中泰農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)一體化現(xiàn)狀與趨勢(shì)

中泰農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)一體化現(xiàn)狀與趨勢(shì)

一、促進(jìn)中泰農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)一體化的必要性農(nóng)業(yè)在中泰兩國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮著重要作用。2010年泰國(guó)農(nóng)業(yè)從業(yè)人口和農(nóng)業(yè)GDP占比分別為40.39%和10.17%,而我國(guó)不僅農(nóng)業(yè)從業(yè)人員比重較高,且有近7億的龐大農(nóng)業(yè)人口規(guī)模。如何發(fā)展農(nóng)業(yè)一直是兩國(guó)政府高度關(guān)注的問題。農(nóng)產(chǎn)品作為中國(guó)-東盟經(jīng)貿(mào)合作的重要組成部分,早在2002年中國(guó)-東盟自由貿(mào)易區(qū)建設(shè)伊始,農(nóng)產(chǎn)品就被列為首批相互關(guān)稅減讓的主要項(xiàng)目,如“零關(guān)稅計(jì)劃”(又稱“早期收獲”方案)(1)。著眼于近年來兩國(guó)間農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的快速發(fā)展趨勢(shì)(見圖1)和巨大潛力,中泰兩國(guó)政府在“零關(guān)稅計(jì)劃”框架下又進(jìn)一步簽署了《關(guān)于加速取消兩國(guó)蔬菜和水果關(guān)稅的協(xié)議》,為推動(dòng)中泰農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易起到了一定的推動(dòng)作用。2010年泰國(guó)對(duì)中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口占當(dāng)年?yáng)|盟對(duì)華農(nóng)產(chǎn)品出口總額的49.3%,中國(guó)對(duì)泰國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品出口亦占中國(guó)對(duì)東盟農(nóng)產(chǎn)品出口總額的17.6%。中泰之間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易業(yè)已成為中國(guó)-東盟農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易最重要的組成部分。更重要的是,農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易壁壘的下降,市場(chǎng)一體化程度的提高有利于兩國(guó)發(fā)揮各自農(nóng)業(yè)比較優(yōu)勢(shì),實(shí)現(xiàn)合理分工和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化,增進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力(Kitwiwattanachaietal,2010)。因此,促進(jìn)中泰農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)一體化之于兩國(guó)均具有重要的現(xiàn)實(shí)意義?；趪?guó)際經(jīng)驗(yàn),農(nóng)業(yè)是一個(gè)弱質(zhì)產(chǎn)業(yè),生產(chǎn)周期長(zhǎng),受自然因素影響大,政府干預(yù)(補(bǔ)貼)多,農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)一體化往往困難重重。那么,中泰農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)一體化程度如何?2002年中國(guó)-東盟自由貿(mào)易區(qū)建設(shè)以來,其一體化程度是提高了還是下降了?近年來,學(xué)術(shù)界從貿(mào)易的角度對(duì)中泰農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)一體化展開了較為集中的研究:一是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易關(guān)系,即“互補(bǔ)性”與“競(jìng)爭(zhēng)性”。自貿(mào)區(qū)建設(shè)之初,多數(shù)研究認(rèn)為中國(guó)-東盟農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易關(guān)系以互補(bǔ)性為主。孫林等(2003)認(rèn)為中國(guó)與泰國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)差別較大,泰國(guó)主要以熱帶農(nóng)產(chǎn)品為主,而我國(guó)主要農(nóng)產(chǎn)品出口集中于北方省區(qū),與泰國(guó)存在著顯著差異,因此農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)是互補(bǔ)的。