陳 飛，王 娟

（東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 數(shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)院；經(jīng)濟(jì)計(jì)量與預(yù)測(cè)研究中心，大連 116025）

0 引言

改革開放以來(lái)，在農(nóng)業(yè)幾次大規(guī)模戰(zhàn)略性結(jié)構(gòu)調(diào)整背景下，我國(guó)糧食生產(chǎn)的空間布局發(fā)生了根本性變化，主要糧食作物的生產(chǎn)開始由劣勢(shì)產(chǎn)區(qū)向優(yōu)勢(shì)產(chǎn)區(qū)轉(zhuǎn)移，并由分散生產(chǎn)模式向區(qū)域集中生產(chǎn)模式轉(zhuǎn)變。一方面，糧食生產(chǎn)的區(qū)域集中有利于發(fā)揮區(qū)域資源整合優(yōu)勢(shì)、自然地理?xiàng)l件優(yōu)勢(shì)和技術(shù)進(jìn)步優(yōu)勢(shì)，并提高國(guó)家整體糧食生產(chǎn)能力。另一方面，主產(chǎn)區(qū)和主銷區(qū)間糧食供需不平衡容易引發(fā)區(qū)域糧食價(jià)格的高頻率、大幅度波動(dòng)，進(jìn)而導(dǎo)致整體經(jīng)濟(jì)效率和農(nóng)民收入損失。逐步消除糧食市場(chǎng)的地方割據(jù)、建立全國(guó)統(tǒng)一的糧食市場(chǎng)體系，是解決這一矛盾的基礎(chǔ)和前提。因此，現(xiàn)階段測(cè)度我國(guó)糧食市場(chǎng)整合程度、市場(chǎng)間價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制，并分析市場(chǎng)整合的影響因素，能夠?yàn)檎贫ㄕ咄晟萍Z食市場(chǎng)體系提供經(jīng)驗(yàn)和理論支持，具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

隨著我國(guó)糧食生產(chǎn)的區(qū)域集中不斷加強(qiáng)，以及糧食市場(chǎng)體系的快速發(fā)展，區(qū)域糧食市場(chǎng)間的價(jià)格傳導(dǎo)過(guò)程更為復(fù)雜多變。因此，有必要對(duì)現(xiàn)階段我國(guó)糧食市場(chǎng)的空間整合程度，以及整合市場(chǎng)間的價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行更為細(xì)致的檢驗(yàn)和描述。

1 市場(chǎng)整合與非對(duì)稱價(jià)格響應(yīng)機(jī)制研究的理論框架

市場(chǎng)整合測(cè)定主要是通過(guò)考察市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)關(guān)系來(lái)進(jìn)行的，其研究方法大致分為四種：相關(guān)分析法、Ravallion模型法、協(xié)整分析法和對(duì)等邊界模型法。本文以協(xié)整分析方法為基礎(chǔ)，并考慮到市場(chǎng)價(jià)格對(duì)沖擊響應(yīng)的非對(duì)稱特征，利用Enders and Siklos（2001）提出的門限自回歸模型，構(gòu)建稻谷市場(chǎng)整合測(cè)度以及非對(duì)稱價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制研究的理論框架[1]。

1.1 測(cè)度市場(chǎng)整合的協(xié)整分析方法

協(xié)整分析方法建立在一價(jià)定律基礎(chǔ)之上。該理論假設(shè)如果市場(chǎng)是整合的，那么兩個(gè)市場(chǎng)間的價(jià)格差就等于兩市場(chǎng)間的交易成本。一個(gè)市場(chǎng)的價(jià)格變化將在一對(duì)一的基礎(chǔ)上向另一個(gè)市場(chǎng)傳播，經(jīng)過(guò)一段調(diào)整過(guò)程后，兩個(gè)市場(chǎng)價(jià)格序列會(huì)趨于長(zhǎng)期均衡關(guān)系。利用方程（1）描述兩市場(chǎng)價(jià)格序列間的影響關(guān)系：

