王磊　汪恒

摘要：基于我國(guó)各省份以分割市場(chǎng)的方式追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的特征事實(shí)，本文利用1998-2007年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)的微觀數(shù)據(jù)和省級(jí)面板數(shù)據(jù)，通過(guò)對(duì)總量生產(chǎn)率的分解來(lái)構(gòu)造省級(jí)資源配置效率的度量指標(biāo)，根據(jù)相對(duì)價(jià)格法估算各地區(qū)的市場(chǎng)分割指數(shù)，實(shí)證分析市場(chǎng)分割對(duì)資源配置效率的影響機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：我國(guó)市場(chǎng)的分割程度不斷降低，市場(chǎng)分割與資源的配置效率顯著負(fù)相關(guān)，這表明市場(chǎng)分割的發(fā)展策略是以扭曲資源配置為代價(jià)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

關(guān)鍵詞：市場(chǎng)分割；資源配置效率；全要素生產(chǎn)率

中圖分類號(hào)：F1245文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

一、引言

不同地區(qū)或國(guó)家之間的貧富差距源于生產(chǎn)率水平的差異。生產(chǎn)率不僅依靠生產(chǎn)要素投入的多少，而且受資源配置效率差異的影響（Syversion，2011）。Hsieh and Klenow（2009）指出：如果中國(guó)能夠像美國(guó)那樣將資源配置給效率更高的企業(yè)，整個(gè)制造業(yè)的總量生產(chǎn)率將提高30%-50%。Jones（2013）認(rèn)為，在給定資本、勞動(dòng)力等要素投入的情況下，整個(gè)經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出水平取決于生產(chǎn)要素在企業(yè)間或行業(yè)間的配置方式，即資源配置效率。黨的十八屆三中全會(huì)通過(guò)的《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問(wèn)題的決定》指出，經(jīng)濟(jì)體制改革的核心問(wèn)題是處理好政府和市場(chǎng)的關(guān)系，使市場(chǎng)在資源配置中起決定性作用和更好發(fā)揮政府作用，因此提升資源的配置效率對(duì)保持經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

在中國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌過(guò)程中，一個(gè)特有的現(xiàn)象就是各地區(qū)以分割市場(chǎng)的方式追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。根據(jù)研究視角的不同，已有文獻(xiàn)關(guān)于市場(chǎng)分割的研究主要集中在三個(gè)方面：一是關(guān)于國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割演變趨勢(shì)。Young（2000）、Poncet（2003）以及鄭毓盛和李崇高（2003）認(rèn)為，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的分割程度在不斷加劇，而白重恩等（2004）、陳敏等（2008）等發(fā)現(xiàn)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)整合的趨勢(shì)在不斷提升。二是關(guān)于市場(chǎng)分割影響因素。陳敏等（2008）發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開(kāi)放程度與市場(chǎng)分割之間存在“倒U型”關(guān)系；皮建才（2008）在地方政府間競(jìng)爭(zhēng)的框架下分析了區(qū)域市場(chǎng)整合的成本和收益，發(fā)現(xiàn)地區(qū)收入差距是阻礙市場(chǎng)整合的主要因素；鄧明（2014）認(rèn)為地區(qū)間存在市場(chǎng)分割的策略互動(dòng)行為，財(cái)政分權(quán)是加劇市場(chǎng)分割的主要因素。三是關(guān)于市場(chǎng)分割對(duì)經(jīng)濟(jì)績(jī)效的影響。陸銘和陳釗（2009）認(rèn)為短期內(nèi)市場(chǎng)分割可以促進(jìn)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，有利于保護(hù)本地區(qū)的就業(yè)和財(cái)稅收入。盛斌和毛其淋（2011）發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)一體化與貿(mào)易開(kāi)放程度之間在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面存在替代效應(yīng)。

