中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化的實證研究

中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化的實證研究

一、后自貿(mào)區(qū)時代的擴農(nóng)業(yè)在中泰兩國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮著重要作用。2010年泰國農(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)一直是兩國政府高度關(guān)注的問題。農(nóng)業(yè)作為中國-東盟經(jīng)貿(mào)合作的重要組成部分,早在2002年中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)(CAFTA)建設(shè)伊始,農(nóng)產(chǎn)品就被列為首批相互關(guān)稅減讓的主要項目,如“零關(guān)稅計劃”(又稱“早期收獲”方案)1。著眼于近年來兩國間農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的快速發(fā)展趨勢(見圖1)和巨大潛力,中泰兩國政府在“零關(guān)稅計劃”框架下又進(jìn)一步簽署了《關(guān)于加速取消兩國蔬菜和水果關(guān)稅的協(xié)議》,為推動中泰農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易快速發(fā)展起到了一定的推動作用。2010年泰國對中國農(nóng)產(chǎn)品出口占當(dāng)年東盟對華農(nóng)產(chǎn)品出口總額的49.3%,中國對泰國的農(nóng)產(chǎn)品出口亦占中國對東盟農(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-東盟農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易最重要的組成部分。更重要的是,中泰農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)的互補性較大,農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易壁壘的下降,市場一體化程度的提高有利于兩國發(fā)揮各自農(nóng)業(yè)比較優(yōu)勢,實現(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)品競爭力,帶動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此,促進(jìn)中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化之于兩國具有重要的現(xiàn)實意義。從中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化發(fā)展看,盡管中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化水平已有了一定的提升。但是,由于農(nóng)業(yè)是一個弱質(zhì)產(chǎn)業(yè),生產(chǎn)周期長,受自然因素影響大,政府的行政干預(yù)多,因此中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化仍困難重重。那么,橫亙在中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化之間的障礙具體包括哪些?其在多大程度上影響著中泰農(nóng)產(chǎn)品的市場一體化?顯然,對相關(guān)因素的分析是“后自貿(mào)區(qū)時代”擴大中泰農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易,深化農(nóng)業(yè)合作,不斷推進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品市場一體化的保證?；谙鄬r格法,本文利用中泰50種主要農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易商品價格數(shù)據(jù)對兩國農(nóng)產(chǎn)品市場一體化的程度進(jìn)行了評估,并基于一體化水平測度的結(jié)果,納入相關(guān)變量,利用1991—2010年20年的時序數(shù)據(jù)實證檢驗了中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化的影響因素,并對其原因進(jìn)行分析。