(到其贸易伙伴国)的总出口量来计算各国与本国发生的贸易,在控制国家规模、地理距离和地理位置等因素后,发现OECD国家消费的本地产品是从其他OECD国家进口产品的2.5倍。该方法由于不记录地区贸易流量仍可以获得边界效应的估计而得到了广泛使用。
但是Head and Mayer(2002)认为采用Wei(1996)的方法估计边界效应依赖于区域内部距离的测量,显然采取不同的距离测量方法直接影响到边界效应的估计结果。因此他们并未采用此前一直流行的贸易引力模型,而是从产业的角度构建了一个将非关税壁垒和消费偏好的异质性都纳入解释边界效应因素的理论模型。他们发现欧洲的边界效应从19世纪70年代末的21下降到了1995年的11.3,市场一体化程度在不断加强。
由于贸易引力方程缺乏经济理论基础,导致对边界效应的错误估计和比较静态的错误分析。修正引力模型成为研究的新角度。Feenstra(2002)在引力模型中采用固定效应方法重新测算了加拿大各省以及加拿大各省与美国各州之间的边界效应,边界效应数值比较稳定。Anderson and Van Wincoop(2003)借助CES函数推导引力模型时发现,McCallum的引力模型由于遗漏多边阻力变量以及加拿大的经济规模较小等原因导致估计结果偏大。他们重新估计后发现美国与加拿大之间的行政边界使得两国之间的贸易量减少44%。Hanson(2005)引入市场引力模型模拟地区间经济活动的变化,将距离因素纳入方程模型中反映区域间的边界效应。
鉴于贸易流法和贸易引力模型在度量边界效应方面的缺陷,第二条主线的文献研究集中在“一价定律”的基础上通过构造地区间相对价格的变动方差来度量国家之间以及国家内部边界效应。“一价定律”对边界效应的理论研究来源于Samuelson提出的“冰川成本模型”。该模型度量区域贸易整合程度,只要两地间相对价格取值不超过一定区间,两地不存在贸易壁垒,即无边界效应。Engel and Rogers(1996,2001)基于一价定律采用美国和加拿大城市的14种消费品价格度量跨国边界效应,发现即使控制了距离因素,跨越美国和加拿大边界的巨大价格差异依然存在,美国和加拿大的边界效应相当于75000英里,即12万千米②。Parsley and Wei(2001)也用同样的方法发现美国和日本之间的边界相当于43000兆英里,远远超过地球到月球238900英里的距离。Gorodnichenko and Tesar(2009)引入异质效应后修正了国际价格差异的波动性,控制了可能混淆边界效应的因素,并使用Engel and Rogers(1996)和Parsley and Wei(2001)的数据,重新估计后发现美、加边界效应值从71438千米下降为47千米。
目前国内文献也是基于贸易引力模型和一价定律的方法对中国省际市场分割和边界效应进行度量,研究结果可以划分为两种不同的观点。一种以Young(2000)和Poncet(2003)的文献为代表,他们发现中国的国内市场一体化程度很低,而且地方市场分割呈现加重的趋势。Naughton(1999)表明,省际的贸易流量不仅很大,而且制造业内部各行业间的贸易占主导地位。不过该研究仅局限于1987—1992年,难以用来分析中国国内贸易障碍在不断深入的改革进程中的演化。Poncet(2003)在Naughton(1999)数据的基础上,进一步使用1997年的数据,估量中国各省在1987—1997年间国际及国内贸易的一体化程度,实证结果显示平均国际边界效应在样本期内(尤其是1992年之后)呈大幅下降趋势,从651下降到411,而用省际贸易壁垒综合指标表示的省际边界效应从1992年的16上升至1997年的27,几乎翻了一番。在中国各省存在着“国际市场一体化和国内市场非一体化”的趋势。Poncet(2005)在实证研究中用失业率、财政预算占GDP的比重和政府消费等变量来反映利益集团因素,实证结果显示,这些变量会加剧市场分割程度。但是她使用“贸易流法”来衡量市场一体化存在着一些弊端,而且在中国目前的政治体制中利益阶层并不能有效地决定地方政府政策的走向。黄赜琳和王敬云(2006)直接利用引力模型来衡量部分行业层面的市场壁垒,计算发现1997年区域消费的产品中来自本区域内部的数量是来自区域外部的19倍,各大区域之间仍然存在市场分割的结论。但是他们未能给出市场分割的微观机制。赵永亮和徐勇(2007)在两地区边界效应模型中引入地方政府的消费偏好,剔除运输成本、相对产出和价格等因素,发现中国省份的平均边界效应在样本区间有上升的趋势。