上述文獻(xiàn)表明市場(chǎng)分割在一定時(shí)期內(nèi)可以促進(jìn)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但這樣的地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展策略如何影響資源配置效率卻鮮有涉及，為此，本文基于中國(guó)各省份以分割市場(chǎng)的方式追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的特征事實(shí)，實(shí)證分析市場(chǎng)分割對(duì)資源配置效率的影響機(jī)制。與現(xiàn)有研究不同，本文以中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)的微觀數(shù)據(jù)為樣本，從產(chǎn)業(yè)演化的視角構(gòu)造資源配置效率度量指標(biāo)。對(duì)于一個(gè)健康發(fā)展的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)而言，經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)表現(xiàn)為企業(yè)的優(yōu)勝劣汰和資源不斷從低效率企業(yè)向高效率企業(yè)的再配置過(guò)程。本文通過(guò)對(duì)總量生產(chǎn)率的分解并以生產(chǎn)率與市場(chǎng)份額的協(xié)方差來(lái)構(gòu)造資源配置效率的度量指標(biāo)。該指標(biāo)表示隨著要素資源不斷從低效率企業(yè)向高效率企業(yè)的重新配置，在給定資本、勞動(dòng)力等要素投入的情況下，生產(chǎn)率越高的企業(yè)占有的市場(chǎng)份額越大，則整個(gè)經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出水平越高。本文利用相對(duì)價(jià)格指數(shù)法構(gòu)造市場(chǎng)分割指數(shù)，研究表明國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的分割程度不斷降低，但市場(chǎng)分割的區(qū)域發(fā)展策略會(huì)扭曲資源配置。為了保證結(jié)論的可靠性，本文從不同視角進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

二、市場(chǎng)分割與資源配置效率：機(jī)理與度量

（一）市場(chǎng)分割如何影響資源配置效率

各地政府之所以采取地方保護(hù)市場(chǎng)分割策略，是因?yàn)槎唐趦?nèi)市場(chǎng)分割可以促進(jìn)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，有利于保護(hù)本地區(qū)的就業(yè)和財(cái)稅收入。國(guó)內(nèi)各省份之間陷入相互分割市場(chǎng)的“囚犯困境”，當(dāng)其他省份采取地方保護(hù)的分割市場(chǎng)策略時(shí)，如果本地區(qū)主動(dòng)放棄市場(chǎng)分割策略將對(duì)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成不利影響（陸銘和陳釗，2009 ）。市場(chǎng)分割對(duì)資源配置效率的影響機(jī)理主要體現(xiàn)在以下三方面：首先，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌是在資源分配扭曲的情況下實(shí)行的漸進(jìn)式改革，中央政府與地方政府的財(cái)政分權(quán)造就了地方的既得利益者，而地方政府為了保護(hù)既得利益，便會(huì)制造更多的資源扭曲（Young，2000）。其次，市場(chǎng)分割會(huì)對(duì)企業(yè)出口、研發(fā)等行為造成扭曲（張杰等，2010）。市場(chǎng)分割導(dǎo)致本地企業(yè)無(wú)法利用國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的規(guī)模效應(yīng)獲得發(fā)展，地方政府以扭曲勞動(dòng)力價(jià)格為代價(jià)激勵(lì)本地企業(yè)參與出口，以低廉勞動(dòng)力的成本優(yōu)勢(shì)來(lái)獲得出口的比較優(yōu)勢(shì)；另一方面，地方政府為實(shí)現(xiàn)就業(yè)、稅收以及GDP的增長(zhǎng)目標(biāo)，通過(guò)壓低土地、資本等生產(chǎn)要素價(jià)格、稅收返還、出口補(bǔ)貼等優(yōu)惠政策吸引外商投資，這樣的做法勢(shì)必會(huì)扭曲要素市場(chǎng)和產(chǎn)品市場(chǎng)的資源配置，進(jìn)而降低該地區(qū)的資源配置效率。最后，市場(chǎng)分割的發(fā)展策略將國(guó)內(nèi)市場(chǎng)劃分為省內(nèi)、外兩個(gè)市場(chǎng)，通過(guò)增加省外企業(yè)的交易成本來(lái)保護(hù)省內(nèi)低效率企業(yè)，進(jìn)而降低均衡時(shí)的生產(chǎn)率臨界值。市場(chǎng)分割程度越高，企業(yè)間生產(chǎn)率差異度越大，資源被誤置的程度越嚴(yán)重（王磊和鄧芳芳，2014）。

（二）資源配置效率的定義與度量

對(duì)于一個(gè)健康發(fā)展的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)而言，經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)表現(xiàn)為企業(yè)的有序更替（優(yōu)勝劣汰）和資源不斷從低效率企業(yè)向高效率企業(yè)的再配置過(guò)程，這樣的產(chǎn)業(yè)演化過(guò)程體現(xiàn)了資源配置的效率。例如，Olley and Pakes（1996）通過(guò)對(duì)美國(guó)電信產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的研究發(fā)現(xiàn)，總量生產(chǎn)率的提高源于廠商市場(chǎng)份額與生產(chǎn)率協(xié)方差的增加，協(xié)方差越大表示生產(chǎn)率高的企業(yè)占有的市場(chǎng)份額越大，產(chǎn)出水平越高，即資源不斷從低效率廠商再配置到高效率廠商，其背后的原因在于政府對(duì)電信產(chǎn)業(yè)管制的放松，通過(guò)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制實(shí)現(xiàn)資源的合理配置。Bartelsman et al（2013）認(rèn)為企業(yè)市場(chǎng)份額與生產(chǎn)率的協(xié)方差不僅反映了資源的配置效率（資源從低效企業(yè)向高效企業(yè)的重置），而且該指標(biāo)不會(huì)受到行業(yè)特征或測(cè)量誤差的影響，比其他的度量指標(biāo)更加穩(wěn)健。

