崔慶波 梁雙陸

（云南大學(xué)，昆明 650091）

我國國內(nèi)市場一體化的影響因素分析
——基于面板數(shù)據(jù)的檢驗

崔慶波 梁雙陸

（云南大學(xué)，昆明 650091）

在使用價格指數(shù)法測算出我國國內(nèi)市場一體化程度的基礎(chǔ)上，本文實證檢驗我國國內(nèi)一體化的影響因素。結(jié)果表明，地方保護(hù)傾向與國內(nèi)市場一體化水平負(fù)相關(guān)；鐵路營業(yè)里程增長與國內(nèi)市場一體化水平正相關(guān)，公路里程增長與國內(nèi)的市場一體化負(fù)相關(guān)；CAFTA建設(shè)對國內(nèi)市場一體化具有顯著正向作用，有利于推進(jìn)國內(nèi)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展；區(qū)域GDP差異加劇了地方政府本地市場偏好。這對我國促進(jìn)國內(nèi)市場整合與區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展具有現(xiàn)實意義。

市場分割 國內(nèi)市場一體化 一體化指數(shù) 地方保護(hù) CAFTA建設(shè) 區(qū)域GDP

引言

我國國內(nèi)市場存在地方分割已被眾多學(xué)者所證實。行偉波和李善同 （2009）指出，我國國內(nèi)市場一體化較低，主要表現(xiàn)在地區(qū)間存在較大的貿(mào)易壁壘和較高的運(yùn)輸成本，各省區(qū)的產(chǎn)品價格水平在長期缺乏收斂趨勢，各省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同，地區(qū)產(chǎn)出與比較優(yōu)勢相背離和財政分權(quán)制度下形成的地方保護(hù)主義使地方政府更傾向于扶持本地企業(yè)。為此，提高國內(nèi)市場一體化水平一直是我國經(jīng)濟(jì)改革發(fā)展的重要目標(biāo)。

當(dāng)前，我國國內(nèi)市場一體化水平不斷提高已成為共識，但關(guān)于市場一體化影響因素的實證研究尚顯不足。為了繼續(xù)推動我國國內(nèi)市場一體化水平的提高，從而更好地促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展，本文系統(tǒng)梳理了我國國內(nèi)市場一體化的影響因素，并在實際測算國內(nèi)市場一體化指數(shù)基礎(chǔ)上，建立計量模型，對相關(guān)影響因素進(jìn)行實證檢驗。

1 文獻(xiàn)綜述

我國國內(nèi)市場一體化化水平的研究主要集中在測度、趨勢和成因分析三方面。其中，關(guān)于我國國內(nèi)市場一體化的測算結(jié)果和趨勢分析已經(jīng)逐步達(dá)成一致。行偉波和李善同 （2010）指出，目前比較成熟的測度方法主要有3種：（1）貿(mào)易流量法。主要是通過國內(nèi)貿(mào)易的增長情況判斷國內(nèi)市場一體化水平，其難度主要在于國內(nèi)貿(mào)易量特別是省際貿(mào)易量缺乏直接統(tǒng)計，存在數(shù)據(jù)和方法上的限制。 （2）產(chǎn)出法。主要是根據(jù)產(chǎn)出結(jié)構(gòu)、產(chǎn)出效率和經(jīng)濟(jì)周期的同步性來檢驗市場一體化水平。（3）價格法。主要從 “冰山貿(mào)易成本”和“一價定律”出發(fā)，根據(jù)商品價格的差異衡量市場的一體化水平。雖然在較早前，以Young（2000）、Poncet（2003）為代表的研究者認(rèn)為，我國國內(nèi)市場分割非常嚴(yán)重，而且趨于上升。但近年來，通過研究方法和數(shù)據(jù)的改進(jìn)，蔡昉等 （2002）、白重恩等 （2004）、李善同等 （2004）和盛斌等 （2011）更多學(xué)者的研究表明，我國國內(nèi)市場分割呈現(xiàn)逐步減輕態(tài)勢，區(qū)域市場日趨整合，一體化水平在不斷提高。

在市場一體化的影響因素方面，根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)的討論，我國國內(nèi)市場一體化主要受3類因素的影響。