另一种观点则认为国内一体化程度较高或不断上升。徐现祥和李郇(2005)以1990—2002年长三角城市群数据为样本,引入Barro回归方程研究发现地方市场分割对区域协调发展的阻碍作用下降了45.7%。黄新飞和郑华懋(2010)对珠三角城市的研究也得到了区域一体化程度加深的结论。Fan and Wei(2006)利用面板单位根检验和非线性均值复归方法考察了我国商品和服务价格的收敛情况,发现对绝大多数的商品和服务而言,其价格遵从一价定律并呈现收敛趋势。桂琦寒等(2006)利用国内各地商品价格指数考察了1985—2001年相邻省份的商品市场整合程度,发现市场的整合程度总体上呈现上升的变化趋势。该文直接使用价格波动的标准差来衡量一个地区的贸易壁垒,但是由于价格波动受到很多随机因素的影响,采用这种方法计算出来的贸易壁垒也相应呈现出很大的波动性。行伟波和李善同(2010)采用中国省际产品贸易及缴纳增值税的数据,在边界效应模型中对省际贸易的本地偏好程度进行了实证检验。省际边界效应大约在4—6之间,国内产品市场的一体化已具备较高的水平。行伟波和李善同(2010)采用1995—2005年中国城市间33类生产资料价格数据,运用LLC面板单位根检验发现,大多数生产资料在地区间的价格差异越来越小,城市间各类产品的价格差异大都是收敛的且收敛的速度非常快,中国地区间的市场一体化已具备较高水平。然而采用面板单位根检验的方法无法定量地测出边界效应的下降速度。
综上所述,估计中国国内贸易壁垒和边界效应需要有反映省际经济往来联系的数据,但由于很多数据难以获取和估算,导致不同研究的数据来源和估计不同,从而对这些问题的研究结论也存在差异,一些学者转向采用一价定律分析中国国内的边界效应。但是相关国内文献在研究方法和数据统计、处理上存在较大的分歧,而且很少涉及城市间的边界效应以及动态发展趋势。本文基于一价定律,采用商品价格指数信息构造中国城市间价格差异波动性指数,通过构建边界效应修正模型来控制异质效应,以此消除城市边界效应估计可能存在的偏差,并且分析中国城市间边界效应的变化趋势。
三、基本模型与异质效应
(一)基本模型
本文的基本模型是以商品市场的一价定律(the law of one price)为基础推导的。一价定律是指假设其他条件不变,在有效率市场的情况下,任何同质物品的价值应该等同。按照一价定律的推理,若考虑贸易成本,地区之间同一种商品的价格差异不能超过两地之间的贸易成本。设t期在i地的商品k价格为
(二)异质效应
许多文献使用(3)式计算出来的边界效应远远超过了理论预期。Gorodnichenko and Tesar(2009)认为造成这种情况的原因在于,不同区域内部的价格分布的差异会干扰到边界效应的估计,即异质效应的存在。
我们通过模型来解释异质效应。在控制了距离等因素后,每一对城市之间的价格差异波动可以分解为受区域的影响和城市自身因素的影响,如(4)式所示:
Border是表示跨区域城市组合的虚拟变量。我们在下文中会显示,不加入消除区域异质效应的虚拟变量ZZ的估计结果远大于(9)式的估计结果。因此在估计边界效应时,消除区域异质效应是十分关键的。
四、中国城市价格差异波动的测算
(一)计算方法
(二)数据分析
使用上面的方法,我们计算了长三角、珠三角25个城市2004—2007年的相对价格波动的标准差,结果如表1所示。
从表1我们得出三点结论:
第一,各城市相对价格的波动存在较大差异。上海是长三角价格波动最大的城市,相对价格波动的标准差平均值为0.0242,市场分割较为严重,表明在长三角一体化逐步推进的情况下,上海在融入市场一体化发展上仍有较大的提升空间。而排名前两位的舟山和扬州同处长三角地区,其平均值均低于0.018。珠三角地区中东莞和中山两地市场分割最为严重,比所有城市的平均值高出近30%,深圳、惠州两市的分割程度则相对较轻。