本文借鑒Olley and Pakes（1996）生產(chǎn)率的分解方法來(lái)度量資源配置效率，具體如下：定義總量生產(chǎn)率Φt為：

Φt=∑Ntjsjtφjt（1）

其中，Nt表示第t期廠商數(shù)量，sjt表示廠商的市場(chǎng)份額，以廠商的銷售產(chǎn)值比重度量，滿足∑Ntjsjt=1；φjt表示廠商的全要素生產(chǎn)率。總量生產(chǎn)率可以分解成兩部分：簡(jiǎn)單平均生產(chǎn)率和廠商市場(chǎng)份額與生產(chǎn)率的協(xié)方差，

Φt=φt+∑Ntj（sjt-st）（φjt-φt）=φt+cov（sjt，φjt）（2）

其中，φt表示所有廠商的平均生產(chǎn)率，st表示平均市場(chǎng)份額，cov（sjt，φjt）表示市場(chǎng)份額與生產(chǎn)率的協(xié)方差，這一數(shù)值越大說(shuō)明生產(chǎn)率效率高的廠商占有的市場(chǎng)份額越大，資源配置效率越高。

（三）市場(chǎng)分割指數(shù)構(gòu)造

本文根據(jù)Parsley and Wei（1996）提出的價(jià)格指數(shù)法來(lái)構(gòu)建各省份之間的市場(chǎng)分割指數(shù)。價(jià)格指數(shù)法的核心思想是利用地區(qū)之間商品價(jià)格的差異來(lái)度量市場(chǎng)分割的狀況，其核心是“冰山成本”模型（Samuelson，1954），即使在完全套利的條件下，由于交易成本的存在，兩地價(jià)格也不會(huì)相等，相對(duì)價(jià)格會(huì)在無(wú)套利區(qū)間內(nèi)波動(dòng)。只有當(dāng)相對(duì)價(jià)格大于無(wú)套利區(qū)間的臨界值時(shí)，交易才會(huì)進(jìn)行。市場(chǎng)分割指數(shù)的構(gòu)造關(guān)鍵是測(cè)算相對(duì)價(jià)格方差，為此，我們構(gòu)造一個(gè)年份、地區(qū)、商品的三維面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于1998-2008年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，選取了除西藏地區(qū)外的全國(guó)30個(gè)省份商品零售價(jià)格指數(shù)，包括糧食、服裝鞋帽、飲料煙酒、文化體育用品、藥品、書(shū)報(bào)雜志、日用品及燃料共8類商品。

本文采用價(jià)格比的對(duì)數(shù)一階差分來(lái)度量相對(duì)價(jià)格：

ΔQkijt=ln（pkit/pkit-1）-ln（pkjt/pkjt-1）（3）

其中，i，j分別表示省份，t表示年份，k表示商品種類，p為商品零售價(jià)格環(huán)比指數(shù)。由于兩個(gè)地區(qū)的放置順序不同將會(huì)影響相對(duì)價(jià)格方差varΔQkijt，因此我們對(duì)相對(duì)價(jià)格取絕對(duì)值ΔQkijt。另外，由于地區(qū)間商品價(jià)格的變動(dòng)ΔQkijt并非是由地區(qū)間的市場(chǎng)環(huán)境差異這一個(gè)因素所引起的，也可能是由商品自身的某些個(gè)體特征導(dǎo)致的，忽略這些因素可能會(huì)導(dǎo)致由貿(mào)易壁壘形成的實(shí)際市場(chǎng)分割指數(shù)被高估，本文采用Parsley and Wei（1996）提出的去均值法進(jìn)行處理。另外，與陳敏等（2008）、陸銘和陳釗（2009）只考慮相鄰省市的情形不同，本文在計(jì)算市場(chǎng)分割指數(shù)時(shí)考慮整個(gè)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的情況，這種的做法也比較符合中國(guó)“政治錦標(biāo)賽”的特征。為了消除固定效應(yīng)，給定年份t和商品k，對(duì)省市組合間的相對(duì)價(jià)格ΔQkijt求得均值ΔQ-kt，再分別將式（3）計(jì)算的相對(duì)價(jià)格減去該均值：