其中，Pt為進(jìn)口地區(qū)商品價(jià)格，為出口地區(qū)商品價(jià)格，系數(shù)π0為交易成本，π1用來(lái)衡量?jī)r(jià)格傳遞效應(yīng)，且0＜π1＜1，ut為擾動(dòng)項(xiàng)。如果方程（1）滿足下列條件：①序列Pt和同階單整；②基于方程（1）估計(jì)的殘差序列平穩(wěn)。則該模型描述了兩變量之間的一種“長(zhǎng)期均衡”關(guān)系，即兩市場(chǎng)是整合的。上述檢驗(yàn)方法稱為擴(kuò)展的Engle和Granger檢驗(yàn)（簡(jiǎn)記為AEG檢驗(yàn)）。

但實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)一般是由“非均衡過(guò)程”組成，需要利用數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)非均衡過(guò)程來(lái)逼近長(zhǎng)期均衡關(guān)系。建立誤差修正模型（ECM），描述價(jià)格偏離向長(zhǎng)期均衡關(guān)系的趨同過(guò)程。

其中，ΔPt和分別是Pt和的一階差分，m和n為滯后階數(shù)，εt-1為方程（1）的殘差序列滯后值，稱為誤差修正項(xiàng)。如果兩市場(chǎng)間價(jià)格序列是協(xié)整的，那么εt-1的系數(shù)（稱為調(diào)整系數(shù)）為負(fù)且統(tǒng)計(jì)顯著。調(diào)整系數(shù)α1的絕對(duì)值越大，價(jià)格偏差向長(zhǎng)期均衡的調(diào)整速度越快。然而，這種調(diào)整過(guò)程是建立在價(jià)格調(diào)整機(jī)制為線性與對(duì)稱性假設(shè)基礎(chǔ)之上的，存在很多因素會(huì)造成市場(chǎng)價(jià)格調(diào)整過(guò)程的非對(duì)稱性。

1.2 基于價(jià)格非對(duì)稱響應(yīng)的協(xié)整分析模型

本文采用Balke and Fomby（1997）提出的兩階段方法來(lái)描述兩市場(chǎng)間價(jià)格序列的影響機(jī)制[2]。首先，基于市場(chǎng)價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制的線性和對(duì)稱性假設(shè)，利用Engle and Granger（1987）協(xié)整分析方法構(gòu)建市場(chǎng)間價(jià)格序列的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，給出兩市場(chǎng)間是否具有整合關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果[3]。然后，再假定價(jià)格之間存在非對(duì)稱沖擊響應(yīng)，并利用Enders and Siklos（2001）方法進(jìn)一步驗(yàn)證兩市場(chǎng)間價(jià)格的非對(duì)稱沖擊響應(yīng)機(jī)制。

與對(duì)稱協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒煌?，Enders and Siklos（2001）提出的門限自回歸（TAR）模型可用于非對(duì)稱調(diào)整過(guò)程檢驗(yàn)。TAR模型根據(jù)變量值大于或小于門限值（s），允許該變量顯示出不同情況的變化。模型的規(guī)范形式由式（3）和式（4）共同給出：

其中，εt為式（1）中的殘差序列，It為如下形式的示性函數(shù)：

其中，s為門限值，ηt為獨(dú)立同分布的擾動(dòng)項(xiàng)。式（3）和（4）的設(shè)定是假設(shè)價(jià)格調(diào)整速度取決于上期價(jià)格偏差與門限值的大小關(guān)系。若εt-1≥s，稱為正價(jià)格偏差，表示進(jìn)口地區(qū)價(jià)格高于由門限值所確定的長(zhǎng)期均衡值，價(jià)格調(diào)整速度為ρ1。若εt-1＜s，稱為正價(jià)格偏差，表示進(jìn)口地區(qū)價(jià)格低于長(zhǎng)期均衡值，價(jià)格調(diào)整速度為ρ2。

另外，方程（3）中的擾動(dòng)項(xiàng)ηt可能不是白噪聲，為保證其近似于白噪聲，Enders和Siklos在該方程中加入了Δεt的滯后項(xiàng)，方程（3）可改寫為：