第二,各城市相对价格波动的标准差呈下降趋势。所有城市相对价格波动标准差的平均值逐年减小,从2004年的0.0252下降到2007年的0.0169,下降了1/3,表明长三角和珠三角市场一体化程度逐步提高。20世纪90年代长三角和珠三角就建立了专门的机构推动区域内城市之间的经济协作。⑨进入21世纪以来,长三角和珠三角又加大对区域内交通基础设施的建设,这些措施无疑在实现区域经济一体化方面取得了一定的成效。
第三,长三角与珠三角的价格波动存在差异。长三角15个城市2004—2007年相对价格波动的标准差平均值为0.0234、0.0212、0.0195和0.0166,而珠三角9个城市分别为0.0284、0.0242、0.0186、0.0174。除了2006年长三角的价格波动高于珠三角之外,其他年份均低于珠三角。
根据行政区域划分,我们分省内城市、跨省城市和跨区域三个层面展开分析,结果见表2。
从省级或者区域层面来看,跨省、跨区域城市组合的价格波动大于省内城市组合的价格波动。省内城市之间的价格波动最小,相对价格波动的标准差平均值为0.0176;而跨省城市之间相对价格波动标准差的平均值为0.0224,两者相差0.0048,长三角增加的价格波动部分很有可能是由省际边界的存在而造成的。而跨区域城市组合相对价格波动的标准差为0.0228,明显高于省内城市组合和跨省城市组合的平均值。
五、实证研究
(一)变量说明
根据研究目的,实证研究分为三部分。(11)式是考虑了珠三角和长三角价格分布差异所造成的异质效应的城市边界效应估计方程;同时为了对比Parsley and Wei(2001)的美国和日本的城市边界效应的时间趋势,我们在Parsley and Wei(2001)的回归方程基础上研究中国国内城市边界效应的时间趋势,如(12)式;最后,我们在(11)式和(12)式的方程中加入包括市场化和政府干预等体现中国制度特征的控制变量,检验参数的稳健性。
(1)地理距离(dis)。我们采用GCD(great circle distance)进行测量,它是指球面两点之间的最短距离,GCD=R×arccos(cosαcosβcos|c|+sinαsinβ),R为地球半径6371千米,α和β是两地的纬度,c是两地的经度之差。经纬度数据来自“上海网上天文台”的网页(http://www.astron.sh.cn/shujubase/3city.htm)。
(2)边界变量(Border)。根据实证分析的需要,我们设置三次边界变量:第一,长三角的边界变量,江苏省、浙江省和上海市交叉城市的边界虚拟变量为1,其他的城市组合虚拟变量设为0;第二,珠三角的边界变量,广佛肇、深莞惠、珠中江三个经济圈交叉城市的边界虚拟变量为1,其他的城市组合虚拟变量设为0;第三,所有城市的边界变量,长三角与珠三角交叉的城市组合的边界虚拟变量设为1,其他的城市组合边界虚拟变量设为0。
(3)虚拟变量(ZZ)。为了控制由不同区域价格分布差异所造成的影响,本文加入代表珠三角的虚拟变量ZZ对边界系数可能存在的偏差进行修正。具体而言,珠三角内部的城市组合的虚拟变量设为1,其他的城市组合的虚拟变量设为0。
(4)时间趋势(Trend)。根据Parsley and Wei(2001)的设定,我们选择2004年为基年,设为1,据此类推,2005年、2006年和2007年分别设为2、3、4。
(5)控制变量。我们加入市场化程度(State)和政府干预(Gov)两个变量作为Border的控制变量,一方面检验参数Border的稳健性,另一方面衡量两个地区之间的制度环境对价格波动的影响。其中,政府干预用两个城市的政府财政支出占GDP比重之和来表示,市场化程度则由两个城市的国有企业占经济比重之和来衡量。⑩
变量的描述性统计见表3。
实证研究分为三步:第一,根据(11)式,我们采用相对价格一阶差分的标准差σ()作为商品价格差异的波动性指标,估算考虑了异质效应后的中国城市边界效应程度;第二,基于Parsley and Wei(2001)的模型,我们引入时间趋势变量Trend,检验中国城市边界效应的时间变化趋势;第三,将控制变量市场化程度(State)和政府干预(Gov)加入回归方程,检验模型参数的稳健性。由于我们的解释变量中存在不随时间变化的地理距离,并且加入了各个城市的虚拟变量,因此我们采用的是混合估计的方法。