黃蝶君等(2008)根據(jù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平G-L指數(shù)分析了中泰農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易情況,也得出了同樣的結(jié)論。隨著自貿(mào)區(qū)建設(shè)的推進(jìn),農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的競(jìng)爭(zhēng)性開始引起關(guān)注,尤其是自貿(mào)區(qū)之外的第三方市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)。第三方市場(chǎng)上,中泰農(nóng)產(chǎn)品出口市場(chǎng)的地理方向與結(jié)構(gòu)具有很高的相似性,并且表現(xiàn)出很高的趨同速度(呂玲麗,2006)。二是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效應(yīng)。Vinery(1950)指出自由貿(mào)易區(qū)的建立可對(duì)區(qū)域內(nèi)各成員國(guó)產(chǎn)生兩種貿(mào)易效應(yīng):一種是貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)(tradecreation),即自貿(mào)區(qū)的建立,一成員國(guó)生產(chǎn)成本高的產(chǎn)品將被另一成員國(guó)成本低的產(chǎn)品所替代,因而促進(jìn)了自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)成員國(guó)間更大貿(mào)易往來。李占衛(wèi)等(2004)實(shí)證表明,中國(guó)-東盟自由貿(mào)易區(qū)的確促使了中泰農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易量的快速增長(zhǎng),且貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)還比較大。另一種是貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)(tradediversion),即農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易從生產(chǎn)成本較低的非自貿(mào)區(qū)成員國(guó)轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)成本較高的自貿(mào)區(qū)成員國(guó)。Ahearneetal(2006)認(rèn)為由于中國(guó)-東盟自貿(mào)區(qū)是一個(gè)相對(duì)封閉的區(qū)域性組織,對(duì)自貿(mào)區(qū)以外的成員具有一定的排他性,各成員國(guó)之間相互削減關(guān)稅會(huì)阻礙非成員國(guó)農(nóng)產(chǎn)品的進(jìn)入。陳漢林等(2007)研究表明自貿(mào)區(qū)對(duì)中國(guó)既產(chǎn)生了貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng),又產(chǎn)生了貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng),但貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)小于貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。然而,農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易僅是衡量市場(chǎng)一體化的一個(gè)維度,盡管農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額呈現(xiàn)出逐年增加的態(tài)勢(shì),并不一定意味著農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)一體化程度的增進(jìn)。因?yàn)槌耸袌?chǎng)一體化程度的提高可以導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額的增加外,還有可能是由于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入水平提高等其他因素導(dǎo)致對(duì)雙邊農(nóng)產(chǎn)品需求增加所引致的結(jié)果。因此,僅從貿(mào)易的角度顯然無法全面度量中泰農(nóng)產(chǎn)品的市場(chǎng)一體化。