其中，p為自回歸模型的滯后階數(shù)。方程（5）能夠保證擾動(dòng)項(xiàng)ηt不存在序列相關(guān)。

加入非對(duì)稱價(jià)格調(diào)整機(jī)制，則式（2）所示的誤差修正模型可改寫為：

根據(jù)門限值的取值不同，本文分兩種情況討論TAR模型的估計(jì)問(wèn)題。情況1：門限值等于零；情況2：門限值未知，其值由模型內(nèi)生確定。

情況1：s=0

非對(duì)稱協(xié)整檢驗(yàn)的基本步驟可表述為：第一，估計(jì)方程（1），并獲得殘差序列εt。第二，設(shè)定示性函數(shù)（4）中的s=0，并估計(jì)方程（3）。第三，構(gòu)造檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，分別為零假設(shè)：ρ1=0以及零假設(shè)：ρ2=0所對(duì)應(yīng)的t-統(tǒng)計(jì)量，記兩者中較大的為t-Max，較小的為t-Min1；聯(lián)合檢驗(yàn)：ρ1=ρ2=0所對(duì)應(yīng)的F-統(tǒng)計(jì)量。第四，將t-Max和F值分別與各自的臨界值進(jìn)行比較，如果t-Max統(tǒng)計(jì)量值小于其臨界值，或者F值大于其臨界值，表明存在非對(duì)稱協(xié)整關(guān)系。需要注意的是，只有當(dāng)ρ1和ρ2的系數(shù)均為負(fù)時(shí)，模型才是收斂的。根據(jù)Enders和Siklos的研究，當(dāng)模型收斂時(shí)F-統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)效果要優(yōu)于t-Max統(tǒng)計(jì)量。最后，對(duì)殘差進(jìn)行自相關(guān)診斷檢驗(yàn)，以確定εt的設(shè)定是否合理，如果殘差是自相關(guān)的，需要進(jìn)一步估計(jì)方程（5）。

情況2：s未知

在實(shí)際應(yīng)用中，直接設(shè)定門限值s=0可能會(huì)導(dǎo)致模型設(shè)定誤差，因此需要連同ρ1和ρ2一起估計(jì)門限值s。Chan（1993）給出了一種門限值估計(jì)方法，簡(jiǎn)單來(lái)說(shuō)，就是利用使得模型（3）的誤差平方和最小的那個(gè)特定殘差值εt作為門限值[4]。其具體過(guò)程可表述為，首先估計(jì)方程（1），將得到的殘差序列{εt}從小到大排列，并去掉最低和最高的15%個(gè)殘差。其次，假設(shè)剩余的70%個(gè)殘差都是可能的門限值s，針對(duì)每一個(gè)殘差分別估計(jì)方程（3），并獲得其誤差平方和，共獲得70%樣本數(shù)量的誤差平方和。然后取使得誤差平方和最小的殘差值εt為門限值。在得到門限值后，分析t-Max和F-統(tǒng)計(jì)量的過(guò)程與情況1相同。

2 我國(guó)稻谷市場(chǎng)整合程度及變動(dòng)特征分析

2.1 基于變異系數(shù)測(cè)度稻谷市場(chǎng)整合

描述市場(chǎng)整合程度的一種直觀方法是計(jì)算市場(chǎng)價(jià)格變異系數(shù)，該系數(shù)可用來(lái)衡量市場(chǎng)間價(jià)格的分散程度。變異系數(shù)的值越大表明市場(chǎng)整合程度越弱，反之，變異系數(shù)值的越小表明市場(chǎng)整合程度越強(qiáng)。其計(jì)算方法是用不同市場(chǎng)價(jià)格的標(biāo)準(zhǔn)差除以各個(gè)市場(chǎng)的平均價(jià)格，如果所有市場(chǎng)上的稻谷價(jià)格相同，標(biāo)準(zhǔn)差為零，那么變異系數(shù)值也為零，此時(shí)市場(chǎng)是完全整合的?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性及研究結(jié)果的代表性，本文選取20個(gè)省份市場(chǎng)作為研究對(duì)象，其中包括12個(gè)糧食主產(chǎn)區(qū)：河南、江蘇、江西、湖北、四川、安徽、黑龍江、吉林、遼寧、河南、山東和河北；4個(gè)糧食的主銷區(qū)：廣東、浙江、福建和海南；以及4個(gè)與糧食主產(chǎn)區(qū)地理位置臨近省份：廣西、云南、貴州和陜西。我國(guó)稻谷市場(chǎng)價(jià)格變異系數(shù)的變動(dòng)特征由圖1給出。

圖1 我國(guó)稻谷市場(chǎng)價(jià)格變異系數(shù)