qkijt=ΔQkijt-ΔQ-kt（4）

qkijt就是最終用以計(jì)算方差的相對(duì)價(jià)格變動(dòng)部分，它僅僅與地區(qū)間的市場(chǎng)分割因素和一些隨機(jī)因素有關(guān)。接著我們計(jì)算每?jī)蓚€(gè)地區(qū)之間8類商品的相對(duì)價(jià)格波動(dòng)qkijt的方差var（qijt），進(jìn)而計(jì)算樣本期間435對(duì)省份組合的相對(duì)價(jià)格方差，并按省份進(jìn)行合并，從而得到各省市與全國(guó)其他地區(qū)之間的市場(chǎng)分割指數(shù)segit

segit=1N∑i≠jvarqijt（5）

其中，N表示合并的省份數(shù)目。最終得到30個(gè)省份1998-2007年的市場(chǎng)分割指數(shù)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）計(jì)量模型設(shè)定

本文采用省級(jí)層面的面板數(shù)據(jù)模型來(lái)實(shí)證分析市場(chǎng)分割與資源配置效率之間的影響機(jī)制，通過(guò)控制不可觀測(cè)的省份個(gè)體異質(zhì)性以避免遺漏變量所導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，同時(shí)我們?cè)诨貧w模型中加入年份的時(shí)間固定效應(yīng)以控制政策、制度等不可觀測(cè)的沖擊影響。計(jì)量模型具體形式如下：

pcovit=β0+β1segit+γXit+ηt+αi+εit（6）

其中，下標(biāo)i和t分別表示省份和年份，被解釋變量pcov表示第二部分定義的各省份資源配置效率度量指標(biāo)，seg表示各省份市場(chǎng)分割指數(shù)，這也是本文的核心解釋變量，X表示控制變量集合，αi表示不客觀測(cè)的省份個(gè)體效應(yīng)，ηt表示年份的時(shí)間固定效應(yīng)，εit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。市場(chǎng)分割指數(shù)與省級(jí)資源配置效率的度量如前文所述，其他控制變量包括：

1.貿(mào)易開(kāi)放程度trade。以貿(mào)易依存度來(lái)度量，即進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP的比重。進(jìn)出口貿(mào)易額均根據(jù)當(dāng)年的美元和人民幣匯率的中間價(jià)折合成以人民幣為單位。根據(jù)Melitz（2003）的理論模型，貿(mào)易開(kāi)放程度的擴(kuò)大會(huì)提高市場(chǎng)均衡時(shí)的生產(chǎn)率臨界值，這樣就會(huì)使得一些低效率的廠商退出市場(chǎng)，相應(yīng)的市場(chǎng)份額也會(huì)被高效率廠商所占有，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)企業(yè)的優(yōu)勝劣汰和資源的再配置。因此，我們認(rèn)為貿(mào)易開(kāi)放程度的提高會(huì)促進(jìn)資源配置效率的提升。

2.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)structure。以第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重度量。第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可以帶動(dòng)制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，加劇產(chǎn)業(yè)內(nèi)不同企業(yè)之間生產(chǎn)效率的分化，進(jìn)而激發(fā)產(chǎn)業(yè)層面的重組和跨企業(yè)的資源再配置。

3.人力資本human。依據(jù)盛斌和毛其淋（2011）的做法，采用勞動(dòng)力人口平均受教育年限來(lái)度量。根據(jù)各省份抽樣人口的統(tǒng)計(jì)，對(duì)小學(xué)、初中、高中和大學(xué)及以上文化程度的學(xué)歷，分別賦予6、9、12、16的受教育年限，總抽樣人口的受教育年限等于H=6h1+9h2+12h3+16h4，hi（i=1，2，3，4）分別表示小學(xué)、初中、高中和大學(xué)及以上文化程度的人口數(shù)，人力資本就等于受教育年限H與總抽樣人口的比值。人力資本的提高不僅可以提升企業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率，還可以通過(guò)R&D等創(chuàng)新活動(dòng)提高企業(yè)生產(chǎn)效率，促進(jìn)資源的優(yōu)化配置。

4.外商直接投資fdi。以外商直接投資占GDP比重來(lái)度量。該指標(biāo)表示外資依存度。張杰等（2010）認(rèn)為，地方政府通過(guò)招商引資的方式實(shí)現(xiàn)本地區(qū)的財(cái)稅收入、就業(yè)等經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)，對(duì)招商引資的企業(yè)實(shí)行各種優(yōu)惠政策和稅收補(bǔ)貼、壓低土地價(jià)格、扭曲生產(chǎn)要素價(jià)格和投入比例，導(dǎo)致要素市場(chǎng)、資本市場(chǎng)的扭曲，進(jìn)而影響資源的配置效率。