(二)考虑了异质效应的中国城市边界效应估计
表4列出了σ()为因变量的实证结果,模型1和模型2估算长三角和珠三角的城市边界效应,模型3和模型4比较增加虚拟变量ZZ后对城市边界效应的影响。所有变量的系数均通过显著性为10%的t检验。各个模型都采用White异方差性检验消除面板数据的异方差问题。
首先,从Ln(dis)的系数来看,随着地理距离的增加,城市之间价格差异的波动性增强,长三角和珠三角地区城市之间的距离每增加1%,商品价格差异的波动性分别提高0.0014和0.004,而控制了异质效应后Ln(dis)的系数有所下降。长三角Border的系数为正,表明行政边界会带来两地商品价格的差异,珠三角Border系数为负可能是由于设置虚拟变量时依据了广佛肇、深莞惠和珠中江三个经济圈,而这三个经济圈的区域一体化从2009年才开始启动,效果尚未显现出来。
城市边界效应从459070千米下降至66384千米,下降了85%,说明不同地区内部的价格分布的差异确实会干扰到边界效应的估计,即异质效应的存在,但是这一结果仍然高于长三角和珠三角的边界效应。由此可知:第一,异质效应能够有效降低不同地区价格分布差异的干扰,中国城市边界效应并没有预期中的那么高,低于美国和加拿大之间的边界效应86130英里(12)。第二,中国城市的边界效应主要以行政边界为主。同属一个省级行政区域的珠三角9城市之间的边界效应为0,而长三角包括江苏省、浙江省和上海市在内的两省一市,由此带来的行政边界使长三角的边界效应达到10710千米,因此建立统一的市场、消除国内行政边界的影响将是区域一体化的重点。
(三)中国城市边界效应的时间趋势分析
Parsley and Wei(2001)认为边界效应和一些经济因素呈正相关关系,如单位运输成本,这将导致样本在一个固定时间段内“平均”边界效应。因此本文需要检测边界效应是否会随着时间发生变化。为了解决这些问题,Parsley and Wei(2001)在基本方程(即不包含ZZ的方程)中加入了一个线性的Trend变量和两个Trend交互项:一个是Trend与Border的交叉变量,一个是Trend与Ln(dis)的交叉变量。我们采用中国城市的数据进行检验(13),实证结果见表5。
国内城市组合的相对价格差异的波动随着时间趋势Trend的推移而显著下降,这与表1分析的结果基本吻合。Trend与Border的交叉项的系数为负值表明城市边界效应每年减少0.2%,且通过显著性水平为1%的t检验。相比Parsley and Wei(2001)计算的美国和日本边界效应每年减少0.4%的结果,中国的边界效应下降速度较慢。观察随着时间Trend发生变化的经济变量的系数,Border的系数随着时间逐渐减少,而Ln(dis)的系数则在增加。
(四)稳健性检验
为了检验回归结果的稳健性,我们在方程中加入市场化程度(State)和政府干预(Gov)进行重新估计。模型8和模型9在模型4的基础上逐次增加控制变量State和Gov,模型10在模型9的基础上增加Trend变量和两个Trend交叉变量:一个是Trend与Border的交叉变量,一个是Trend与Ln(dis)的交叉变量。表6报告了稳健性检验的结果。除了系数估计值的大小以外,Border和ZZ的符号和显著性非常一致,加入控制变量后边界效应明显下降,而边界效应随着时间趋势Trend的推移呈下降趋势,从新加入的控制变量来看,State的系数在模型8中显著为正。在加入Gov后,State的系数不再显著,但系数的符号仍保持不变。而Gov的系数在模型9和模型10中都显著为正。对State和Gov的估计结果表明,两地之间的市场化程度越低、政府干预越严重,则两地的价格波动程度越大,基本符合理论预期。模型的实证结果具有稳健性。
六、小结与进一步的研究方向
本文利用国内两个具有代表性的区域一体化(长三角和珠三角)25个城市的价格面板数据,估算了六大商品的国内城市价格差异的波动性,构建了一个包括异质效应的基本模型来估计中国城市的边界效应,并对边界效应的时间趋势进行了分析。结果表明:考虑异质效应后有效降低不同地区价格分布差异的干扰,修正后的中国城市边界效应为66384千米,且每年以0.2%的速度呈下降趋势,行政边界对边界效应的影响较大。估计的结果具有稳健性。