總的來(lái)看，稻谷市場(chǎng)價(jià)格變異系數(shù)值呈現(xiàn)出持續(xù)下降的變動(dòng)趨勢(shì)，表明隨著經(jīng)濟(jì)體制改革和糧食市場(chǎng)體系的不斷完善，我國(guó)稻谷市場(chǎng)整合程度在逐漸增強(qiáng)。全部變動(dòng)過(guò)程大致可以劃分為三個(gè)階段：第一階段（1987～1991年）稻谷市場(chǎng)整合程度弱，價(jià)格變異系數(shù)均值約為0.228。在此階段，糧食經(jīng)營(yíng)多數(shù)由國(guó)營(yíng)部門所壟斷，多渠道經(jīng)營(yíng)部分剛剛開始起步，再加上地區(qū)封鎖和不利的交通運(yùn)輸環(huán)境，導(dǎo)致稻谷的區(qū)域流動(dòng)性差，各地區(qū)市場(chǎng)間稻谷價(jià)格的差異較大。第二階段（1992～2003年）稻谷市場(chǎng)整合程度有所增強(qiáng)，價(jià)格變異系數(shù)的平均值約為0.127。上世紀(jì)90年代初，在鄭州開辦第一個(gè)中央糧食批發(fā)市場(chǎng)以來(lái)，安徽、江西、湖北、吉林和黑龍江等糧食主產(chǎn)省的地方政府，也大體按照鄭州糧食批發(fā)市場(chǎng)的模式結(jié)合本地情況建立大米或糧油批發(fā)市場(chǎng)。這對(duì)打破地區(qū)間封鎖，完善市場(chǎng)運(yùn)行機(jī)制，搞活糧食流通，發(fā)揮宏觀調(diào)控職能，穩(wěn)定糧食市場(chǎng)價(jià)格起到了積極推動(dòng)作用。第三階段（2004～2012年）稻谷市場(chǎng)整合程度明顯增強(qiáng)，價(jià)格變異系數(shù)均值進(jìn)一步下降到0.085。這一方面歸因于我國(guó)糧食市場(chǎng)體系的完善和政府調(diào)控，另一方面也歸因于我國(guó)糧食物流設(shè)施建設(shè)取得了較大成績(jī)，主要包括糧食物流網(wǎng)絡(luò)建設(shè)、糧食運(yùn)輸方式改進(jìn)及糧食物流信息技術(shù)發(fā)展。

隨著各地區(qū)市場(chǎng)間稻谷價(jià)格波動(dòng)趨于穩(wěn)定，價(jià)格變異系數(shù)將逐漸降低，這作為市場(chǎng)整合程度提高的一個(gè)標(biāo)志是極具吸引力的一種解釋。然而Ravallion（1986）指出，如果不同市場(chǎng)價(jià)格是由獨(dú)立同分布的過(guò)程生成，那么僅從這種結(jié)果中無(wú)法推斷出各市場(chǎng)間是否真正具有內(nèi)在聯(lián)系[5]。因此，價(jià)格變異系數(shù)僅為我們提供了稻谷市場(chǎng)整合的概略性描述，為有效驗(yàn)證我國(guó)稻谷市場(chǎng)的整合程度，還需要單獨(dú)分析兩兩市場(chǎng)間的價(jià)格變動(dòng)規(guī)律。

2.2 基于協(xié)整分析法測(cè)度稻谷市場(chǎng)整合

為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)一步利用式（1）給出的AEG協(xié)整檢驗(yàn)方法，對(duì)我國(guó)20個(gè)省份稻谷市場(chǎng)的整合情況及變動(dòng)特征進(jìn)行研究。結(jié)合3.1節(jié)的分析結(jié)果，將整個(gè)樣本期間劃分為三個(gè)不同階段：1987～1991年、1992～2003年、2004～2012年。針對(duì)每一個(gè)樣本期間，分別以我國(guó)12個(gè)糧食主產(chǎn)省份為中心市場(chǎng)，通過(guò)考察中心市場(chǎng)稻谷價(jià)格變動(dòng)對(duì)其他市場(chǎng)價(jià)格的影響，進(jìn)而給出兩市場(chǎng)是否存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系（市場(chǎng)整合）的檢驗(yàn)結(jié)果，共進(jìn)行12×19=228組市場(chǎng)間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。三個(gè)樣本期間，則需要進(jìn)行228×3=684組協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。