5.固定資產(chǎn)投資規(guī)模invest。以全社會(huì)固定資產(chǎn)投資占GDP比重來(lái)度量。全社會(huì)固定資產(chǎn)投資不僅反映固定資產(chǎn)投資規(guī)模、結(jié)構(gòu)和發(fā)展速度的綜合性指標(biāo)，而且體現(xiàn)了工程進(jìn)度和考核投資效果的重要依據(jù)。根據(jù)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資包含的內(nèi)容，該指標(biāo)對(duì)資源配置效率具有兩方面的影響：如果投資用于交通、科教等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，將會(huì)對(duì)資源的流動(dòng)及合理配置產(chǎn)生積極影響；如果用于一些低效、重復(fù)建設(shè)的項(xiàng)目，則將對(duì)資源的配置效率產(chǎn)生負(fù)面影響。

6.政府規(guī)模govern。以政府的一般預(yù)算收入和支出總和占GDP的比重來(lái)度量，以此衡量政府對(duì)于經(jīng)濟(jì)的干預(yù)程度。盛斌和毛其淋（2011）認(rèn)為政府對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響具有兩面性：當(dāng)政府把財(cái)政支出用于教育、衛(wèi)生、醫(yī)療等投入和改善基礎(chǔ)設(shè)施等方面時(shí)，將有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而當(dāng)政府把財(cái)政支出主要用于冗員低效的行政管理時(shí)，則可能會(huì)導(dǎo)致資源配置扭曲。何茵和沈明高（2009）認(rèn)為，以稅收為主要來(lái)源的政府收入會(huì)對(duì)私人部門(mén)的資源配置產(chǎn)生扭曲。

7.人口密度pop。以各地區(qū)年底人口數(shù)與城市建成區(qū)面積比值來(lái)度量。不選取人均GDP作為市場(chǎng)規(guī)模的代理變量是因?yàn)镚DP可能與其他控制變量之間存在內(nèi)生性（洪占卿和郭峰，2012），而且我們計(jì)算發(fā)現(xiàn)人均GDP與貿(mào)易開(kāi)放程度、人力資本等變量之間的相關(guān)系數(shù)超過(guò)075，可能導(dǎo)致多重共線性的問(wèn)題。

（二）數(shù)據(jù)與處理方法

本文所有解釋變量的數(shù)據(jù)來(lái)自《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（1999-2008）和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，樣本包含除西藏自治區(qū)外中國(guó)內(nèi)地的30個(gè)省1998-2007年數(shù)據(jù)；資源配置效率度量指標(biāo)的數(shù)據(jù)來(lái)自1998-2007年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，該數(shù)據(jù)庫(kù)的統(tǒng)計(jì)對(duì)象為1998-2007年銷售產(chǎn)值在500萬(wàn)元以上的非國(guó)有企業(yè)和所有國(guó)有企業(yè)。根據(jù)聶輝華等（2012）所指出的中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)存在的數(shù)據(jù)質(zhì)量相關(guān)問(wèn)題，本文采用如下方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了剔除：（1）工業(yè)總產(chǎn)值、固定資產(chǎn)原值、固定資產(chǎn)凈值余額、本年折舊、工業(yè)增加值、銷售額小于等于0或?yàn)槿笔е?；?）總資產(chǎn)小于流動(dòng)資產(chǎn)，總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)；（3）本年折舊大于累計(jì)折舊；（4）企業(yè)員工數(shù)量小于10人。

我們以企業(yè)的工業(yè)增加值衡量其產(chǎn)出水平（由于2004年的數(shù)據(jù)缺少企業(yè)工業(yè)增加值的統(tǒng)計(jì)，估算工業(yè)增加值等于工業(yè)總產(chǎn)值-中間投入+應(yīng)繳增值稅），依據(jù)Hsieh and Klenow（2009）以固定資產(chǎn)凈值余額度量企業(yè)的資本存量。工業(yè)增加值根據(jù)各地區(qū)的工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，固定資產(chǎn)凈值余額根據(jù)各地區(qū)固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)平減，中間投入根據(jù)各地區(qū)材料、燃料、動(dòng)力購(gòu)進(jìn)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，所有指標(biāo)均以1998年為基年。勞動(dòng)投入用企業(yè)的年平均就業(yè)人數(shù)度量。本文采用Levinsohn and Petrin（2003）的半?yún)?shù)方法估算企業(yè)層面全要素生產(chǎn)率。為了排除異常值的影響，我們剔除生產(chǎn)率分布上下各1%分位的樣本，然后對(duì)企業(yè)的生產(chǎn)率重新估計(jì)。最后，根據(jù)式（2）對(duì)各省份的總量生產(chǎn)率進(jìn)行分解，以O(shè)P協(xié)方差來(lái)度量該地區(qū)的資源配置效率。