二、中泰植物市場一體化的測定：相對價格法的角度(一)兩國市場整合程度的衡量市場一體化的測度方法是一個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”被首選作為市場一體化的測度方法。但是,盡管貿(mào)易數(shù)據(jù)容易獲取,這一方法卻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整合度的影響,還會受到諸如規(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。二是商品間的替代彈性亦會對貿(mào)易流產(chǎn)生影響。在市場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,價格稍微變動,同樣會帶來貿(mào)易流的大幅波動。鑒于貿(mào)易流測度方法存在的問題,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)域間市場整合程度。但是,由于利用投入-產(chǎn)出表的“生產(chǎn)法”難以產(chǎn)生一個具有一致性的反映區(qū)域市場整合程度的指標(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,為深入的市場一體化測度奠定基礎(chǔ),因此其應(yīng)用亦受到較大局限。實際上,價格作為市場資源配置的有效杠桿和信號,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整合程度,最終都可以綜合地由商品市場價格信息所體現(xiàn)。較之“生產(chǎn)法”和“貿(mào)易法”,基于一價定律(lawofoneprice)的“價格法”能更直接、全面地反映出市場整合程度的全部信息。因此,“價格法”被認(rèn)為是相對“貿(mào)易流法”和“生產(chǎn)法”更適合衡量市場整合程度的有效方法。一價定律表明,在完全競爭的市場結(jié)構(gòu)與貿(mào)易自由化的環(huán)境中,商品的套利機制將導(dǎo)致相同商品在不同國家通過匯率折算的價格相等。一國農(nóng)產(chǎn)品價格的變動會很輕易地通過逐利行為傳導(dǎo)至另一國,商品價格將會逐步趨同?，F(xiàn)實中,商品的套利并非處于完全的“真空”環(huán)境中,除交通運輸成本會導(dǎo)致完全的一價無法實現(xiàn)外,套利過程中交易摩擦、信息不對稱等產(chǎn)生的交易成本亦會使一價定律失效。盡管如此,基于“冰川”成本模型(icebergcostmodel)修正的一價定律指出,雖然交易成本會使兩地區(qū)的價格最終不可能完全一致,但商品的價格波動仍會具有較為顯著的關(guān)聯(lián)性,且其價格差為平穩(wěn)的隨機過程。即i地區(qū)的價格(Pi)與j地區(qū)的價格(Pj)可能出現(xiàn)或同時上升或同時下降或一升一降的情況。如果兩地區(qū)間市場是整合的,那么相對價格Pi/Pj的比值并不會超過一定的區(qū)間,而是在一個區(qū)間內(nèi)上下波動。令“冰川”成本的大小為每單位價格的一個固定比例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,才會有商品在兩地間的貿(mào)易,當(dāng)上述條件不成立時,商品的相對價格Pi/Pj將在無套利區(qū)間[1-c,1/1-c]內(nèi)波動。所以,即使兩地之間市場完全整合,沒有套利壁壘,相對價格Pi/Pj也不必等于1,而是在一定范圍內(nèi)。即使Pi與Pj變動的方向或者變動幅度不同,兩地區(qū)的市場仍有可能是整合的?；凇氨ā背杀灸Ｐ托拚囊粌r定律,ParsleyandWei提出了用兩地區(qū)間相對價格的方差Var(Pi/Pj)的變動衡量市場一體化程度。如果方差Var(Pi/Pj)隨時間呈現(xiàn)出逐漸變窄的趨勢,表明兩地區(qū)間相對價格波動的范圍在縮小,“冰川”成本c在降低,無套利區(qū)間[1-c,1/1-c]在收窄,兩地區(qū)間的貿(mào)易壁壘在逐步降低,市場一體化程度在提高。