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会员注册内容提要：本文基于一价定律和我国的经济转型背景，针对城乡通胀的数据演化特征，设定内生性结构突变的平滑机制转移模型，以此检验我国城乡通胀的趋同性及其非线性调节特征，揭示我国城乡商品市场分割与整合的演化进程。结果表明：（1）我国城乡通胀差是在1994年发生结构变化的平稳过程，平稳性表明我国城乡通胀具有趋同性，城乡商品市场整体呈现一体化特征。（2）1994年前，我国城乡商品市场分割程度较大，城乡商品流通的非套利区间较宽，城乡通胀差向均衡的回调速度较快；1994年后，城乡商品流通的非套利区间较小，城乡商品市场整合程度进一步深化，城乡通胀差向均衡的回调速度较慢。（3）城乡商品流通的运输成本、信息成本和贸易壁垒等因素较好地解释了1994年后城乡通货膨胀的趋同演化。本文结果说明，城乡二元结构的逐步消除和我国近期所实施的推动城乡经济协调发展的政策，显著促进了城乡经济一体化。
关键词：城乡经济一体化，通货膨胀，二元结构，一价定律
作者简介：欧阳志刚，华东交通大学经济管理学院； 高凌云，中国社会科学院世界经济与政治研究所 。
一、引言
改革开放30多年，我国经济得到快速发展，但城乡二元结构和“三农”问题仍然制约着我国城乡经济的协调发展。统筹城乡发展，突破城乡二元结构，化解“三农”问题的核心是消除城乡之间的体制壁垒和市场分割、促进城乡市场整合、建立和完善城乡一体化市场经济。如果城乡市场实现一体化，城乡之间商品和要素能够自由流动，城乡商品的价格将会趋同，因此，基于城乡商品价格演化的信息可以准确判断城乡商品市场的一体化进程。从我国城乡商品价格的运行轨迹看，1994年前城市通胀率长期高于农村通胀率，1994年后城市通胀率由高于农村逐步转向低于农村。城乡通胀率的上述变化特征表明城乡商品价格具有趋同趋势，由此是否意味着我国城乡商品市场呈现一体化趋势？如何准确揭示城乡商品市场一体化进程的演变特征？哪些因素推动了我国城乡市场一体化的进程？准确回答上述问题对于我国制定和实施城乡经济协调发展的政策和措施，显然具有重要的理论和现实意义。本文以一价定律为基础，针对我国经济转型的现实背景，设定内生性结构突变的平滑机制转移模型扩展现有相关国际文献，基于估计和检验的结果将系统回答上述问题。
现有文献基于价格信息研究商品市场的整合或分割多数是基于一价定律，其基本含义是：在完善的市场经济下，如果不考虑运输成本、贸易壁垒和信息成本，商品套利机制将导致同种商品在不同国家通过汇率折算后的价格相等。一价定律运用在国内市场上，表现为国内市场的分割使同种商品在不同地区出现不同价格，但是市场的力量将使商品市场趋向整合，商品价格将趋同。从计量经济学的角度看，如果一价定律成立，则同种商品在不同地区的价差为平稳的随机过程，反之，商品价差为非平稳单位根过程。因此，实证研究中，现有国际文献多数是基于经济背景和数据特征，选择适当的计量经济方法检验商品价差的平稳性，以此描述商品价差的调节特征和一价定律是否成立，并进而揭示商品市场一体化。Parsley & Wei（1996）对美国商品价格的面板单位根研究表明，城市间商品价格波动符合一价定律，且向一价定律收敛的速度显著快于国家间价格收敛的速度。Cecchetti et al.（2002）使用面板数据单位根检验方法，发现美国19个主要城市间价格指数向一价定律收敛速度很慢。Ceglowski（2003）对加拿大城市商品价格的变化进行研究，发现城市间商品价格变化向一价定律收敛，省际边界与城际距离合理地解释了城市间商品价格的差异。Koedijk et al.（2004）对欧洲国家的面板单位根检验发现，欧洲经济一体化进程加快了欧洲各国价格水平的趋同。Dreger & Kosfeld（2007）的研究表明，德国东、西部与城、乡间的市场分割导致地区间商品价格不具有收敛性。
