中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化現(xiàn)狀與趨勢

中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化現(xiàn)狀與趨勢

一、促進中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化的必要性農(nóng)業(yè)在中泰兩國的經(jīng)濟發(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注的問題。農(nóng)產(chǎn)品作為中國-東盟經(jīng)貿合作的重要組成部分,早在2002年中國-東盟自由貿易區(qū)建設伊始,農(nóng)產(chǎn)品就被列為首批相互關稅減讓的主要項目,如“零關稅計劃”(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“零關稅計劃”框架下又進一步簽署了《關于加速取消兩國蔬菜和水果關稅的協(xié)議》,為推動中泰農(nóng)產(chǎn)品貿易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)品貿易業(yè)已成為中國-東盟農(nóng)產(chǎn)品貿易最重要的組成部分。更重要的是,農(nóng)產(chǎn)品貿易壁壘的下降,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)結構的優(yōu)化,增進農(nóng)產(chǎn)品競爭力(Kitwiwattanachaietal,2010)。因此,促進中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化之于兩國均具有重要的現(xiàn)實意義。基于國際經(jīng)驗,農(nóng)業(yè)是一個弱質產(chǎn)業(yè),生產(chǎn)周期長,受自然因素影響大,政府干預(補貼)多,農(nóng)產(chǎn)品市場一體化往往困難重重。那么,中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化程度如何?2002年中國-東盟自由貿易區(qū)建設以來,其一體化程度是提高了還是下降了?近年來,學術界從貿易的角度對中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化展開了較為集中的研究:一是農(nóng)產(chǎn)品貿易關系,即“互補性”與“競爭性”。自貿區(qū)建設之初,多數(shù)研究認為中國-東盟農(nóng)產(chǎn)品貿易關系以互補性為主。孫林等(2003)認為中國與泰國的農(nóng)產(chǎn)品結構差別較大,泰國主要以熱帶農(nóng)產(chǎn)品為主,而我國主要農(nóng)產(chǎn)品出口集中于北方省區(qū),與泰國存在著顯著差異,因此農(nóng)產(chǎn)品貿易結構是互補的。黃蝶君等(2008)根據(jù)產(chǎn)業(yè)內貿易水平G-L指數(shù)分析了中泰農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內貿易情況,也得出了同樣的結論。隨著自貿區(qū)建設的推進,農(nóng)產(chǎn)品貿易的競爭性開始引起關注,尤其是自貿區(qū)之外的第三方市場競爭。第三方市場上,中泰農(nóng)產(chǎn)品出口市場的地理方向與結構具有很高的相似性,并且表現(xiàn)出很高的趨同速度(呂玲麗,2006)。二是農(nóng)產(chǎn)品貿易效應。Vinery(1950)指出自由貿易區(qū)的建立可對區(qū)域內各成員國產(chǎn)生兩種貿易效應:一種是貿易創(chuàng)造效應(tradecreation),即自貿區(qū)的建立,一成員國生產(chǎn)成本高的產(chǎn)品將被另一成員國成本低的產(chǎn)品所替代,因而促進了自由貿易區(qū)內成員國間更大貿易往來。李占衛(wèi)等(2004)實證表明,中國-東盟自由貿易區(qū)的確促使了中泰農(nóng)產(chǎn)品貿易量的快速增長,且貿易創(chuàng)造效應還比較大。另一種是貿易轉移效應(tradediversion),即農(nóng)產(chǎn)品貿易從生產(chǎn)成本較低的非自貿區(qū)成員國轉移到生產(chǎn)成本較高的自貿區(qū)成員國。Ahearneetal(2006)認為由于中國-東盟自貿區(qū)是一個相對封閉的區(qū)域性組織,對自貿區(qū)以外的成員具有一定的排他性,各成員國之間相互削減關稅會阻礙非成員國農(nóng)產(chǎn)品的進入。陳漢林等(2007)研究表明自貿區(qū)對中國既產(chǎn)生了貿易創(chuàng)造效應,又產(chǎn)生了貿易轉移效應,但貿易轉移效應小于貿易創(chuàng)造效應。然而,農(nóng)產(chǎn)品貿易僅是衡量市場一體化的一個維度,盡管農(nóng)產(chǎn)品貿易額呈現(xiàn)出逐年增加的態(tài)勢,并不一定意味著農(nóng)產(chǎn)品市場一體化程度的增進。因為除了市場一體化程度的提高可以導致農(nóng)產(chǎn)品貿易額的增加外,還有可能是由于經(jīng)濟增長、收入水平提高等其他因素導致對雙邊農(nóng)產(chǎn)品需求增加所引致的結果。