(二)中泰農(nóng)產(chǎn)品相對價格的時間演進(jìn)本文實證檢驗的相關(guān)數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國糧農(nóng)組織(FAO)提供的有關(guān)中泰兩國1991—2010年的農(nóng)產(chǎn)品價格數(shù)據(jù)2。其中,中國農(nóng)產(chǎn)品有114種,泰國農(nóng)產(chǎn)品有65種,根據(jù)樣本匹配和剔出價格缺失的數(shù)據(jù),最后得到了兩國20年50種同種農(nóng)產(chǎn)品作為市場一體化測度的對象。這50種農(nóng)產(chǎn)品在中泰農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中占據(jù)較大比重,是兩國居民日常生活消費的主要品種,如大米、香蕉、豬肉等,能夠在較大程度上反映兩國農(nóng)產(chǎn)品市場的總體情形。因此,樣本組成上,本文實證檢驗的數(shù)據(jù)實際是由2個國家、50種商品、20年組成的一個3維(m×n×t)的,數(shù)據(jù)總額為2000(2×50×20)的面板數(shù)據(jù)。借鑒ParsleyandWei以相對價格方差Var(Pi/Pj)判斷市場一體化的方法,如果相對價格方差Var(Pi/Pj)隨時間推移變化趨于收縮,說明中泰兩國農(nóng)產(chǎn)品相對價格波動的范圍在縮小,意味著兩國農(nóng)產(chǎn)品市場貿(mào)易的“冰川”成本c的下降,無套利區(qū)間[1-c,1/1-c]在收窄,兩國間農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易壁壘在削弱,市場一體化程度在加深。對三維面板數(shù)據(jù)而言,計算相對價格的方差主要有兩種形式。一是固定商品h與觀測地點i、j,算出Var(Phiih/Phjjh)在年度間變化的方差,最后共計可以得到h×m×(m-1)/2個Var(Phiih/Phjjh)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)的時間維度,導(dǎo)致無法觀測數(shù)據(jù)隨時間的變動特征,亦不可能對中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化是否深化做出判斷。另一種是固定時間t,算出中泰兩國在給定時期農(nóng)產(chǎn)品價格變動平均值的方差Var(Ptiit/Ptjjt),共計可以得到20個時間序列數(shù)據(jù)。由于這一時序數(shù)據(jù)綜合了不同農(nóng)產(chǎn)品的價格信息,可以對不同農(nóng)產(chǎn)品市場整合情況進(jìn)行判斷外,同時該時序數(shù)據(jù)還包含了農(nóng)產(chǎn)品價格變動的時間趨勢,可以從時序數(shù)據(jù)隨時間演進(jìn)的規(guī)律中對中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化整合的趨勢進(jìn)行判斷。農(nóng)產(chǎn)品相對價格的計算方法亦有兩種:一種是直接用兩國的價格之比Phi,ti,th/Phj,tj,th;一種是用價格之比的自然對數(shù)ln(Phi,t/Phj,tj,th)。考慮到相對價格之比的對數(shù)形式不會隨因變量測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,本文將采用兩國農(nóng)產(chǎn)品相對價格之比取自然對數(shù)的時序方差法進(jìn)行計算,即以每年50種農(nóng)產(chǎn)品相對價格為一組求出該組的方差,如此可以得到1991—2010年中泰兩國農(nóng)產(chǎn)品的20個時序相對價格方差,其隨時間變動的動態(tài)特征如圖2所示。1991—2010年的20年間,中泰農(nóng)產(chǎn)品相對價格的波動經(jīng)歷了一個先放大后逐步收窄的過程。1995—2002年中泰農(nóng)產(chǎn)品相對價格波動擴大,2004—2009年中泰農(nóng)產(chǎn)品相對價格波動收斂了。而且,1991—2010年中泰農(nóng)產(chǎn)品相對價格最大方差正好處于1997年,而這與東南亞金融危機對整個東南亞地區(qū)國民經(jīng)濟(jì)(包括農(nóng)業(yè))所構(gòu)成的巨大沖擊有關(guān),但隨后,沖擊所帶來的影響在逐漸減弱。