上述文献基于一价定律的检验都隐含着一个基本假定：商品套利过程中不存在市场摩擦，套利行为将导致同种商品在异地同价，但实际经济中，同种商品在不同市场的价格往往存在持续差异。这一现象明显背离了一价定律的基本结论，由此也隐含着现实中的商品市场并非完全一体化，而是存在一定程度的分割。基于这一事实，许多经济学家着手改进一价定律，在一价定律中引入交易成本，认为由于市场摩擦产生的交易成本导致商品价格持续偏离一价定律（Parsley & Wei，1996），其中代表性的理论是冰川（iceberg）模型。该模型认为，由于存在交易成本，所以两地的价格最终不可能完全相等，而是在一个区间内上下波动。当两地价格超过这一区间时，商品套利的收益大于交易成本，商品套利有利可图，两地商品价格向一价定律调整，商品市场趋于一体化；当两地价差位于该区间内，商品套利无利可图，两地商品价差在区间内随机游走。从冰川模型可知，两地商品价格持续出现差异并不意味着必然否定一价定律，关键在于价差是否持续偏离非套利区间。基于这一思想，Wu & Lee（2009）使用非线性面板单位根检验方法研究了两组工业化国家的实际汇率的非线性调节过程，发现在每一组工业化国家中大约有一半国家的实际汇率向一价定律的调节过程是非线性的。O’Connell & Wei（2002）进一步扩展了冰川模型，认为由市场摩擦产生的交易成本不仅来自运输成本、贸易壁垒等，还包括两地技术水平差异和消费者偏好差异。O’Connell & Wei（2002）使用美国24个城市的商品价格数据检验了一价定律。
对我国的研究中，Young（2000）发现中国不同地区商品零售价格、农产品收购价格以及劳动生产率差异有扩大的趋势，中国区域经济倾向于分割。桂琦寒等（2006）利用商品零售价格指数，基于相对价格方差构造商品市场一体化的度量指标，发现中国国内市场的一体化程度总体上呈现上升趋势。范爱军等（2007）利用国内商品零售价格指数测度了市场分割程度，发现商品市场一体化的程度提高。张雪春（2010）的研究表明，一价定律在中国城乡商品市场成立，影响中国城乡价差的主要因素是城乡商品流通的运输成本、贸易壁垒和信息成本等因素。Fan & Wei（2006a，2006b）对中国36个城市的面板数据单位根检验表明，中国商品价差向一价定律收敛，且收敛的速度比美国和加拿大要快，同时他们还发现大多数城市间的价差具有非线性均值回复特征。
容易看出，现有文献主要是对我国不同地区商品价格是否趋同展开研究，对于城乡商品价格趋同的研究，在我国还是一个相对薄弱的领域。另一方面，国内现有文献对不同市场商品价格趋同检验的模型设定基本都是直接引用国际文献，而在将国际文献最新方法与我国经济体制改革背景和数据特征相结合方面还存在明显的不足。基于此，本文根据一价定律和冰川模型，针对我国城乡商品市场改革发展的背景和城乡通胀率的数据演变特征，首次构建内生性结构突变的ESTAR模型，研究我国城乡通胀趋同演化及其非线性调节特征，并进而揭示城乡商品市场的一体化进程。
二、我国城乡通货膨胀的趋同演化特征及检验模型的设定
（一）我国城乡通货膨胀趋同的演化特征
如果在城乡商品市场上相对一价定律成立，则城乡商品价格不仅趋同，而且城乡商品通胀率也应呈现趋同趋势。本文使用城乡居民消费价格指数（CPI）差（CI）的变化刻画了城乡通胀的趋同与分离的演化。1978－2010年城市居民与农村居民消费价格指数之差的数据见图1：①
从图1中可以看出，随着我国改革开放和城乡一体化的逐步推进，城乡价格指数发生了明显的变化。2001年我国加入WTO是城乡通胀差的分界线，1978－2000年间，除1984、1989、1990和1995外，农村CPI都低于城市CPI。1994年后，城市通胀率开始稳步靠近农村通胀率，从2001年开始，我国农村CPI每年都大于城市CPI。形成农村商品价格的上涨速度在改革初期低于城市，近期高于城市这种运行特征的原因包含多个方面。首先，我国经济体制改革虽然自农村开始，但很快转向以城市为重点，并长期相对忽视农村，同时我国的工农价格“剪刀差”也长期伴随着这一进程，由此导致我国改革初期农产品价格以及农村商品价格长期低于城市价格和全国平均价格。