因此,僅從貿易的角度顯然無法全面度量中泰農(nóng)產(chǎn)品的市場一體化。價格作為市場一體化的綜合反映,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行評估:一是基于農(nóng)產(chǎn)品價格數(shù)據(jù)對兩國農(nóng)產(chǎn)品價格差異的描述;二是對兩國農(nóng)產(chǎn)品相對價格是否收斂的判斷,如果相對價格是收斂的,說明中泰農(nóng)產(chǎn)品市場趨于一體化,否則是分割的;三是中國-東盟自由貿易區(qū)的建設是否提高了兩國農(nóng)產(chǎn)品市場一體化速度。二、相對價格pipj的水平市場一體化的測度方法是一個不斷探索完善的過程。一般認為地區(qū)間貿易流量的變化可以直接反映地區(qū)間市場整合的狀況,且貿易流量的數(shù)據(jù)易于獲得,因此“貿易流量法”被首選作為市場一體化的測度方法。Naughton(1999)和Poncet(2002)以中國省際間的貿易流數(shù)據(jù),利用“貿易流法”對中國市場分割情況進行了考察。但是,盡管貿易數(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、要素稟賦結構等因素的影響。測度過程中,如果不能很好地控制這些影響因素,則可能導致結果的偏誤(EngelandRogers,1998;Xu,2002)。二是商品間的替代彈性亦會對貿易流產(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,同樣會帶來貿易流的大幅波動(ParsleyandWei,2001)。鑒于貿易流測度方法存在的問題,一些學者開始利用投入-產(chǎn)出表,從產(chǎn)出結構、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,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)生一個具有一致性的反映區(qū)域市場整合程度的指標,不可能通過這樣的指標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,因此其應用受到較大局限(陸銘等,2002)。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(桂琦寒等,2006;張應武,2012)。因此,“價格法”亦被認為是相對“貿易流法”和“生產(chǎn)法”更適合衡量市場整合程度的有效方法(Young,2000)。一價定律表明,在完全競爭的市場結構與貿易自由化的環(huán)境中,商品的套利機制將導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)品價格的變動會通過逐利行為傳導至另一國,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PiPj的比值是在一個區(qū)間內上下波動的。令“冰川”成本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Pi(1-c)>Pj或Pj(1-c)>Pi時,才會有商品在兩地間的貿易,當上述條件不成立時,商品的相對價格PiPj將在無套利區(qū)間[1-c,11-c]內波動。所以,即使兩地之間市場完全整合,沒有套利壁壘,相對價格PiPj也不必等于1,而是在一定范圍內。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,多種計量方法被應用到對區(qū)域間相對價格(PiPj)的檢驗,進而從相對價格(PiPj)的變動規(guī)律對市場一體化水平進行測度。其中一種方法便是對相對價格(PiPj)的時間序列進行單位根檢驗(unitroottest),即:其中,εt為一隨機穩(wěn)定過程。若不能拒絕PiPj服從單位根運動的原假設,則序列Pi,tPj,t為非平穩(wěn)隨機過程,意味著偶然的沖擊對區(qū)域間的相對價格將產(chǎn)生持續(xù)的影響,相對價格無法回到套利區(qū)間[1-c,11-c],呈發(fā)散趨勢。相反,拒絕單位根原假設,則表明沖擊的影響只是暫時的,地區(qū)間的相對價格是收斂的,長期來看相對價格會恢復到無套利區(qū)間[1-c,11-c]。此外,還可以據(jù)此計算出代表兩地區(qū)間相對價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)間的套利活動越活躍,相對價格恢復到無套利區(qū)間越迅速,市場一體化程度越高。第二種方法是由ParsleyandWei(1996,2001)提出的用兩地區(qū)間相對價格的方差Var(PiPj)的變動衡量市場一體化程度。如果方差Var(PiPj)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,[1-c,11-c]市場一體化程度在提高。具體實證方面,FrankelandRose(1996)檢驗了二戰(zhàn)后150個國家45種產(chǎn)品的年度數(shù)據(jù)對一價定律的偏離程度,發(fā)現(xiàn)在這些國家,一價定律大約以每年15%的速率出現(xiàn)偏誤。