（三）資源配置效率與市場(chǎng)分割演變趨勢(shì)

圖1描繪了1998-2007年資源配置效率的演變趨勢(shì)，縱軸表示各省市資源配置效率的平均值，該指標(biāo)均為正表明市場(chǎng)份額與生產(chǎn)率之間的協(xié)方差大于零，而且東部地區(qū)的資源配置效率要高于中、西部地區(qū)，資源配置效率相對(duì)高的地區(qū)幾乎都是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平比較高的地區(qū)。從各地區(qū)資源配置效率的演變進(jìn)程來(lái)看，可以分為兩個(gè)階段：第一個(gè)階段是1998-2002年，東、中、西地區(qū)之間的資源配置效率差異程度不大，相比于1998年略有下降，可能源于1998年經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響；第二個(gè)階段是2003-2007年，東、中、西地區(qū)之間的資源配置效率表現(xiàn)出較大差異，東部地區(qū)資源配置效率在不斷提高，而中、西部地區(qū)相對(duì)于1998-2002年呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，尤其是西部地區(qū)。圖2描繪了1998-2007年各省份市場(chǎng)分割的演變趨勢(shì)，分別以年度市場(chǎng)分割的中位數(shù)和平均值度量。從整體上看，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)在趨于不斷整合，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)一體化程度在不斷深入。在2005年之前，市場(chǎng)分割的均值和中位數(shù)表現(xiàn)出較大差異，各省的市場(chǎng)分割程度差異性較大；在2005年之后，均值和中位數(shù)的差異程度在不斷縮小，呈現(xiàn)出收斂的趨勢(shì)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基本回歸結(jié)果

表1的第（1）-（3）列分別表示面板數(shù)據(jù)模型的混合最小二乘法估計(jì)（PLOS）、固定效應(yīng)（FE）和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)（RE），市場(chǎng)分割指數(shù)與資源配置效率在5%顯著性水平上負(fù)相關(guān)，市場(chǎng)分割指數(shù)混合OLS的估計(jì)結(jié)果要小于固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)。在表1的基本回歸結(jié)果中，我們同時(shí)匯報(bào)了是否存在個(gè)體異質(zhì)性的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，無(wú)論是固定效應(yīng)模型的F檢驗(yàn)還是隨機(jī)效應(yīng)模型Breusch-Pagan的LM檢驗(yàn)，都在1%的顯著水平上拒絕了不存在個(gè)體效應(yīng)的原假設(shè)，這也表明通常的OLS估計(jì)結(jié)果是不一致的。我們?cè)谀Ｐ椭屑尤肽攴莸墓潭ㄐ?yīng)來(lái)控制一些不可觀測(cè)沖擊的影響，對(duì)年份固定效應(yīng)的F檢驗(yàn)表明，在5%的顯著性水平上拒絕“無(wú)時(shí)間效應(yīng)”的原假設(shè)。Hausman檢驗(yàn)的值為1602，在10%的顯著性水平上拒絕了“αi與模型其他解釋變量不相關(guān)”的原假設(shè)，應(yīng)當(dāng)采用固定效應(yīng)模型。因此，我們?cè)诜€(wěn)健性檢驗(yàn)中采取固定效應(yīng)模型的回歸方法，同時(shí)采用聚類標(biāo)準(zhǔn)差以控制各省份之間的異方差。

對(duì)于其他解釋變量，貿(mào)易開(kāi)放程度與資源配置效率至少在5%顯著性水平上正相關(guān)。FDI的估計(jì)結(jié)果顯著為負(fù)，因?yàn)槭袌?chǎng)分割本質(zhì)上不會(huì)擴(kuò)大地區(qū)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模，當(dāng)?shù)卣疄榱藢?shí)現(xiàn)就業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的目標(biāo)，通過(guò)壓低土地、資本等生產(chǎn)要素價(jià)格、稅收返還、出口補(bǔ)貼等優(yōu)惠政策吸引外商投資，這樣的做法勢(shì)必會(huì)扭曲要素市場(chǎng)和產(chǎn)品市場(chǎng)的資源配置，進(jìn)而降低該地區(qū)的資源配置效率。人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、全社會(huì)固定資產(chǎn)資產(chǎn)和人口密度等變量對(duì)資源配置的影響與我們之前的分析一致，但并不顯著；以財(cái)政支出占GDP比重度量的政府規(guī)模與資源配置效率顯著負(fù)相關(guān)，這可能源于政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的干預(yù)或政策扭曲所造成的資源誤置。政府規(guī)模與資源配置效率負(fù)相關(guān)，并不意味著不重視政府的作用，而是要明確政府職能，處理好政府與市場(chǎng)的邊界。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性問(wèn)題處理