價(jià)格作為市場(chǎng)一體化的綜合反映,本文將利用中泰50種主要農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易商品價(jià)格數(shù)據(jù)對(duì)兩國(guó)農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)一體化的程度進(jìn)行評(píng)估:一是基于農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格數(shù)據(jù)對(duì)兩國(guó)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格差異的描述;二是對(duì)兩國(guó)農(nóng)產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格是否收斂的判斷,如果相對(duì)價(jià)格是收斂的,說明中泰農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)趨于一體化,否則是分割的;三是中國(guó)-東盟自由貿(mào)易區(qū)的建設(shè)是否提高了兩國(guó)農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)一體化速度。二、相對(duì)價(jià)格pipj的水平市場(chǎng)一體化的測(cè)度方法是一個(gè)不斷探索完善的過程。一般認(rèn)為地區(qū)間貿(mào)易流量的變化可以直接反映地區(qū)間市場(chǎng)整合的狀況,且貿(mào)易流量的數(shù)據(jù)易于獲得,因此“貿(mào)易流量法”被首選作為市場(chǎng)一體化的測(cè)度方法。Naughton(1999)和Poncet(2002)以中國(guó)省際間的貿(mào)易流數(shù)據(jù),利用“貿(mào)易流法”對(duì)中國(guó)市場(chǎng)分割情況進(jìn)行了考察。但是,盡管貿(mào)易數(shù)據(jù)容易獲取,這一方法存在較為明顯的缺陷:一是區(qū)域間貿(mào)易流量的變化不僅受兩地間市場(chǎng)整合度的影響,還會(huì)受到諸如規(guī)模經(jīng)濟(jì)、要素稟賦結(jié)構(gòu)等因素的影響。測(cè)度過程中,如果不能很好地控制這些影響因素,則可能導(dǎo)致結(jié)果的偏誤(EngelandRogers,1998;Xu,2002)。二是商品間的替代彈性亦會(huì)對(duì)貿(mào)易流產(chǎn)生影響。在市場(chǎng)一體化程度不變的情況下,如果區(qū)域間商品的替代彈性較高,價(jià)格稍微變動(dòng),同樣會(huì)帶來貿(mào)易流的大幅波動(dòng)(ParsleyandWei,2001)。鑒于貿(mào)易流測(cè)度方法存在的問題,一些學(xué)者開始利用投入-產(chǎn)出表,從產(chǎn)出結(jié)構(gòu)、生產(chǎn)效率等“生產(chǎn)法”的角度衡量區(qū)域間市場(chǎng)整合程度,如Xu(2002),鄭毓盛、李崇高(2003)等。但是,由于利用投入-產(chǎn)出表的“生產(chǎn)法”難以產(chǎn)生一個(gè)具有一致性的反映區(qū)域市場(chǎng)整合程度的指標(biāo),不可能通過這樣的指標(biāo)與可能的解釋變量的數(shù)據(jù)相匹配,為深入的市場(chǎng)一體化測(cè)度奠定基礎(chǔ),因此其應(yīng)用受到較大局限(陸銘等,2002)。實(shí)際上,價(jià)格作為市場(chǎng)資源配置的有效杠桿和信號(hào),無論是商品生產(chǎn)效率高低還是貿(mào)易流量大小所反映的市場(chǎng)整合程度,最終都可以綜合地由商品市場(chǎng)價(jià)格信息所體現(xiàn)。較之“生產(chǎn)法”和“貿(mào)易法”,基于一價(jià)定律(lawofoneprice)的“價(jià)格法”能更直接、全面地反映出市場(chǎng)整合程度的全部信息(桂琦寒等,2006;張應(yīng)武,2012)。因此,“價(jià)格法”亦被認(rèn)為是相對(duì)“貿(mào)易流法”和“生產(chǎn)法”更適合衡量市場(chǎng)整合程度的有效方法(Young,2000)。一價(jià)定律表明,在完全競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)與貿(mào)易自由化的環(huán)境中,商品的套利機(jī)制將導(dǎo)致相同商品在不同國(guó)家通過匯率折算的價(jià)格相等。一國(guó)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的變動(dòng)會(huì)通過逐利行為傳導(dǎo)至另一國(guó),商品價(jià)格將會(huì)逐步趨同?，F(xiàn)實(shí)中,商品的套利并非處于完全的“真空”環(huán)境中,除交通運(yùn)輸成本會(huì)導(dǎo)致完全的一價(jià)無法實(shí)現(xiàn)外,套利過程中交易摩擦、信息不對(duì)稱等產(chǎn)生的交易成本亦會(huì)使一價(jià)定律失效。盡管如此,基于“冰川”成本模型(icebergcostmodel)修正的一價(jià)定律指出,雖然交易成本會(huì)使兩地區(qū)的價(jià)格最終不可能完全一致,但商品的價(jià)格波動(dòng)仍會(huì)具有較為顯著的關(guān)聯(lián)性,且其價(jià)格差為平穩(wěn)的隨機(jī)過程。即i地區(qū)的價(jià)格(Pi)與j地區(qū)的價(jià)格(Pj)可能出現(xiàn)或同時(shí)上升或同時(shí)下降或一升一降的情況。