表1 不同樣本期內(nèi)與中心市場(chǎng)整合的市場(chǎng)個(gè)數(shù)（顯著性水平為5%）

表1中協(xié)整檢驗(yàn)的匯總結(jié)果顯示，我國(guó)稻谷市場(chǎng)的整合程度在穩(wěn)步上升。其中，1987～1991年期間，整合的市場(chǎng)組數(shù)為56，約占市場(chǎng)組總數(shù)的24.6%；到1992～2003年期間，整合市場(chǎng)組的個(gè)數(shù)上升到88，約占總數(shù)的38.6%；2004～2012年期間，我國(guó)稻谷市場(chǎng)整合程度快速上升，整合市場(chǎng)組的個(gè)數(shù)增加到171，占市場(chǎng)組總數(shù)的3/4左右。上述結(jié)果與基于變異系數(shù)方法測(cè)度的稻谷市場(chǎng)整合情況相符。觀察每個(gè)中心市場(chǎng)和其他市場(chǎng)的整合情況，發(fā)現(xiàn)其變動(dòng)特征與全國(guó)總的變動(dòng)趨勢(shì)基本一致（除江蘇在1992～2003年間，與其他市場(chǎng)的整合程度變?nèi)酰?。另外，遼寧、山東、河北三省與其他市場(chǎng)間的整合程度提高較快，這可能與三省為沿海省份有關(guān)，海上運(yùn)輸在一定程度上增強(qiáng)其運(yùn)輸能力，從而加強(qiáng)了遼寧、山東、河北三省與其他省份間的貿(mào)易聯(lián)系。

3 整合市場(chǎng)間的非對(duì)稱價(jià)格響應(yīng)機(jī)制研究

為更為細(xì)致地分析整合市場(chǎng)的非對(duì)稱價(jià)格響應(yīng)機(jī)制，本文選取稻谷產(chǎn)量最高省份（湖南）1作為中心市場(chǎng)。地方市場(chǎng)的選擇依據(jù)三條標(biāo)準(zhǔn)：一是糧食主銷區(qū)，二是經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份，三是距離湖南省地理位置較近。符合條件的地方市場(chǎng)包括廣東、福建、浙江和海南四省份。因此，本節(jié)的主要工作是考察湖南省稻谷市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)對(duì)廣東、福建、浙江和海南稻谷價(jià)格變動(dòng)的影響機(jī)制。

3.1 長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

為研究中心市場(chǎng)（湖南）對(duì)地方市場(chǎng)（廣東、福建、浙江和海南）的價(jià)格影響機(jī)制，需要先考察兩市場(chǎng)間稻谷價(jià)格序列是否具有協(xié)整關(guān)系。ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示湖南、廣東、福建、浙江和海南稻谷價(jià)格序列均為一階單整序列。進(jìn)一步基于AEG協(xié)整檢驗(yàn)和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，考察四對(duì)市場(chǎng)之間稻谷價(jià)格序列的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果由表2給出。

表2 四對(duì)市場(chǎng)稻谷價(jià)格關(guān)系的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果（1987～2012年）

表2中的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在四對(duì)市場(chǎng)之中有三對(duì)市場(chǎng)（湖南和廣東、湖南和福建、湖南和浙江）的稻谷價(jià)格序列間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，而湖南和海南兩市場(chǎng)間價(jià)格序列的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系并不穩(wěn)定（雖然λ-max統(tǒng)計(jì)量是統(tǒng)計(jì)顯著的，但跡統(tǒng)計(jì)量和AEG協(xié)整統(tǒng)計(jì)量并不顯著）?？偟膩?lái)看，我國(guó)區(qū)域稻谷市場(chǎng)整合程度較高，尤其對(duì)于地理位置鄰近區(qū)域的情況更是如此，當(dāng)中心市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)時(shí)會(huì)導(dǎo)致地方市場(chǎng)價(jià)格基本同步變動(dòng)。湖南和海南兩市場(chǎng)間價(jià)格序列協(xié)整關(guān)系不穩(wěn)定的原因可能是，湖南向海南跨省出口稻谷，需要使用鐵路和海路聯(lián)運(yùn)方式，而我國(guó)海上運(yùn)輸發(fā)展較慢，海運(yùn)比例偏低且運(yùn)輸成本高，是制約兩省運(yùn)輸數(shù)量的主要“瓶頸”。