EngelandRogers(1998)利用美國和加拿大的價格數(shù)據(jù)對一價定律偏離的原因進行了分析,發(fā)現(xiàn)城市間的交通距離對一價定律的偏誤具有較強的解釋力。但是,在相同距離的條件下,一國內部城市間的價格偏誤要遠小于不同國家之間的偏誤,由此引發(fā)了Rodrik(2000)等對緣何國家邊界在國際經(jīng)濟一體化中會產(chǎn)生如此大負面影響的研究。在以OECD國家內部的價格波動為對象的實證研究中,ParsleyandWei(1996)利用美國48個城市51種產(chǎn)品價格的面板數(shù)據(jù)估算了美國的價格收斂速率,與FrankelandRose(1996)的結論一致,他們也發(fā)現(xiàn)一國國內城市間的價格收斂速率明顯快于國家間的收斂速率。Ceglowski(2003)利用加拿大25個城市45種重要消費品的價格數(shù)據(jù)亦得出了相似的結論。20世紀90年代以俄羅斯、烏克蘭、中國為代表的轉型經(jīng)濟體成為關注的焦點,市場一體化整合程度成為檢驗經(jīng)濟轉型是否成功的標志之一,如KoenandDeMasi(1996)的研究。在以中國為對象的研究中,Young(2000)發(fā)現(xiàn)中國不同地區(qū)商品零售價格、農(nóng)產(chǎn)品收購價格以及勞動生產(chǎn)率差異有擴大的趨勢,中國區(qū)域經(jīng)濟傾向于分割。Young的結論一經(jīng)提出便引起了學者們的質疑,通過改進的方法,并得出了相反的結論。國外學者,如FanandWei(2006a,2006b)對中國36個城市的面板數(shù)據(jù)單位根檢驗表明,中國商品價差向一價定律收斂,且收斂的速度比美國和加拿大要快,大多數(shù)城市間的價差具有非線性均值恢復的特征。國內學者桂琦寒等(2006)利用商品零售價格指數(shù),基于相對價格方差構造商品市場一體化的度量指標,發(fā)現(xiàn)中國國內市場的一體化程度總體上呈現(xiàn)上升趨勢。張雪春(2010)以中國城鄉(xiāng)商品市場為例,分析了中國城鄉(xiāng)商品市場分割現(xiàn)狀,發(fā)現(xiàn)一價定律在中國城鄉(xiāng)商品市場是成立的。三、中泰植物市場一體化的證明(一)樣本組成上的檢驗本文實證檢驗的相關數(shù)據(jù)全部來自聯(lián)合國糧農(nóng)組織(FAO)提供的有關中泰兩國1991~2010年的農(nóng)產(chǎn)品價格數(shù)據(jù)。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。中泰兩國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中,這50種農(nóng)產(chǎn)品均占據(jù)較大比重,是兩國居民日常生活消費的主要品種,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,在樣本組成上,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)。其中,兩國在木薯產(chǎn)品上的價格差異最大,2001年中泰兩國木薯的價格差異更是達到40倍以上,20年間兩國木薯的價格差異平均值為22.11。從原始價格數(shù)據(jù)變動的趨勢看,中泰兩國木薯價格差距呈收斂趨勢(如圖2所示),意味著兩國農(nóng)產(chǎn)品市場一體化的程度在不斷提高。然而,由于這一原始價格數(shù)據(jù)的變化趨勢未考慮時序數(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)品價格相對價格的收斂亦不能對整個中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化做出完全肯定的判斷。譬如,1991~2010年間,中泰綠咖啡的價格差異是50種農(nóng)產(chǎn)品中最小的,其相對價格之比的平均值為0.99,近乎完全一致(如圖3所示)。但是,從原始相對價格變化的線狀圖看,兩國綠咖啡的價格是發(fā)散的。而如果僅僅考察1991~2009年中泰兩國綠咖啡的相對價格,則這種趨勢又是收斂的?？梢?直接利用未考慮時序數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)的直觀線狀圖進行判斷往往存在較大的偏誤。(二)中泰農(nóng)產(chǎn)品相對價格的時間變化借鑒ParsleyandWei(2001)以相對價格方差Var(PiPj)判斷市場一體化的方法,如果相對價格方差Var(PiPj)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)品市場貿易的“冰川”成本c的下降,[1-c,11-c]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。