1.1 政府因素

研究表明，地方政府的本地偏好是市場分割的重要原因。從本地偏好的形成原因來看，Young（2000）的觀點認(rèn)為，我國的地方市場分割實際上是陷入了漸進(jìn)性改革陷阱，漸進(jìn)性改革和財權(quán)下放，使地方政府成為既得利益者，而保護(hù)既得利益的沖動又誘使地方政府濫用行政權(quán)力，進(jìn)一步制造資源扭曲。這種行政分權(quán)導(dǎo)致地方保護(hù)和市場分割的觀點得到了眾多國內(nèi)學(xué)者的認(rèn)同。周黎安 （2004）則指出，政治晉升博弈中的政績競爭才是導(dǎo)致地方保護(hù)主義盛行并形成市場分割的原因。魯勇 （2002）、洪銀興和劉志彪 （2003）認(rèn)為，以省為界限的行政區(qū)域管理模式導(dǎo)致了行政區(qū)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，省際邊界成為國內(nèi)市場一體化的主要障礙。毛其淋等 （2012）則指出，在對外經(jīng)濟(jì)開放與區(qū)域市場整合存在替代效應(yīng)的前提下，對外經(jīng)濟(jì)開放水平越高的地區(qū)，其區(qū)域市場整合對省際全要素生產(chǎn)率的影響越小，反之亦然。這就形成了一個國內(nèi)市場一體化的困境：對外經(jīng)濟(jì)開放水平高的東部地區(qū)推動市場一體化整合的能力較強(qiáng)，但潛在收益較小，動力不足；而亟待通過國內(nèi)市場整合，加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展和承接?xùn)|中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的內(nèi)陸地區(qū)雖然潛在收益大，但推動能力較弱，使得國內(nèi)市場整合難以實現(xiàn)。因此，改革開放以來我國的國內(nèi)市場一體化主要是中央政府在強(qiáng)力推動，而地方政府的積極性卻不高。

1.2 基礎(chǔ)設(shè)施

從貿(mào)易視角，省際貿(mào)易強(qiáng)度可以表征國內(nèi)市場一體化水平，而公路和鐵路交通基礎(chǔ)設(shè)施是決定國內(nèi)貿(mào)易成本的重要因素，對省際貿(mào)易強(qiáng)度和市場一體化水平具有重要影響。傳統(tǒng)貿(mào)易理論指出，貿(mào)易量主要受到經(jīng)濟(jì)規(guī)模、地理距離和貿(mào)易自由度的影響。在距離和經(jīng)濟(jì)規(guī)模一定的情況下，以交通基礎(chǔ)設(shè)施為基礎(chǔ)的貿(mào)易成本是省際貿(mào)易的決定性因素。同等條件下，基礎(chǔ)設(shè)施越完善，商品的區(qū)際流動障礙越小，兩個地區(qū)的一體化程度也就越高；反之，則兩個地區(qū)的市場一體化程度就越低。陳宇峰、葉志鵬 （2014）的研究結(jié)果顯示，公路里程增長與國內(nèi)的市場一體化負(fù)相關(guān)。Andrabi和Kuehlwein（2010）研究了鐵路發(fā)展對印度國內(nèi)市場整合的作用，發(fā)現(xiàn)鐵路發(fā)展可以解釋20%的價格趨同現(xiàn)象。

1.3 國際貿(mào)易

開放經(jīng)濟(jì)條件下，國內(nèi)市場和國際市場在生產(chǎn)、流通和消費(fèi)環(huán)節(jié)都有著十分密切的聯(lián)系。在省際邊界的屏蔽作用下，國內(nèi)貿(mào)易與國際貿(mào)易之間存在替代關(guān)系。這意味著對外經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化會通過影響國際貿(mào)易，間接影響國內(nèi)貿(mào)易，從而對國內(nèi)市場分割程度造成影響。郭樹清 （2007）指出中國經(jīng)濟(jì)的對外失衡來自內(nèi)部失衡，對外貿(mào)易擴(kuò)張可部分歸因于內(nèi)需不足。這實際上意味著地方政府具有用國際貿(mào)易替代省際貿(mào)易的壓力。同時，自由貿(mào)易區(qū)對國際貿(mào)易的促進(jìn)作用已經(jīng)取得廣泛共識，對國內(nèi)市場一體化的影響也得到初步驗證。當(dāng)前以自由貿(mào)易區(qū)為主要形式的國際經(jīng)濟(jì)一體化，主要是通過關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘的消減和貿(mào)易自由化、便利化措施降低國界的邊界效應(yīng)。而這種外部邊界效應(yīng)的變化，必然會通過地方政府在國際貿(mào)易和區(qū)際貿(mào)易之間的權(quán)衡而對內(nèi)部邊界效應(yīng)和內(nèi)部市場一體化產(chǎn)生影響。趙永亮等（2009）研究指出，我國內(nèi)部市場一體化的推進(jìn)和外部市場一體化目標(biāo)具有一致性，我國國內(nèi)市場一體化與國際市場一體化具有同步性特征，國內(nèi)市場一體化水平的提高有利于國內(nèi)市場一體化。

鑒于目前對我國國內(nèi)市場一體化水平的測度及其結(jié)論已經(jīng)比較充分，但對我國國內(nèi)市場一體化影響因素的實證研究尚不多見，本文擬在測度國內(nèi)市場一體化指數(shù)的基礎(chǔ)上，綜合上述影響因素，通過構(gòu)建計量經(jīng)濟(jì)模型，對我國內(nèi)部市場一體化的影響因素進(jìn)行實證分析。

