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Domestic Market Fragmentation and Economic Growth in China 国内市场分割与中国经济增长 Sandra PONCET (March，2003) 目录 介绍 1、中国国内市场一体化 1.1、中国市场改革 1.2、中国市场一体化的文献回顾 2、实证方法和估计 2.1、实证方法 2.2、数据和基本模式 2.2.1、数据来源 2.2.2、基本统计 2.3、实证估计 3、市场一体化与经济增长 3.1、模型 3.2、方法问题 3.3、实证估计 4、结论 摘要：论文分析了国内市场分割与中国国内经济绩效之间的关系。论文分两个过程:第一，论文以Engel和Roger(1996)和近期Parsley和Wei（2001）扩展的方法为基础，估计了市场分割的一个省际水平指标。具体来说，论文集中分析价格差而不是经典文献中关注的贸易流动。他们认为，在统一经济中，跨区域间的价格扩散不必依靠市场的相对位置。文章运用了28个省的170个城市在1987-1997年间的7种农产品的三维月度价格数据集。在控制距离和市场特征两个因素之后，当位于不同省份边界的市场比位于省内市场间的价格差量大时，那么该省的市场统一性较差。第二，论文通过运用广义矩法（GMM）））和 因此获得了一个非套利约束： 只要价格偏差小于套利成本，价格偏差一定为零，在没有套利成本时可能为正也可能为负。本文就是通过在整个时期价格偏差的测算，研究边界效应对阻碍套利的重要性。文章运用中国市场发展的目的是研究省际边界所暗含的空间非连续性。因此除了考虑运输成本之外，还研究与边界相关的价格套利的障碍。文章的实证方法与边界效应文献相关。文献由Engel和Rogers(1996)所证实，他们在分析美国和加拿大城市的价格差时，发现价格变化在不同国家的两个城市比在相同国家相同距离的两个城市要大，边界效应衡量了与边界有关的贸易壁垒阻止价格套利的程度。因此在统一市场中，边界对相对价格偏差没有任何影响。 基本假设就是在不存在市场分割和市场间运输成本被控制的情况下，市场间相似产品的相对价格的偏差并不必然被他们各自的区域位置所影响。 2.2、数据和基本模式 2.2.1、数据来源 本文的研究依赖于1987年1月到1997年12月农业经济研究中心的非总体价格数据集。精确的说是中国28个省170个地区每10天报道的不同农产品的价格，价格是当期市场交易的平均价格。在给定的月份里，作者把月份价格作三种价格的平均值，本文没有计算青海省的边界效应。对每一个农产品而言，相对价格向量包含潜在的1986180个观察值（14365*11*12），由于本文研究的重点是价格套利，所以需要集中分析同类或非季节性物品（上述7中农产品），与以前研究不同的是，文章的数据覆盖每个省的几个市场的数据，与单一市场相比有所改进。170个地区如下所示: 2.2.2、基本统计 本文用物品在市场、时期的物品的价格，让t=1，2…M表示所计算的价格的月份和年份。本文定义价格差为：。文章计算的一阶差分（为了考虑潜在的非平稳性），用表示。用DLOP表示单一价格法则在s年时的偏离，它代替了市场分割的程度。 表1描述了7种农产品中每种产品的总的统计量而且涵盖了1987-1997整个期间的平均样本。第一栏报道了的标准差，第二栏报道了给定产品k，在场所i和j间相对价格变化的年偏差的均值。表中表达了省内和省份间的各个城市的偏差的平均值，单一价格偏离结果表明，对鸡蛋和羊肉类更大。这些产品在省内市场和省份间市场趋向于有最高的偏差，偏差存在于所研究各种产品样本中的每种产品。 表2表示不同年份价格差的总的统计，价格差在省内和省间似乎并没有随时间而消失。位于不同省份的的单一价格法则的平均偏差要比位于同一省份的市场价格偏差要大，省内和省间城市的定量配给随时间而持续。省内相对省际间偏差的比例强调了省际边界对相对偏差是很重要的，正如论文第一部分回顾的那样，这种演进与中国市场改革过程是一致的。省内和省份间的偏差在1988-1989期间比随后的任何两个时间段都要高，在1997年最明显。市场统一程度并没有随改革进程而有所改善。 表3表示每个省份边界的单一价格法则的平均偏差。论文报道了省内和省份间的城市间的平均偏差，在大多数省份，平均价格差省内比省份间的市场要低。 2.3、实证估计 本文的回归模型试图解释在s年物品k在给定的一对市场i和j的价格变化偏差。它进一步研究偏差在省份间比省内要大。 本文所估计的方程为： 由于特殊测量误差、季节性因素以及一些市场价格比平均价格更易于变化，允许相对价格偏差随不同市场而发生变化。是每个市场的年虚拟变量，对每对市场i和j的虚拟变量取值为 1。由于每年不同物品可能有不同程度的价格变动，