一種是固定商品h與觀測地點i、j,算出Var(PihPjh)在年度間變化的方差(EngelandRogers,1998),共計可以得到h×m×(m-1)2個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)的時間維度,導致無法觀測數(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(PitPjt),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)品市場整合情況進行判斷外,同時該時序數(shù)據(jù)亦包含了農(nóng)產(chǎn)品價格變動的時間趨勢,可以從時序數(shù)據(jù)隨時間演進的規(guī)律中對中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化整合的趨勢進行判斷。由于農(nóng)產(chǎn)品相對價格的計算方法亦有兩種:一種是直接用兩地的價格之比Phi,tPhj,t;一種是用價格之比的自然對數(shù)ln(Phi,tPhj,t)?？紤]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)的時序方差法進行計算,并得到20個中泰兩國農(nóng)產(chǎn)品時序的相對價格方差,如圖4所示。圖4顯示,1991~2010年中泰農(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?？傮w上,中泰農(nóng)產(chǎn)品相對價格波動呈現(xiàn)出收斂的態(tài)勢,說明整體上中泰農(nóng)產(chǎn)品市場的一體化程度在加深。而且1991~2010年中泰農(nóng)產(chǎn)品相對價格最大波動正好處于1997年,這與東南亞金融危機對整個東南亞地區(qū)所構成的巨大沖擊莫不相關。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)品相對價格波動較之以前有了一個較大的降幅,并在隨后呈進一步下降趨勢(2),這說明2002年中國-東盟自由貿易區(qū)的建設,尤其是2004年中泰《關于加速取消兩國蔬菜和水果關稅協(xié)議》的實施,貿易的“冰川”成本得到明顯下降。進一步地,為了驗證相對價格方差的收斂是否具有規(guī)律性,還可以對數(shù)據(jù)集Var(Pi,tPj,t)進行單位根ADF檢驗,檢驗方程為:其中,s=1、2、……、K=1、2、……T。α表示非時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為隨機擾動項。經(jīng)檢驗,方程的最顯著滯后期K為0。檢驗結果如表1所示,在5%的顯著水平上拒絕單位根的原假設,接受時間序列Var(Pi,tPj,t)收斂的備選假設,即中泰兩國間的農(nóng)產(chǎn)品相對價格的方差隨著時間的推移在逐漸縮小,而不是一個穩(wěn)定的隨機過程。這一結果亦進一步驗證了圖4的直觀判斷,即1991~2010年中泰之間的農(nóng)產(chǎn)品貿易壁壘是逐步下降的,農(nóng)產(chǎn)品市場一體化程度在逐步加深。為增強上述結果的穩(wěn)健性,本文將進一步利用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)進行面板單位根檢驗(panelunitroot),具體方法與IPShin(Im,PesaranandShin,2003)的方法一致(3),檢驗方程為:該方程的含義是對給定的農(nóng)產(chǎn)品逐一做ADF檢驗,再利用每個ADF檢驗中的t值構造統(tǒng)計量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,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,表明1991~2010年中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化加深趨勢的確存在。(三)中泰農(nóng)產(chǎn)品市場相對價格單位根檢驗及其顯著模型FanandWei(2006a)首次以中國分類商品的面板型時間序列計算了中國市場一體化的半衰期ρ(ρ=-ln2ln(1+β))。所謂半衰期ρ,是指暫時性沖擊減至一半所經(jīng)歷的時間,半衰期ρ越短,市場一體化程度越高。為更準確地反映中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化收斂速率,本文根據(jù)中泰1991~2010年50種農(nóng)產(chǎn)品面板型時間序列數(shù)據(jù),計算兩國農(nóng)產(chǎn)品收斂的半衰期。由于是將中泰農(nóng)產(chǎn)品市場作為一個整體考察其一體化程度和趨勢,而非對某個產(chǎn)品的單獨研究,因此可以借鑒方程(1),且(1)的設定并不需要考慮商品收斂系數(shù)的個體異質性,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)品市場的價格差異是不平穩(wěn)的,意味著相對價格呈現(xiàn)發(fā)散趨勢,偶爾的價格沖擊會對地區(qū)之間相對價格產(chǎn)生持續(xù)性的發(fā)散影響;β≤0則表明中泰農(nóng)產(chǎn)品市場的相對價格是收斂的,雖然暫時性的沖擊會導致相對價格的發(fā)散,但長期看相對價格是收斂的。如表2所示,盡管中泰農(nóng)產(chǎn)品價格收斂速率的半衰期1.4較長(4),但與利用相對價格方差Var(PiPj)所得出的結論是一致的,總體上中泰農(nóng)產(chǎn)品市場一體化程度仍是在逐步加深。盡管中泰總體農(nóng)產(chǎn)品市場一體化是加深的,但