2 市場一體化指數(shù)測算

本文采用價格指數(shù)法對我國國內(nèi)市場一體化指數(shù)進(jìn)行測算。選擇的時間跨度為1990～2012年，采用零售價格分類指數(shù)中的8類商品 （包括商品、食品、糧食、水產(chǎn)品、日用品、中西藥品、書報雜志、燃料等）的零售價格指數(shù)的分省數(shù)據(jù)。各年數(shù)據(jù)均來自 《中國統(tǒng)計年鑒》。由于重慶、海南、西藏數(shù)據(jù)不全而未列入樣本。利用以上包括時間、地區(qū)和商品的三維面板數(shù)據(jù) （23×28×8），采取一階差分計算相對價格方差，即：

由于鄰省之間的市場分割程度是判斷整體市場分割水平的重要依據(jù) （陳敏等，2007），本文對28個省區(qū)市按照是否接壤進(jìn)行了配對，形成61對接壤省區(qū)①，并根據(jù)式 （1）求出不同時期61對接壤省區(qū)的11224個 （＝23×61×8）相對價格方差

由于相對價格波動只與幅度相關(guān)，而與方向無關(guān) （即不受接壤省區(qū)樣本順序的影響），故對式（1）表征的相對價格方差取絕對值同時，由于不同類別商品的價格方差本身會存在不同水平的差異，為了避免商品異質(zhì)性導(dǎo)致的不可加性，采取去均值的方法來消除商品的固定效應(yīng)。

以此類推，按照式 （2）可以求出所有11224個 （＝23×61×8）的觀測值。這里，才是最終用于計算方差價格變動的指標(biāo)，其方差記為Var（qijt）。Var（qijt）表征的是給定時間下配對省區(qū)之間8類商品的相對價格波動的方差。在此，由于Var（qijt）通過式 （2）剔除了與商品自身特征相關(guān)的信息，已經(jīng)能夠直接反應(yīng)在特定時期兩個接壤省區(qū)相對價格的波動范圍。

通過逐年對給定配對省區(qū)計算Var（qijt），可得到61組省份23年的時間序列，共包括1403個（＝61×23）Var（qijt）的觀測值。這些觀測值能夠反映不同接壤省區(qū)之間市場分割程度。

為了獲得市場一體化指數(shù)，參照盛斌、毛其淋 （2011）的方法，本文在市場分割指數(shù)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步構(gòu)造國內(nèi)市場一體化指數(shù)如下：

依據(jù)式 （3），得到1403個表征接壤省區(qū)之間市場一體化指數(shù)。為了進(jìn)一步判斷某個省區(qū)的市場分割程度，可以將61組觀測值以省為單位合并，例如，云南的市場一體化程度指數(shù)就是取云南與廣西、云南與貴州、云南與四川3組指數(shù)的平均值，以此類推，得到28個省區(qū)的一體化指數(shù)，共644個 （＝28×23）數(shù)據(jù)②，記為INDEXit。

按照式 （1）～（3）測算的國內(nèi)各省區(qū)、各地區(qū)和全國整體市場一體化指數(shù)相關(guān)結(jié)果如下。

2.1 各省區(qū)的市場一體化指數(shù)

以省為單位，對各省依次取與接壤省區(qū)的一體化指數(shù)平均值即得到各省市場一體化的平均水平。作為一種非參數(shù)估計方法，核密度估計是研判數(shù)據(jù)動態(tài)變化的有力工具。本文使用全國28省區(qū)國內(nèi)市場一體化指數(shù)繪制的核密度圖 （見圖1）顯示，1990年以來，除1995年外，歷年的核密度圖均呈現(xiàn)單峰形態(tài)，峰值呈現(xiàn)持續(xù)下降態(tài)勢，變得更加平坦，同時密度曲線整體向右移動。其中2000年以后的右移趨勢更為顯著。這表明，在全國28省區(qū)的一體化水平仍穩(wěn)步提高 （曲線向右平移）的同時，省際之間的一體化水平差異也呈持續(xù)擴(kuò)大趨勢 （曲線變平坦）。

圖1 全國28省區(qū)國內(nèi)市場一體化指數(shù)核密度圖

2.2 國內(nèi)各區(qū)域的市場一體化指數(shù)