近年来，随着我国经济的快速发展，我国政府开始注重解决三农问题，大力实施推动城乡一体化的政策。城镇化过程逐步推进，城乡间商品流通更加频繁，城乡市场的融合更为紧密，这就使得城乡间的商品价格差异逐渐缩小。农村的物价上涨速度在近期超过城市正是弥补长期以来存在的城乡商品价差的客观表现，由此形成近年来农村居民消费价格指数高于城市的现象。其次，我国政府的财政投入长期倾向城市，相对忽视农村，导致农村基础设施相对薄弱，城乡商品的流通成本高企。与此同时，农村不能生产绝大部分工业品，特别是经济落后的农村的工业商品都要从城市地区的批发市场运输到农村的集贸市场。这样，近期农村市场上许多商品的成本中包含的高运输成本就导致农村价格上涨速度高于城市。再次，当前农村商品市场不完善、不规范，市场竞争不充分，且农村居民居住地分散，村镇中的商家和商品数量较小。农村市场的这种分散小规模的经营实体形不成规模优势，导致农村商品价格上升速度较快。最后，一些政策性的因素，例如医疗、教育服务标准的提高也可能导致农村商品价格的快速上涨，从实际看，2001－2009年农村医疗保健和个人用品价格的同比上涨速度都明显高于城市。
从城乡通胀差的波动特征看，1994年以前城乡通胀差的波动性明显较大，而1994年后城乡通胀差的波动性相对较小。形成改革初期城乡通胀差波动性较大的主要原因是上世纪90年代中期以前，我国市场机制尚未建立，由政府主导的经济体制改革的不成熟政策操作导致的。例如，1980年高通胀的主要原因是当时急于摆脱文革后的经济增长停滞，短期内固定资产投资、财政赤字、货币供给同时剧增，导致物价迅速上涨。为控制物价，政府采取了压缩基础设施建设、紧缩银根和物价管制等方法进行调控，通胀率在1981年迅速回落。1988年的高通胀是由于价格改革“闯关”，生产资料价格计划内和计划外并轨，加上同时放开粮食等生活必需品价格，导致物价上涨过快。为压低物价，政府不得不随后停止价格改革“闯关”，紧缩财政和信贷，通胀率随后快速下滑。城乡通胀率的这种大幅度波动特征体现了我国改革初期经济中“一放就乱，一抓就死”的怪圈。城乡通胀率在这一时期的大幅度波动也形成了城乡通胀差的较大波动性。上世纪90年代中期后，我国市场机制开始建立并逐步完善，商品市场的价格主要以市场调控为主，政府行政调控所起到的作用相对下降，形成这一时期城乡通胀率的波动性相对以前明显下降。
总之，改革开放初期，城市价格指数高于农村，说明城市价格上升的速度超过了农村，城乡价格水平差异在扩大。随着城乡一体化逐步的推进和农村收入达到一定水平，2001年后出现了农村价格指数高于城市的情况，农村价格上升速度快于城市，城乡价格差异在缩小。我国改革开放以来城乡价格指数的这种演化特征反映了我国城乡商品市场一体化的进程，隐含着城乡价格水平趋同，一价定律在我国城乡市场成立。另外，从城乡价格指数差的调节特征看，1994年前向“零线”回复的速度较快，例如，1985年的城乡通胀率差为4.5，随即在1986年快速回复至0.9。1994年以后城乡通胀差具有较长期的持续性，向“零线”回复的速度较慢。例如，1996年城市价格指数比农村价格指数高0.6，此后一直偏高直至2000年。以上的数据变化特征可能意味着：改革初期，城乡经济发展差距较大，城乡市场分割程度较大，城乡商品流通的交易成本较高，从而导致城乡商品价格偏离一价定律的非套利区间较大，向一价定律回复的速度也较快。上世纪90年代中期后，随着我国社会主义市场经济的建立和逐步完善，城乡商品市场逐步融合，城乡商品流通的交易成本较低，非套利区间较小，向一价定律回复的速度也较慢。本文正是针对我国这种实际经济背景和数据特征而设定模型，以此研究我国城乡通胀的趋同性及其非线性调节特征。
（二）城乡通货膨胀趋同检验模型的设定