較為明顯的是,從2002年開始,中泰農(nóng)產(chǎn)品相對價格波動較之以前有了一個較大的降幅,并在隨后呈進(jìn)一步下降趨勢3,這說明2002年中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)的建設(shè),尤其是2004年中泰《關(guān)于加速取消兩國蔬菜和水果關(guān)稅協(xié)議》的實施,極大地削減了中泰農(nóng)產(chǎn)品市場的貿(mào)易壁壘,貿(mào)易的“冰川”成本明顯下降。2010年農(nóng)產(chǎn)品相對價格方差的再度上升可能與國際金融危機的沖擊有關(guān)?？傮w上,中泰農(nóng)產(chǎn)品相對價格波動呈現(xiàn)收斂的態(tài)勢,說明整體上中泰農(nóng)產(chǎn)品市場的一體化程度在逐步加深。三、中泰植物市場一體化影響因素的證明(一)模型估計偏誤的基本過程引力模型是被廣泛應(yīng)用到雙邊貿(mào)易成本測度的一種方法,即以雙邊貿(mào)易額作為被解釋變量,納入可能對貿(mào)易額產(chǎn)生影響的變量作為解釋變量,通過基于引力模型變換的計量模型考察各變量對貿(mào)易成本影響的程度。其核心思想是,雙邊貿(mào)易流量與各自經(jīng)濟(jì)規(guī)模(GDP)成正比,與距離成反比,基本形態(tài)為:EXij=A×GOPi×GOPj/DISij其中,EXij為雙邊貿(mào)易額,以一國向另一國的出口額表示;A為常數(shù),DISij為經(jīng)濟(jì)體之間的物理距離;GDPi和GDPj分別表示經(jīng)濟(jì)體i和j的國內(nèi)生產(chǎn)總值。通過對引力模型的改進(jìn),在貿(mào)易成本的度量中,人均收入、匯率、是否屬于同一經(jīng)濟(jì)組織、是否具有共同語言、是否擁有共同邊界、人口等根據(jù)研究的需要被納入引力模型,研究這些變量對雙邊貿(mào)易成本的影響。考慮到傳統(tǒng)引力模型對價格因素和兩國商品替代彈性的忽視,AdersonandWincoop將價格指數(shù)引入模型,即:EXij=β0(GDPi)β1×(GDPj)β2×(tij)1-δ×Pδ?1iiδ-1×Pδ?1jjδ-1×ξij其中,tij為雙邊貿(mào)易成本因素,Pi、Pj為商品價格,β0、β1、β2為待估參數(shù),δ為兩國產(chǎn)品之間的替代彈性。盡管這一模型將多邊價格因素作為內(nèi)生變量,更好地構(gòu)建了貿(mào)易成本的“阻力因子”,大大降低了模型估計的偏誤,但在具體的估計過程中,對于兩國商品替代彈性δ的取值則有較大的隨意性,多數(shù)是以Hummels論文中的δ進(jìn)行替代,因而估計結(jié)果難免與實際具有一定的偏差。與傳統(tǒng)引力模型以貿(mào)易額作為被解釋變量不同,由于直接利用農(nóng)產(chǎn)品的相對價格作為市場一體化的測度變量,直接以價格變動趨勢衡量市場一體化水平,因此計量模型直接考慮了商品的價格因素并有效回避了兩國商品替代彈性問題,減少了人為隨意賦值的影響,因而對市場一體化影響因素的估測結(jié)果更為準(zhǔn)確。鑒于農(nóng)產(chǎn)品的特性以及中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化情況,本文的計量模型設(shè)置如下:Var(Ptiit/Ptjjt)=α+β1ln(Pgdpi)+β2ln(Pgdpj)+β3Ubri+β4Ubrj+β5Cafta+β6Tradei+β7Tradej+β8Ratei+β9RatejCafta為中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)建設(shè)的虛擬變量。2002年中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)建設(shè)啟動,農(nóng)產(chǎn)品被列為首批相互關(guān)稅減讓的主要項目,在“零關(guān)稅計劃”框架下中泰兩國又進(jìn)一步簽署了《關(guān)于加速取消兩國蔬菜和水果關(guān)稅的協(xié)議》,極大地促進(jìn)了兩國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易合作。那么自貿(mào)區(qū)建設(shè)的啟動究竟在多大程度上促進(jìn)了農(nóng)產(chǎn)品市場一體化,是否具有顯著的影響?這需要通過計量的檢驗。計量分析中,作為虛擬變量,1991—2002年Cafta取值為0,2002—2010年取值為1。Pgdpi和Pgdpj分別為中泰兩國的人均收入水平。