為了保證本文回歸結(jié)果的可靠性，本文從以下幾個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

1.市場(chǎng)分割的滯后效應(yīng)。陸銘和陳釗（2009）認(rèn)為滯后一期的市場(chǎng)分割指數(shù)作為解釋變量可以緩解聯(lián)立內(nèi)生性問(wèn)題，故本文考慮滯后一期的市場(chǎng)分割指數(shù)對(duì)省級(jí)資源配置效率的影響?；貧w結(jié)果如表2第（1）列所示，市場(chǎng)分割指數(shù)與資源配置效率的回歸系數(shù)為-1765，并且在10%水平上顯著。

2.以勞動(dòng)生產(chǎn)率代替全要素生產(chǎn)率。資源配置效率的度量基于企業(yè)全要素生產(chǎn)率，而對(duì)企業(yè)資本存量的估算可能存在測(cè)量誤差進(jìn)而造成生產(chǎn)率估計(jì)的偏差。為此，我們以企業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率代替全要素生產(chǎn)率，勞動(dòng)生產(chǎn)率等于工業(yè)增加值與就業(yè)人數(shù)比值的對(duì)數(shù)。在勞動(dòng)生產(chǎn)率進(jìn)行分解度量資源配置效率時(shí)，以企業(yè)的就業(yè)人數(shù)比重作為權(quán)重加總得到總量生產(chǎn)率。估計(jì)結(jié)果參見(jiàn)表2第（2）列，市場(chǎng)分割指數(shù)的回歸結(jié)果在5%的水平上顯著。

3.極端值影響。為了排除極端值對(duì)回歸結(jié)果的影響，我們刪除樣本中市場(chǎng)分割指數(shù)分布上下各1%分位的觀測(cè)值，最后保留294個(gè)樣本構(gòu)成非平衡面板數(shù)據(jù)模型?；貧w結(jié)果如表2第（3）列所示，市場(chǎng)分割指數(shù)與省級(jí)資源配置效率在5%的顯著性水平負(fù)相關(guān)，回歸系數(shù)小于平衡樣本的回歸結(jié)果，而且其他解釋變量的估計(jì)系數(shù)符號(hào)和顯著性水平與之前的回歸結(jié)果基本保持一致。

4.內(nèi)生性問(wèn)題處理。為了避免遺漏變量所導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，我們以滯后一期市場(chǎng)分割指數(shù)作為其自身的工具變量，采用兩階段最小二乘估計(jì)（IV-2SLS），如表2第（4）列所示。上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果進(jìn)一步證明了市場(chǎng)分割與資源配置效率之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系。這表明雖然短期內(nèi)可以通過(guò)分割市場(chǎng)的方式實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但卻是以扭曲資源的配置效率為代價(jià)，并不利于經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

（三）動(dòng)態(tài)面板估計(jì)

為了更好地刻畫(huà)資源配置效率的周期性影響，我們將滯后一期的資源配置效率作為解釋變量放入式（6），使之成為動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。對(duì)于時(shí)間跨度相對(duì)于個(gè)體截面數(shù)較小的面板數(shù)據(jù)模型而言，動(dòng)態(tài)面板估計(jì)是一個(gè)非常好的選擇（Roodman，2009）。首先，動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中滯后一期的因變量與模型擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)，這樣通常的OLS、靜態(tài)面板的固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)是不一致的；其次，雖然靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型可以解決遺漏變量引起的內(nèi)生性問(wèn)題，但只能控制一些不隨時(shí)間變化的遺漏變量；最后，其他的解釋變量存在內(nèi)生性問(wèn)題，如貿(mào)易開(kāi)放程度。動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的廣義矩估計(jì)方法可以在不需要借助其他工具變量的情況下有效解決貿(mào)易內(nèi)生性問(wèn)題。

本文采用系統(tǒng)廣義矩（SYS-GMM）估計(jì)方法，以人口密度、年份作為嚴(yán)格外生變量，其他變量作為弱外生變量，以滯后一期值作為自身的工具變量。系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果表明市場(chǎng)分割指數(shù)與資源配置效率在1%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)。GMM估計(jì)量通過(guò)兩個(gè)檢驗(yàn)：一是Hansen過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)關(guān)于所有工具變量的有效性檢驗(yàn)，二是差分方程中隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在二階序列相關(guān)檢驗(yàn)。如表2第（5）列所示，Hansen檢驗(yàn)無(wú)法拒絕所使用的工具變量與誤差項(xiàng)不相關(guān)的原假設(shè)，AR（2）檢驗(yàn)表明一階差分方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在二階序列相關(guān)。另外，其他解釋變量的估計(jì)系數(shù)符號(hào)也與之前分析一致。