如果兩地區(qū)間市場(chǎng)是整合的,那么相對(duì)價(jià)格PiPj的比值是在一個(gè)區(qū)間內(nèi)上下波動(dòng)的。令“冰川”成本為每單位價(jià)格的一個(gè)固定比例c(0<c<1),那么套利形成的條件是當(dāng)Pi(1-c)>Pj或Pj(1-c)>Pi時(shí),才會(huì)有商品在兩地間的貿(mào)易,當(dāng)上述條件不成立時(shí),商品的相對(duì)價(jià)格PiPj將在無套利區(qū)間[1-c,11-c]內(nèi)波動(dòng)。所以,即使兩地之間市場(chǎng)完全整合,沒有套利壁壘,相對(duì)價(jià)格PiPj也不必等于1,而是在一定范圍內(nèi)。即使Pi與Pj變動(dòng)的方向或者變動(dòng)幅度不同,兩地區(qū)的市場(chǎng)仍有可能是整合的?；凇氨ā背杀灸Ｐ托拚囊粌r(jià)定律,多種計(jì)量方法被應(yīng)用到對(duì)區(qū)域間相對(duì)價(jià)格(PiPj)的檢驗(yàn),進(jìn)而從相對(duì)價(jià)格(PiPj)的變動(dòng)規(guī)律對(duì)市場(chǎng)一體化水平進(jìn)行測(cè)度。其中一種方法便是對(duì)相對(duì)價(jià)格(PiPj)的時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)(unitroottest),即:其中,εt為一隨機(jī)穩(wěn)定過程。若不能拒絕PiPj服從單位根運(yùn)動(dòng)的原假設(shè),則序列Pi,tPj,t為非平穩(wěn)隨機(jī)過程,意味著偶然的沖擊對(duì)區(qū)域間的相對(duì)價(jià)格將產(chǎn)生持續(xù)的影響,相對(duì)價(jià)格無法回到套利區(qū)間[1-c,11-c],呈發(fā)散趨勢(shì)。相反,拒絕單位根原假設(shè),則表明沖擊的影響只是暫時(shí)的,地區(qū)間的相對(duì)價(jià)格是收斂的,長(zhǎng)期來看相對(duì)價(jià)格會(huì)恢復(fù)到無套利區(qū)間[1-c,11-c]。此外,還可以據(jù)此計(jì)算出代表兩地區(qū)間相對(duì)價(jià)格收斂速度的半衰期ρ(ρ=-ln2ln(1+β))。半衰期ρ越短,表明兩地區(qū)間的套利活動(dòng)越活躍,相對(duì)價(jià)格恢復(fù)到無套利區(qū)間越迅速,市場(chǎng)一體化程度越高。第二種方法是由ParsleyandWei(1996,2001)提出的用兩地區(qū)間相對(duì)價(jià)格的方差Var(PiPj)的變動(dòng)衡量市場(chǎng)一體化程度。如果方差Var(PiPj)隨時(shí)間呈現(xiàn)出逐漸變窄的趨勢(shì),表明兩地區(qū)間相對(duì)價(jià)格波動(dòng)的范圍在縮小,“冰川”成本c在降低,[1-c,11-c]市場(chǎng)一體化程度在提高。具體實(shí)證方面,FrankelandRose(1996)檢驗(yàn)了二戰(zhàn)后150個(gè)國(guó)家45種產(chǎn)品的年度數(shù)據(jù)對(duì)一價(jià)定律的偏離程度,發(fā)現(xiàn)在這些國(guó)家,一價(jià)定律大約以每年15%的速率出現(xiàn)偏誤。EngelandRogers(1998)利用美國(guó)和加拿大的價(jià)格數(shù)據(jù)對(duì)一價(jià)定律偏離的原因進(jìn)行了分析,發(fā)現(xiàn)城市間的交通距離對(duì)一價(jià)定律的偏誤具有較強(qiáng)的解釋力。但是,在相同距離的條件下,一國(guó)內(nèi)部城市間的價(jià)格偏誤要遠(yuǎn)小于不同國(guó)家之間的偏誤,由此引發(fā)了Rodrik(2000)等對(duì)緣何國(guó)家邊界在國(guó)際經(jīng)濟(jì)一體化中會(huì)產(chǎn)生如此大負(fù)面影響的研究。在以O(shè)ECD國(guó)家內(nèi)部的價(jià)格波動(dòng)為對(duì)象的實(shí)證研究中,ParsleyandWei(1996)利用美國(guó)48個(gè)城市51種產(chǎn)品價(jià)格的面板數(shù)據(jù)估算了美國(guó)的價(jià)格收斂速率,與FrankelandRose(1996)的結(jié)論一致,他們也發(fā)現(xiàn)一國(guó)國(guó)內(nèi)城市間的價(jià)格收斂速率明顯快于國(guó)家間的收斂速率。Ceglowski(2003)利用加拿大25個(gè)城市45種重要消費(fèi)品的價(jià)格數(shù)據(jù)亦得出了相似的結(jié)論。20世紀(jì)90年代以俄羅斯、烏克蘭、中國(guó)為代表的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體成為關(guān)注的焦點(diǎn),市場(chǎng)一體化整合程度成為檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型是否成功的標(biāo)志之一,如KoenandDeMasi(1996)的研究。在以中國(guó)為對(duì)象的研究中,Young(2000)發(fā)現(xiàn)中國(guó)不同地區(qū)商品零售價(jià)格、農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格以及勞動(dòng)生產(chǎn)率差異有擴(kuò)大的趨勢(shì),中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)傾向于分割。