從需求的角度看,國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、人口規(guī)模以及人均國內(nèi)生產(chǎn)總值均會對市場一體化產(chǎn)生影響。但是,由于人均國內(nèi)生產(chǎn)總值是國內(nèi)生產(chǎn)總值與人口的比值,具有高度的相關(guān)性,若在計量模型中同時納入這三個變量,極易導(dǎo)致多重共線性。況且,無論是GDP還是人口數(shù)量的變化,最終都將體現(xiàn)為人均收入水平所導(dǎo)致的需求變動的影響,因此僅納入人均國內(nèi)生產(chǎn)總值則既考慮了兩國GDP變化又考慮了兩國人口變化對市場一體化的影響。一般情況下,人均收入水平的提高會增加對農(nóng)產(chǎn)品需求尤其是產(chǎn)品消費的多樣化,進(jìn)而擴大雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額,縮小農(nóng)產(chǎn)品價格差異4。距離是影響農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的重要因素,空間距離越大則運輸成本越高,占據(jù)農(nóng)產(chǎn)品價格的主要部分,從而限制了各成員國之間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易往來。在空間距離不可改變的前提下,貿(mào)易成本更取決于農(nóng)產(chǎn)品交通運輸?shù)陌l(fā)達(dá)與否,因此交通基礎(chǔ)設(shè)施是影響市場一體化的重要變量?；A(chǔ)設(shè)施的衡量可以通過公路、鐵路、通信網(wǎng)絡(luò)等得以反映。同樣由于這些變量具有較高的相關(guān)性,若把這些變量同時納入計量分析,可能會出現(xiàn)多重共線性,影響估計結(jié)果。Ubri和Ubrj為兩國城市化率,作為經(jīng)濟(jì)的聚集體,城市化是集基礎(chǔ)設(shè)施、商貿(mào)、人流、物流和信息流于一身的綜合體現(xiàn),具有信息搜集匹配、討價還價的價格發(fā)現(xiàn)功能,將城市化納入分析變量則可以較好地克服公路、鐵路、通信網(wǎng)絡(luò)等交通基礎(chǔ)設(shè)施變量導(dǎo)致的多重共線性問題,同時又能較好地反映交通基礎(chǔ)設(shè)施對市場一體化的影響。但另一方面,城市化率的提高亦意味著農(nóng)產(chǎn)品自給自足的農(nóng)業(yè)人口減少,對農(nóng)產(chǎn)品需求的增加,可能會擴大兩國農(nóng)產(chǎn)品的價格差異。因此,城市化的影響究竟是更體現(xiàn)于信息搜集匹配和價格發(fā)現(xiàn)功能,還是需求的增加,需通過其檢驗系數(shù)的符號進(jìn)行判斷。國家整體經(jīng)濟(jì)開放度不僅會影響到國內(nèi)市場一體化,亦會影響國與國之間的市場融合。與封閉狀況相比,經(jīng)濟(jì)開放面對的市場需求更大,商品貿(mào)易有利于熨平國與國之間的價格差異,增進(jìn)市場一體化。因此,開放度(Trade)愈高,市場一體化的程度就越高。其中,Trade=進(jìn)出口總額國內(nèi)生產(chǎn)總值×100%Τrade=進(jìn)出口總額國內(nèi)生產(chǎn)總值×100%。理論上,中泰兩國開放度系數(shù)的符號應(yīng)均為-,即有利于縮小相對價格的方差。鑒于農(nóng)產(chǎn)品自然屬性決定了其生產(chǎn)周期較長,從達(dá)成交易至交易最終的完成往往要經(jīng)歷較長的時間跨度,出于規(guī)避風(fēng)險的考慮,貿(mào)易雙方對匯率(Rate)的變動會較為敏感。匯率的頻繁波動或不穩(wěn)定勢必會影響到貿(mào)易,進(jìn)而阻礙市場一體化。這里,本文分別以人民幣和泰銖對美元的年匯率的變動幅度作為解釋變量。(二)中泰農(nóng)產(chǎn)品相對價格差異的縮小本文各變量組成是一個跨度為20年的時序數(shù)列,因此采用的方法為最小二乘法(OLS)。為清楚顯示各變量對市場一體化的影響,這里采用逐步增加變量的方式列出檢驗結(jié)果,如表1所示。與理論分析一致,中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)建設(shè)(Cafta)的系數(shù)為-8.59,在10%的水平上顯著,說明自貿(mào)區(qū)建設(shè)的確加快了中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化進(jìn)程。