3.2 對(duì)稱價(jià)格響應(yīng)機(jī)制

對(duì)于具有長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的三對(duì)市場(chǎng)（湖南和廣東、湖南和福建、湖南和浙江），本文進(jìn)一步建立對(duì)稱形式的誤差修正模型，分析中心市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)對(duì)地方市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)的長(zhǎng)期影響和短期沖擊?；谑剑?）和式（2），三對(duì)市場(chǎng)間價(jià)格序列影響的長(zhǎng)期方程和短期方程由表3給出。

表3 三對(duì)市場(chǎng)稻谷價(jià)格影響關(guān)系的長(zhǎng)期方程和短期方程

在表3中，模型（1）用來(lái)描述湖南稻谷市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)對(duì)廣東稻谷市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)的長(zhǎng)期和短期影響，模型（2）用來(lái)描述湖南和福建市場(chǎng)間的價(jià)格影響關(guān)系，模型（3）用來(lái)描述湖南和浙江市場(chǎng)間的價(jià)格影響關(guān)系。比較三個(gè)長(zhǎng)期方程，我們發(fā)現(xiàn)湖南和浙江市場(chǎng)間的交易成本（π0對(duì)應(yīng)的系數(shù)）明顯偏高5.050；兩市場(chǎng)整合程度相對(duì)較弱，價(jià)格傳遞系數(shù)為0.582，表示湖南稻谷市場(chǎng)價(jià)格增加1個(gè)單位會(huì)引起浙江稻谷價(jià)格增加0.582個(gè)單位。觀察三個(gè)短期方程，發(fā)現(xiàn)各方程的調(diào)整系數(shù)（εt-1的系數(shù)）均為負(fù)且統(tǒng)計(jì)顯著，表明當(dāng)外部沖擊引起價(jià)格偏離長(zhǎng)期均衡水平時(shí)，交易商會(huì)做出響應(yīng)，以使得價(jià)格回歸長(zhǎng)期均衡值。另外，中心市場(chǎng)同期價(jià)格波動(dòng)（）對(duì)地方市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)具有顯著正向影響，但滯后項(xiàng)系數(shù)多數(shù)統(tǒng)計(jì)不顯著，說(shuō)明價(jià)格波動(dòng)不存在滯后傳遞效應(yīng)。

3.3 非對(duì)稱價(jià)格響應(yīng)機(jī)制

表3中的結(jié)果顯示湖南與廣東、福建及浙江三地方市場(chǎng)間價(jià)格序列存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，但上述結(jié)論建立在假設(shè)價(jià)格調(diào)整機(jī)制是對(duì)稱線性的。而最近的研究發(fā)現(xiàn)（Issa and Mahamane，2010），經(jīng)典對(duì)稱協(xié)整模型在很多情況下并不適用。由于價(jià)格變化對(duì)需求和供給的反應(yīng)可能是不對(duì)稱的，價(jià)格接受地區(qū)的價(jià)格變動(dòng)也可能會(huì)與價(jià)格來(lái)源地區(qū)有所不同，尤其是存在外部干擾因素的情況下，比如不完全競(jìng)爭(zhēng)、庫(kù)存積累和菜單成本等。因此，本文進(jìn)一步假設(shè)價(jià)格調(diào)整機(jī)制是非對(duì)稱的，利用門限自回歸模型（TAR）分為兩種情況討論：門限值為零與門限值未知。考慮到非對(duì)稱檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）中可能存在殘差自相關(guān)問(wèn)題，估計(jì)由式（5）給出的門限自回歸模型，結(jié)果由表4給出。