从现有文献看，用于度量商品价格趋同的数据包含两种类型：其一是使用单项商品的绝对价格数据，其二是使用商品加总价格指数。使用加总价格指数的优点是其涵盖了诸多商品和服务的价格信息，并且有丰富的政策含义，因为宏观经济政策的制定者往往更为关注总体通货膨胀，而非某种商品的价格波动。使用加总商品价格指数的缺点是其可能存在数据加总偏差，从而可能掩盖某些数据特征。相应地，使用单项商品绝对价格数据的优点是能够直接度量两地商品价差，缺点是涵盖的商品数量往往较少。本文目的是研究我国城乡通胀的趋同演化及其非线性调节特征，基于此揭示城乡商品市场分割与整合的进程，因此，相对于使用单项城乡商品绝对价格数据的研究，本文使用加总商品价格指数得出的结论具有更为丰富的政策含义。
前述一价定律表明，如果我国城乡商品市场呈现一体化特征，则我国城乡通胀呈现趋同趋势，城乡通胀差表现为平稳的随机过程。因此，检验城乡商品通胀差是否平稳可判断城乡商品市场是否具有一体化特征，基本的方法是对CI进行ADF平稳性检验：
检验CIt的平稳性即检验α2是否显著小于零。α2小于零表明CIt平稳，CIt具有向均衡回复（调节）的特征。α2等于零表明CIt为单位根，CIt不存在向均衡回复的特征。进一步，若CIt平稳，则模型（1）刻画的CIt向其均衡回复（调节）过程是线性的，但从图1的数据特征看，当城乡通胀率差绝对值较大时，其向“零线”附近回复的速度较快，由此意味着不同时期我国城乡通胀率向一价定律回复的速度显著不同，隐含着城乡通胀差向其均衡值的回复具有非线性特征。为此，本文参照Fan & Wei（2006a），使用指数平滑转移回归（ESTAR）模型刻画城乡通胀差的调节行为。模型（1）扩展为模型（2）：
这里，γ1为决定机制转移速度的光滑参数，CIt－1为阈值变量，c1为阈值（即CIt的均衡值）。根据ESTAR模型的性质，当阈值变量CIt－1=c1时，f（·）=0，模型（2）褪化为线性回归模型（1），此时称为低机制。当CIt－1偏离c1较大时，f（·）≈1，模型（2）转化为新的线性模型，此时称为高机制。高机制中CIt的平稳性由回归系数α2＋α3联合反映，若α2＋α3<0，则CIt为平稳过程。当CIt－1偏离c较小时，0
由冰川模型可知，城乡通胀差偏离一价定律存在一个非套利区间，在该区间内，城乡通胀差表现为随机游走（单位根），在该区间外，城乡通胀差表现为均值回复（平稳过程）。这一结论意味着存在一个CIt－1的取值区间（非套利区间），在该区间内应有α2＋α3f（·）=0，在该区间外则应有α2＋α3f（·）<0，而该区间的大小由α2＋α3f（·）=0所对应的CIt－1的取值区间确定。CIt的这种调节特征被称为局部（区间内）单位根，全局平稳。模型（2）的指数函数正好刻画了CIt的这种局部单位根，全局平稳的非线性特征。具体而言，指数函数的取值呈现“V”型特征，由此说明，当CIt－1偏离阈值较大时，城乡通胀差位于非套利区间外，f（·）的取值随着CIt－1对阈值偏离程度的增加而增大，CIt向均值回复速度也随之变快；当CIt－1偏离阈值较小，城乡通胀差位于非套利区间内，CIt为随机游走，不存在均值回复过程。显然，由指数函数刻画的CIt的这种向均值的非线性回复过程吻合了冰川模型，并与本文图1的数据特征基本一致。但进一步分析，我们还能发现，由模型（2）所刻画的非套利区间取决于α2＋α3f（·）=0所确定It－1的取值区间，由此意味着不同时期的非套利区间相同。而由经济理论可知，商品流通的非套利区间源于市场摩擦导致的商品套利过程的交易成本，它取决于商品的运输成本、市场进入壁垒而产生的成本。从我国城乡商品市场发展的背景看，改革初期典型的二元经济结构和二元体制，在城乡之间形成了资金、市场、技术、劳动力进入壁垒，这在很大程度上阻碍了生产要素和商品在城乡之间的流动。从冰川模型看，这一时期由市场摩擦导致的交易成本较高，隐含着非套利区间较宽。随着改革的逐步深入，我国从计划经济逐步向市场经济转型，阻碍城乡生产要素和商品流动的壁垒逐步“融化”，交易成本逐步降低，城乡商品的非套利区间相对较小。为揭示不同时期城乡商品非套利区间的差异，本文定义示性函数It∶It=0，t
（未完待续）
责任编辑：夏雨