方程(1)R2=0.1817說明相對自貿(mào)區(qū)建設(shè)之前,其能在18%的水平上解釋中泰農(nóng)產(chǎn)品市場的價格差異。兩國人均收入水平(Pgdp)方面,由于相對價格方差是對中泰兩國農(nóng)產(chǎn)品價格之比計算得到,因此中國人均收入水平(ln(Pgdpi))對中泰農(nóng)產(chǎn)品相對價格方差影響的系數(shù)為負(fù),即中國人均收入的提高,會縮小兩國農(nóng)產(chǎn)品相對價格方差。相反,泰國人均收入水平(ln(Pgdpj))的系數(shù)為正,即泰國人均收入的提高會擴大中泰農(nóng)產(chǎn)品相對價格的方差(如果被解釋變量為泰中農(nóng)產(chǎn)品相對價格的方差,則中國人均收入系數(shù)為正,而泰國人均收入系數(shù)為負(fù))。這意味著隨著兩國經(jīng)濟(jì)增長,人均收入水平的提高將有利促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品市場一體化的加深。城市化(Ubr)對農(nóng)產(chǎn)品市場一體化影響上,方程(3)顯示中國城市化(Ubri)的系數(shù)為正,說明隨著中國城市化水平的提升,會擴大兩國農(nóng)產(chǎn)品的價格差異,意味著中國城市化對中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化的影響更多地體現(xiàn)為需求的增加而非信息搜集匹配和價格發(fā)現(xiàn)功能。其原因可能在于中國城市化率的上升,一是農(nóng)業(yè)從業(yè)人口的減少,農(nóng)產(chǎn)品自給自足比例降低,對農(nóng)產(chǎn)品需求增加,進(jìn)而拉大了兩國農(nóng)產(chǎn)品價格差異;二是近年來中國偏向城市規(guī)模的擴張模式侵占了大量農(nóng)田,導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品耕種面積減少,拉大了兩國農(nóng)產(chǎn)品價格差異,湮沒了城市化的信息搜集匹配和價格發(fā)現(xiàn)的功能。泰國城市化的系數(shù)為正,說明泰國城市化率在集基礎(chǔ)設(shè)施、商貿(mào)、人流、物流和信息流的制度建設(shè)方面優(yōu)于中國,其城市化的綜合效應(yīng)有利于縮小中泰農(nóng)產(chǎn)品相對價格差異。兩國城市化影響的差異也說明當(dāng)前中國的城市化模式亟待轉(zhuǎn)型。方程(4)和(5)顯示,兩國經(jīng)濟(jì)開放度(Trade)越大,則兩國農(nóng)產(chǎn)品相對價格差異越小(如上所述,由于是采用的中泰農(nóng)產(chǎn)品相對價格之比,因此中國經(jīng)濟(jì)開放度的系數(shù)為負(fù),泰國經(jīng)濟(jì)開發(fā)度的系數(shù)為正),但泰國經(jīng)濟(jì)開發(fā)度的影響并不顯著,可能與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易在兩國對外貿(mào)易中所占比重不大有關(guān)。同樣,與理論預(yù)期一致,中泰兩國匯率的波動亦會對兩國農(nóng)產(chǎn)品市場一體化產(chǎn)生一定的影響,且匯率波動幅度越大(但不顯著),越不利于農(nóng)產(chǎn)品市場一體化。四、中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化的推進(jìn)路徑基于相對價格的市場一體化測度方法,本文利用中泰兩國50種主要農(nóng)產(chǎn)品價格數(shù)據(jù)對中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化進(jìn)行了測度。結(jié)果表明,自1991—2010年中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化在逐步加深,但進(jìn)程較為緩慢,一定程度上仍存在較為嚴(yán)重的市場分割?；趦蓢?0年時間序列數(shù)據(jù)的OLS計量分析表明,中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)建設(shè),尤其是兩國簽署的農(nóng)產(chǎn)品零關(guān)稅協(xié)議較為顯著地促進(jìn)了兩國的農(nóng)產(chǎn)品市場一體化。同樣,兩國人均收入水平的提高亦有利于農(nóng)產(chǎn)品的市場一體化,這