表4中的結(jié)果顯示，當(dāng)設(shè)定門限值s=0時(shí)，三個(gè)模型的正負(fù)價(jià)格調(diào)整系數(shù)ρ1和ρ2均為負(fù)且統(tǒng)計(jì)顯著，表明三個(gè)模型均收斂。此時(shí)，利用原假設(shè)H0:ρ1=ρ2=0對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)兩市場(chǎng)間是否存在協(xié)整關(guān)系。模型（a）對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量值為9.128，在1%顯著水平下大于臨界值，模型（b）的F統(tǒng)計(jì)量值為5.382，在1%水平下大于臨界值，模型（c）的F統(tǒng)計(jì)量值為4.525，在5%水平下大于臨界值，表明三對(duì)市場(chǎng)價(jià)格序列間均存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。原假設(shè)H0:ρ1=ρ2用來(lái)檢驗(yàn)正負(fù)價(jià)格調(diào)整系數(shù)ρ1和ρ2是否相同，其檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量用Φ來(lái)表示。模型（a）的Φ統(tǒng)計(jì)量值為3.730，在10%水平下拒絕原假設(shè)，表明廣東市場(chǎng)對(duì)正負(fù)價(jià)格沖擊的調(diào)整速度顯著不同，其中，正負(fù)價(jià)格偏差調(diào)整系數(shù)分別為ρ1=-0.284和ρ2=-0.561。由于ρ1的絕對(duì)值要小于ρ2的絕對(duì)值，表明當(dāng)廣東稻谷市場(chǎng)價(jià)格高于均衡價(jià)格時(shí)（即存在正的價(jià)格偏差），價(jià)格向均衡價(jià)格調(diào)整的速度較慢；而但市場(chǎng)價(jià)格低于均衡價(jià)格時(shí)，價(jià)格向均衡價(jià)格調(diào)整的速度較快。模型（b）的Φ統(tǒng)計(jì)量為0.224，不能拒絕原假設(shè)，表明福建市場(chǎng)對(duì)正負(fù)價(jià)格沖擊的調(diào)整速度無(wú)顯著差異。同樣，模型（c）的Φ統(tǒng)計(jì)量值為0.115，無(wú)法拒絕原假設(shè)，表明浙江市場(chǎng)對(duì)正負(fù)價(jià)格沖擊的調(diào)整速度亦無(wú)差異。

表4 三對(duì)市場(chǎng)稻谷價(jià)格關(guān)系的Siklos&Enders非對(duì)稱協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

當(dāng)設(shè)定門限值s未知時(shí)，首先需要利用AIC值確定合理門限值，三個(gè)模型所對(duì)應(yīng)的門限值分別為6.127、3.258和12.263，然后在此門限值下重新估計(jì)方程（5）。對(duì)于模型（a）而言，正負(fù)價(jià)格調(diào)整系數(shù)均為負(fù)且統(tǒng)計(jì)顯著，且原假設(shè)H0:ρ1=ρ2=0對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量值為14.640，在1%顯著水平下大于臨界值，表明這湖南與廣東市場(chǎng)價(jià)格序列間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。Φ統(tǒng)計(jì)量值為13.303，在1%水平下拒絕原假設(shè)，即正負(fù)價(jià)格偏差調(diào)整速度顯著不同。雖然對(duì)于s=0和s未知兩種情況均顯示廣東對(duì)湖南市場(chǎng)價(jià)格沖擊存在非對(duì)稱價(jià)格調(diào)整機(jī)制，但根據(jù)AIC信息量最小原則，更傾向于選擇s=6.127門限值情況下的非對(duì)稱協(xié)整模型。并且，s=6.127時(shí)的正價(jià)格調(diào)整系數(shù)（ρ1=-0.050）絕對(duì)值要低于s=0時(shí)的正價(jià)格調(diào)整系數(shù)絕對(duì)值，而負(fù)價(jià)格調(diào)整系數(shù)（ρ2=-0.607）絕對(duì)值要高于s=0時(shí)的負(fù)價(jià)格調(diào)整系數(shù)絕對(duì)值。對(duì)于模型（b），正負(fù)價(jià)格調(diào)整系數(shù)均為負(fù)且統(tǒng)計(jì)顯著，原假設(shè)H0:ρ1=ρ2=0對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量值為7.634，在1%水平下大于臨界值，Φ統(tǒng)計(jì)量值為4.302，在5%水平下拒絕原假設(shè)，表明當(dāng)設(shè)定s=3.258時(shí)正負(fù)價(jià)格偏差調(diào)整速度顯著不同，即福建市場(chǎng)存在非對(duì)稱價(jià)格調(diào)整機(jī)制。對(duì)于模型（c），由于Φ統(tǒng)計(jì)量為0.606，無(wú)法拒絕正負(fù)價(jià)格調(diào)整速度相同的原假設(shè)。因此，即使當(dāng)設(shè)定門限值未知時(shí)，浙江市場(chǎng)仍顯示出對(duì)稱價(jià)格調(diào)整機(jī)制。