五、結(jié)論與政策含義

在中國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌過(guò)程中，一個(gè)特有的現(xiàn)象就是各地區(qū)以分割市場(chǎng)的方式追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，然而，這樣的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展策略如何影響資源的配置效率至今尚未得到明確的理論解答。本文從產(chǎn)業(yè)演化的視角定義資源配置效率，并在估算企業(yè)全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)之上，通過(guò)對(duì)總量全要素生產(chǎn)率的分解，以企業(yè)市場(chǎng)份額和生產(chǎn)率的協(xié)方差作為資源配置效率的度量指標(biāo)，利用中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)1998-2007年的微觀數(shù)據(jù)和省級(jí)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析市場(chǎng)分割對(duì)資源配置效率的影響機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：省級(jí)資源配置效率表現(xiàn)出區(qū)域性差異，東部沿海地區(qū)的資源配置效率明顯高于中、西部地區(qū)，市場(chǎng)分割的發(fā)展策略雖然在短期內(nèi)促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但卻是以扭曲資源的合理配置為代價(jià)。

本研究表明形成一個(gè)統(tǒng)一、開(kāi)放、自由競(jìng)爭(zhēng)的國(guó)內(nèi)市場(chǎng)對(duì)于提升資源配置效率、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式具有重要政策含義。從總體上看，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割趨勢(shì)在不斷減小，各省份間市場(chǎng)分割的離散程度在不斷降低，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)趨于不斷整合，但各省市之間依然存在分割市場(chǎng)的“囚徒困境”。因此，必須打破各地區(qū)的市場(chǎng)邊界和地方保護(hù)，降低各省市之間的貿(mào)易壁壘，發(fā)揮整合市場(chǎng)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。另外，在財(cái)政分權(quán)的治理模式以及“GDP錦標(biāo)賽”的官員考核機(jī)制下，各地方政府偏好采取分割市場(chǎng)的發(fā)展方式。市場(chǎng)分割可以在一定時(shí)期內(nèi)促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但分割市場(chǎng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式無(wú)法利用國(guó)內(nèi)市場(chǎng)來(lái)擴(kuò)大規(guī)模，這樣勢(shì)必會(huì)通過(guò)貿(mào)易開(kāi)放和吸引外資來(lái)擴(kuò)張規(guī)模以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)；以扭曲勞動(dòng)力價(jià)格為代價(jià)激勵(lì)本地企業(yè)參與出口，以低成本的勞動(dòng)力優(yōu)勢(shì)獲得出口的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。對(duì)要素市場(chǎng)進(jìn)行政策干預(yù)，人為地扭曲要素價(jià)格，通過(guò)稅收返還、價(jià)格補(bǔ)貼等優(yōu)惠政策實(shí)現(xiàn)招商引資，這樣勢(shì)必會(huì)扭曲要素資源的配置效率。在給定資本、勞動(dòng)力、人力資本等生產(chǎn)要素投入水平的情況下，整個(gè)經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出水平取決于生產(chǎn)要素在企業(yè)間或行業(yè)間的配置方式，即資源的配置效率，市場(chǎng)則是實(shí)現(xiàn)資源優(yōu)化配置的重要途徑。資源的優(yōu)化配置必須遵循市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制，通過(guò)市場(chǎng)機(jī)制實(shí)現(xiàn)企業(yè)的優(yōu)勝劣汰，實(shí)現(xiàn)資源的合理流動(dòng)和企業(yè)的自由進(jìn)入退出，這就需要減少不必要的政策扭曲和行政干預(yù)，處理好市場(chǎng)與政府的邊界。

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Abstract：This paper empirically analyzes the effect mechanism of market segmentation on allocation efficiency of resources based on the fact that governments take market segmentation strategy in economic development. By employing Chinese industry survey micro data 1998-2007， and provincial panel data， the paper builds the measure index of provincial allocation efficiency of resources by decomposing the aggregate productivity and estimating index of market segregation following price index method. The results show that the domestic market is being integrated and the market segmentation strategy has a negative effect on the allocation， which shows market segmentation strategy promotes economic growth at the cost of misallocation.

Key words：market segmentation； efficiency of resources allocation； TFP

（責(zé)任編輯：張曦）