Young的結(jié)論一經(jīng)提出便引起了學(xué)者們的質(zhì)疑,通過改進(jìn)的方法,并得出了相反的結(jié)論。國(guó)外學(xué)者,如FanandWei(2006a,2006b)對(duì)中國(guó)36個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)表明,中國(guó)商品價(jià)差向一價(jià)定律收斂,且收斂的速度比美國(guó)和加拿大要快,大多數(shù)城市間的價(jià)差具有非線性均值恢復(fù)的特征。國(guó)內(nèi)學(xué)者桂琦寒等(2006)利用商品零售價(jià)格指數(shù),基于相對(duì)價(jià)格方差構(gòu)造商品市場(chǎng)一體化的度量指標(biāo),發(fā)現(xiàn)中國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的一體化程度總體上呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。張雪春(2010)以中國(guó)城鄉(xiāng)商品市場(chǎng)為例,分析了中國(guó)城鄉(xiāng)商品市場(chǎng)分割現(xiàn)狀,發(fā)現(xiàn)一價(jià)定律在中國(guó)城鄉(xiāng)商品市場(chǎng)是成立的。三、中泰植物市場(chǎng)一體化的證明(一)樣本組成上的檢驗(yàn)本文實(shí)證檢驗(yàn)的相關(guān)數(shù)據(jù)全部來自聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織(FAO)提供的有關(guān)中泰兩國(guó)1991~2010年的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格數(shù)據(jù)。其中,中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品有114種,泰國(guó)農(nóng)產(chǎn)品有65種,根據(jù)樣本匹配和剔出價(jià)格缺失的數(shù)據(jù),最后得到了兩國(guó)20年50種同種農(nóng)產(chǎn)品作為市場(chǎng)一體化測(cè)度的對(duì)象。中泰兩國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中,這50種農(nóng)產(chǎn)品均占據(jù)較大比重,是兩國(guó)居民日常生活消費(fèi)的主要品種,能夠在較大程度上反映兩國(guó)農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)的總體情形。因此,在樣本組成上,本文實(shí)證檢驗(yàn)的數(shù)據(jù)實(shí)際是由2個(gè)國(guó)家、50種商品、20年組成的一個(gè)3維(m×n×t)的,數(shù)據(jù)總額為2000(2×50×20)的面板數(shù)據(jù)。其中,兩國(guó)在木薯產(chǎn)品上的價(jià)格差異最大,2001年中泰兩國(guó)木薯的價(jià)格差異更是達(dá)到40倍以上,20年間兩國(guó)木薯的價(jià)格差異平均值為22.11。從原始價(jià)格數(shù)據(jù)變動(dòng)的趨勢(shì)看,中泰兩國(guó)木薯價(jià)格差距呈收斂趨勢(shì)(如圖2所示),意味著兩國(guó)農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)一體化的程度在不斷提高。然而,由于這一原始價(jià)格數(shù)據(jù)的變化趨勢(shì)未考慮時(shí)序數(shù)據(jù)是否平穩(wěn),直接據(jù)此判斷易出現(xiàn)判誤。即便如此,僅憑一種農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格相對(duì)價(jià)格的收斂亦不能對(duì)整個(gè)中泰農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)一體化做出完全肯定的判斷。譬如,1991~2010年間,中泰綠咖啡的價(jià)格差異是50種農(nóng)產(chǎn)品中最小的,其相對(duì)價(jià)格之比的平均值為0.99,近乎完全一致(如圖3所示)。但是,從原始相對(duì)價(jià)格變化的線狀圖看,兩國(guó)綠咖啡的價(jià)格是發(fā)散的。而如果僅僅考察1991~2009年中泰兩國(guó)綠咖啡的相對(duì)價(jià)格,則這種趨勢(shì)又是收斂的?？梢?直接利用未考慮時(shí)序數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)的直觀線狀圖進(jìn)行判斷往往存在較大的偏誤。