綜合考慮本文的實(shí)證結(jié)果，發(fā)現(xiàn)我國(guó)東南部地區(qū)稻谷市場(chǎng)（中心市場(chǎng)為湖南，地方市場(chǎng)包括廣東、福建、浙江和海南）的價(jià)格影響機(jī)制呈現(xiàn)多種模式：①湖南與海南市場(chǎng)稻谷價(jià)格序列不存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，而湖南與廣東、福建、浙江市場(chǎng)價(jià)格序列存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系；②浙江對(duì)湖南市場(chǎng)價(jià)格沖擊呈現(xiàn)出對(duì)稱價(jià)格調(diào)整機(jī)制；③廣東對(duì)湖南市場(chǎng)價(jià)格沖擊呈現(xiàn)明顯的非對(duì)稱價(jià)格調(diào)整機(jī)制；④福建對(duì)湖南市場(chǎng)價(jià)格沖擊也呈現(xiàn)出非對(duì)稱價(jià)格調(diào)整機(jī)制，但只有當(dāng)?shù)胤绞袌?chǎng)價(jià)格高于均衡價(jià)格一定水平時(shí)（s=3.258），這種非對(duì)稱影響機(jī)制才能夠顯現(xiàn)出來(lái)。⑤對(duì)于存在非對(duì)稱價(jià)格調(diào)整機(jī)制市場(chǎng)，正價(jià)格偏差調(diào)整速度要明顯慢于負(fù)價(jià)格偏差調(diào)整速度，說(shuō)明地方市場(chǎng)力量更傾向于保持糧價(jià)在高位運(yùn)行。總的來(lái)說(shuō)，我國(guó)區(qū)域稻谷市場(chǎng)整合程度在快速提高，但仍然存在許多因素導(dǎo)致地方市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)與中心市場(chǎng)并不一致。這對(duì)于穩(wěn)定糧食價(jià)格、正確形成糧價(jià)預(yù)期、促進(jìn)糧食市場(chǎng)發(fā)育、提高市場(chǎng)運(yùn)行效率乃至保障國(guó)家糧食安全均具有顯著的不利影響。

4 結(jié)論

本文基于協(xié)整檢驗(yàn)理論和門限自回歸模型，利用1987～2012年省份稻谷價(jià)格季度數(shù)據(jù)研究我國(guó)稻谷市場(chǎng)的空間整合模式。實(shí)證結(jié)果表明，在整個(gè)樣本期內(nèi)我國(guó)稻谷市場(chǎng)的空間整合程度正在不斷增強(qiáng)，2004～2012年間整合市場(chǎng)組數(shù)達(dá)到全部市場(chǎng)組的3/4左右。但由于受市場(chǎng)力量、運(yùn)輸能力等因素影響，中心市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)對(duì)地方市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)的影響呈現(xiàn)多種模式：第一，市場(chǎng)整合程度弱，兩市場(chǎng)價(jià)格序列間的協(xié)整關(guān)系不穩(wěn)定（如湖南與海南市場(chǎng)）；第二，市場(chǎng)整合程度較強(qiáng)，兩市場(chǎng)價(jià)格序列間存在協(xié)整關(guān)系以及非對(duì)稱價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制（如湖南與廣東市場(chǎng)）；第三，市場(chǎng)整合程度強(qiáng)，兩市場(chǎng)價(jià)格序列間存在協(xié)整關(guān)系與對(duì)稱價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制（如湖南與浙江市場(chǎng)）。另外，非對(duì)稱協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，市場(chǎng)對(duì)負(fù)價(jià)格偏差調(diào)整速度要明顯快于正價(jià)格偏差調(diào)整速度。即當(dāng)?shù)竟葍r(jià)格較低時(shí)，進(jìn)口地區(qū)市場(chǎng)力量會(huì)盡快地提高價(jià)格；而當(dāng)價(jià)格較高時(shí)，市場(chǎng)力量會(huì)保持稻谷價(jià)格在高位運(yùn)行一段時(shí)期，以追求更多的利潤(rùn)，然后再緩慢向均衡價(jià)格調(diào)整。

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