本文的价值在于:利用长三角和珠三角25个城市的价格数据估计了中国城市边界效应的大小和时间变化趋势,并修正了区域异质效应对结果所造成的偏差。由于篇幅的限制,我们并没有探讨边界效应与经济增长的关系。事实上,边界效应的存在会通过阻碍区域之间的贸易流量,进而对区域的经济增长起到重要影响。下一步,我们将进一步把研究范围拓展到全国,对省际边界与省区经济增长做出更深入的探讨。
本文在第十一届中国经济学年会论文基础上修改而成,感谢舒元教授、王曦教授、徐现祥教授、豆建民教授、张学良副教授和鲁晓东博士等专家和学者对本文的精彩评论与意见。
注释:
①长三角16个城市为上海、南京、苏州、无锡、常州、镇江、南通、扬州、泰州、杭州、宁波、嘉兴、湖州、绍兴、舟山、台州;珠三角9个城市为广州、深圳、珠海、佛山、江门、东莞、中山、惠州、肇庆。
②正如匿名审稿人指出的,文献度量边界效应存在两种结果:“倍数”和“千米”。在度量地区间边界效应程度时选择不同的模型和计量方法,其结果是不一致的。一些学者采用贸易引力模型,在模型中设置边界的虚拟变量,其系数反映的是由于存在边界导致的内部贸易量是对外贸易量的倍数,所以以倍数形式反映边界效应(McCallum,1995; Wolf,2000)。而另一些学者基于一价定律构建了两地间的价格差异指数衡量边界效应,被解释变量是相对价格变动的标准差而不是双边贸易流量,若两地存在边界效应,由边界效应带来的贸易成本增量从数值上相当于在两地地理距离之间增加了一定的贸易距离,因此采用“公里”衡量边界效应。本文的理论基础是一价定律,这里的边界效应均以“千米”来表示。
③这里的贸易成本包括运输成本(与运输距离正相关)、关税以及其他可能阻碍商品贸易的行政障碍。
⑥在计算相对价格的标准差时,最合适的数据是商品零售价格分类指数,桂琦寒等(2006)的研究就使用了这一数据。然而,完整的商品零售价格分类指数只统计到省级层面,几乎没有市级层面的数据。因此我们只好选择与此近似的居民消费价格分类指数,并挑选了其中六类流通性较强的商品指数进行计算,Engel and Rogers(1996)以及赵永亮和刘德学(2007)采用的也是类似的处理方法。
⑦Engel and Rogers(1996)、Parsley and Wei(1996,2001,2002)在回归方程的被解释变量中均采用了两种形式。
⑧举例来说,某一时期i、j两地的粮食市场发生的价格变动,可以分解为两个部分:第一部分仅与粮食商品自身的某些特性有关,例如,粮食的供给比较容易受到自然条件的影响,因而波动较大;第二部分与商品无关,与i、j两地特殊的市场环境或其他随机因素有关(比如,i地受灾后粮价大幅上涨,或是贸易壁垒加强)。没有消除第一类因素的影响即与其他商品的相对价格加总求标准差,计算值可能会高估由贸易壁垒形成的实际标准差值(桂琦寒等,2006)。
⑨1992年由上海等14个城市发起成立了长江三角洲十四城市协作办(委)主任联席会,1997年又进一步成立了更高级别的长江三角洲城市经济协调会。而珠三角也在1994年成立了由副省长担任组长的珠江三角洲经济区规划协调领导小组。
⑩我们认为,地方政府具有实施地方保护的冲动,一种保护的手段是通过财政支出对地方企业进行补贴,财政支出占比的高低衡量了地方政府实施干预的能力。而一个地区的市场化进程越低,则越有可能设置贸易上的壁垒。因此,政府干预程度越高、市场化程度越低,则两地之间的价格差异程度会越大。
(11)他们利用14个美国城市和9个加拿大城市的14种消费者商品数据,控制了名义汇率和异质效应后,Border的系数也是负数,边界效应为0。
(12)这个数据是根据Gorodnichenko and Tesar(2009)采用类似的方法估计的结果。
(13)为了与Parsley和Wei(2001)的估计结果作比较,我们暂时不加入虚拟变量ZZ。需要说明的是,我们这里只是关心边界效应的变化趋势,即Trend与Border交叉项的系数,而不是估计边界效应的大小,因此不加入ZZ不会对结论产生太大影响。