(二)中泰農(nóng)產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格的時(shí)間變化借鑒ParsleyandWei(2001)以相對(duì)價(jià)格方差Var(PiPj)判斷市場(chǎng)一體化的方法,如果相對(duì)價(jià)格方差Var(PiPj)隨時(shí)間推移變化趨于收縮,說明中泰兩國(guó)農(nóng)產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格波動(dòng)的范圍在縮小,意味著兩國(guó)農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)貿(mào)易的“冰川”成本c的下降,[1-c,11-c]市場(chǎng)一體化程度在加深。對(duì)三維面板數(shù)據(jù)而言,計(jì)算相對(duì)價(jià)格的方差主要有兩種形式。一種是固定商品h與觀測(cè)地點(diǎn)i、j,算出Var(PihPjh)在年度間變化的方差(EngelandRogers,1998),共計(jì)可以得到h×m×(m-1)2個(gè)Var(PihPjh)值。但是,根據(jù)這一方法得到的截面數(shù)據(jù)方差值犧牲了原始數(shù)據(jù)的時(shí)間維度,導(dǎo)致無法觀測(cè)數(shù)據(jù)隨時(shí)間的變動(dòng)特征,亦不可能對(duì)中泰農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)一體化是否深化做出判斷。另一種是固定時(shí)間t,算出中泰兩國(guó)在給定時(shí)期農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格變動(dòng)平均值的方差Var(PitPjt),共計(jì)可以得到20個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)。由于這一時(shí)序數(shù)據(jù)綜合了不同農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格信息,可以對(duì)不同農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)整合情況進(jìn)行判斷外,同時(shí)該時(shí)序數(shù)據(jù)亦包含了農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格變動(dòng)的時(shí)間趨勢(shì),可以從時(shí)序數(shù)據(jù)隨時(shí)間演進(jìn)的規(guī)律中對(duì)中泰農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)一體化整合的趨勢(shì)進(jìn)行判斷。由于農(nóng)產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格的計(jì)算方法亦有兩種:一種是直接用兩地的價(jià)格之比Phi,tPhj,t;一種是用價(jià)格之比的自然對(duì)數(shù)ln(Phi,tPhj,t)?？紤]到相對(duì)價(jià)格之比的對(duì)數(shù)形式不會(huì)隨因變量測(cè)度單位的變化而變化且還有助于降低數(shù)據(jù)的異方差和偏態(tài)性,基于上述分析,本文將采用兩國(guó)農(nóng)產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格之比取自然對(duì)數(shù)的時(shí)序方差法進(jìn)行計(jì)算,并得到20個(gè)中泰兩國(guó)農(nóng)產(chǎn)品時(shí)序的相對(duì)價(jià)格方差,如圖4所示。圖4顯示,1991~2010年中泰農(nóng)產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格的波動(dòng)經(jīng)歷了一個(gè)先放大后逐步收窄的過程?？傮w上,中泰農(nóng)產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格波動(dòng)呈現(xiàn)出收斂的態(tài)勢(shì),說明整體上中泰農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)的一體化程度在加深。而且1991~2010年中泰農(nóng)產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格最大波動(dòng)正好處于1997年,這與東南亞金融危機(jī)對(duì)整個(gè)東南亞地區(qū)所構(gòu)成的巨大沖擊莫不相關(guān)。隨后,沖擊所帶來的影響逐漸減弱。較為明顯的是,從2002年開始,中泰農(nóng)產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格波動(dòng)較之以前有了一個(gè)較大的降幅,并在隨后呈進(jìn)一步下降趨勢(shì)(2),這說明2002年中國(guó)-東盟自由貿(mào)易區(qū)的建設(shè),尤其是2004年中泰《關(guān)于加速取消兩國(guó)蔬菜和水果關(guān)稅協(xié)議》的實(shí)施,貿(mào)易的“冰川”成本得到明顯下降。進(jìn)一步地,為了驗(yàn)證相對(duì)價(jià)格方差的收斂是否具有規(guī)律性,還可以對(duì)數(shù)據(jù)集Var(Pi,tPj,t)進(jìn)行單位根ADF檢驗(yàn),檢驗(yàn)方程為:其中,s=1、2、……、K=1、2、……T。α表示非時(shí)變的商品差異性特征;γ表示方差數(shù)據(jù)集Var(Pi,tPj,t)滯后項(xiàng)的系數(shù),滯后階數(shù)根據(jù)CampbellandPerron(1991)的方法確定,最高取3期;εt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。經(jīng)檢驗(yàn),方程的最顯著滯后期K為0。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示,在5%的顯著水平上拒絕單位根的原假設(shè),接受時(shí)間序列Var(Pi,tPj,t)收斂的備選假設(shè),即中泰兩國(guó)間的農(nóng)產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格的方差隨著時(shí)間的推移在逐漸縮小,而不是一個(gè)穩(wěn)定的隨機(jī)過程。這一結(jié)果亦進(jìn)一步驗(yàn)證了圖4的直觀判斷,即1991~2010年中泰之間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易壁壘是逐步下降的,農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)一體化程度在逐步加深。為增強(qiáng)上述結(jié)果的穩(wěn)健性,本文將進(jìn)一步利用1991~2010年中泰50種農(nóng)產(chǎn)品所組成的面板數(shù)據(jù)集ln(Phi,tPhj,t)進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)(panelunitroot),具體方法與IPShin(Im,PesaranandShin,2003)的方法一致(3),檢驗(yàn)方程為:該方程的含義是對(duì)給定的農(nóng)產(chǎn)品逐一做ADF檢驗(yàn),再利用每個(gè)ADF檢驗(yàn)中的t值構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量tbar,而服從正態(tài)分布,將tbar的值與IPShin給出的臨界值做比較,以判斷該面板數(shù)據(jù)是否穩(wěn)定。經(jīng)檢驗(yàn),方程的最顯著滯后期為0,tbar值為-2.79,顯著性水平為0.0026,即在1%的顯著性水平上拒絕單位根的原假設(shè),表明1991~2010年中泰農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)一體化加深趨勢(shì)的確存在。(三)中泰農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)相對(duì)價(jià)格單位根檢驗(yàn)及其顯著模型FanandWei(2006a)首次以中國(guó)分類商品的面板型時(shí)間序列計(jì)算了中國(guó)市場(chǎng)一體化的半衰期ρ(ρ=-ln2ln(1+β))。所謂半衰期ρ,是指暫時(shí)性沖擊減至一半所經(jīng)歷的時(shí)間,半衰期ρ越短,市場(chǎng)一體化程度越高。為更準(zhǔn)確地反映中泰農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)一體化收斂速率,本文根據(jù)中泰1991~2010年50種農(nóng)產(chǎn)品面板型時(shí)間序列數(shù)據(jù),計(jì)算兩國(guó)農(nóng)產(chǎn)品收斂的半衰期。由于是將中泰農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)作為一個(gè)整體考察其一體化程度和趨勢(shì),而非對(duì)某個(gè)產(chǎn)品的單獨(dú)研究,因此可以借鑒方程(1),且(1)的設(shè)定并不需要考慮商品收斂系數(shù)的個(gè)體異質(zhì)性,即收斂系數(shù)即是方程(1)中的β。且如果β≥0,則表明中泰農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)的價(jià)格差異是不平穩(wěn)的,意味著相對(duì)價(jià)格呈現(xiàn)發(fā)散趨勢(shì),偶爾的價(jià)格沖擊會(huì)對(duì)地區(qū)之間相對(duì)價(jià)格產(chǎn)生持續(xù)性的發(fā)散影響;β≤0則表明中泰農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)的相對(duì)價(jià)格是收斂的,雖然暫時(shí)性的沖擊會(huì)導(dǎo)致相對(duì)價(jià)格的發(fā)散,但長(zhǎng)期看相對(duì)價(jià)格是收斂的。如表2所示,盡管中泰農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格收斂速率的半衰期1.4較長(zhǎng)(4),但與利用相對(duì)價(jià)格方差Var(PiPj)所得出的結(jié)論是一致的,總體上中泰農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)一體化程度仍是在逐步加深。盡管中泰總體農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)一體化是加深的,但