在測算出各省區(qū)一體化指數(shù)的基礎(chǔ)上，將各省區(qū)一體化指數(shù)Integit按不同區(qū)域板塊分組并取平均值，就得到不同區(qū)域的市場一體化指數(shù)。按照東、中、西分組的結(jié)果顯示，3個區(qū)域的市場一體化程度都呈收斂趨勢。但在1990～2012年的大多數(shù)時期，3個地區(qū)的市場一體化呈現(xiàn)了東部最低，中部次之，西部最高的特征。這與桂琦寒（2006）、劉再起和徐艷飛 （2013）的結(jié)論基本一致；同時，也驗證了陸銘和陳釗 （2009）關(guān)于具有較高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和經(jīng)濟(jì)開放程度的地區(qū)具有更強(qiáng)烈的市場分割動機(jī)的判斷。說明在過去較長時期，東部地區(qū)外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式使得東部市場分割十分顯著，中部和東部地區(qū)之間非對等的市場整合程度和中部較東部更低的市場分割表明中部地區(qū)確實面臨一定的邊緣化壓力。隨著東部地區(qū)更加依賴國內(nèi)市場，東部地區(qū)的市場分割實現(xiàn)了較快下降，提升了國內(nèi)市場一體化水平。見圖2。

圖2 東部、中部和西部地區(qū)市場一體化程度變化趨勢 （1990～2012年）

2.3 全國整體的市場一體化指數(shù)

繼續(xù)按年對28省區(qū)的分割指數(shù)取平均值，可得到23個能夠反映全國國內(nèi)市場一體化程度的時間序列③。與大多數(shù)學(xué)者的測算結(jié)果相同，本文的測算數(shù)據(jù)顯示，除了上世紀(jì)90年代初期國內(nèi)市場一體化程度有所下降外，1995年以來，全國市場一體化水平不斷上升，市場呈現(xiàn)一體化整合趨勢。桂琦寒等 （2006）已經(jīng)通過面板單位根檢驗證明，這種以相對價格的方差運(yùn)動表征的國內(nèi)市場一體化進(jìn)程屬于規(guī)律性的逐漸收斂過程。圖3顯示了本文國內(nèi)市場一體化指數(shù)的變化趨勢。

圖3 國內(nèi)市場一體化程度的變化趨勢 （1990～2012年）

3 模型設(shè)定及數(shù)據(jù)說明

現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究表明，我國國內(nèi)市場分割主要受政府的本地產(chǎn)品偏好和地方保護(hù)、決定省際貿(mào)易成本的基礎(chǔ)設(shè)施和對外貿(mào)易3類因素的影響。為此，本文引入地方政府財政收入占GDP比重測度財政分權(quán)下的本地偏好和地方保護(hù)動機(jī)，引入公路和鐵路里程基礎(chǔ)設(shè)施水平表征國內(nèi)區(qū)域貿(mào)易成本，引入是否屬于同一個自由貿(mào)易區(qū)和對外貿(mào)易占GDP比重兩個指標(biāo)測度我國對外貿(mào)易發(fā)展。計量模型設(shè)定如下：

其中，下標(biāo)i為省區(qū)，t為時間。INDEX各省區(qū)國內(nèi)市場一體化指數(shù)；GOV為地方政府的本地偏好，TRADE為各省區(qū)對外貿(mào)易比重，RAIL為各省區(qū)鐵路里程占全國比重，ROAD為各省區(qū)公路里程占全國比重。各項數(shù)據(jù)均根據(jù)歷年 《中國統(tǒng)計年鑒》整理計算。FTA為表征自由貿(mào)易區(qū)建設(shè)的虛擬變量，這里采用目前我國全面建成的最大自由貿(mào)易區(qū)中國——東盟自由貿(mào)易區(qū)替代。為克服CAFTA建成時間較短的問題，本文根據(jù)CAFTA于2005年7月開始實施全面降稅的實際，選擇對2006年及以后賦值為1，之前為0，各省區(qū)市取值一致。各主要變量的含義和描述性統(tǒng)計見表1。

表1 主要變量的含義

4 實證結(jié)果分析

全國28個省區(qū)市1990～2012年的平衡面板數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

使用stata12.1軟件對面板數(shù)據(jù)分別進(jìn)行混合OLS、FE和RE估計，其回歸結(jié)果見表3。

表3 回歸結(jié)果

表3分別報告了不同方法的估計結(jié)果。其中，列 （1）、（3）、（5）是考慮自由貿(mào)易區(qū)和地方政府本地偏好兩個變量的情形，列 （2）、（4）、（6）是把對外貿(mào)易、公路和鐵路里程納入模型的解釋變量后的結(jié)果。在各次回歸結(jié)果中，自由貿(mào)易區(qū)和地方保護(hù)傾向?qū)鴥?nèi)市場一體化水平的影響保持一致，自由貿(mào)易區(qū)與國內(nèi)市場一體化水平正相關(guān)，而地方政府本地偏好則與國內(nèi)市場一體化負(fù)相關(guān)。

從包含兩個解釋變量的模型來看，表3列（1）報告了使用混合最小二乘法的估計結(jié)果，列（3）和列 （5）分別是固定效應(yīng) （FE）和隨機(jī)效應(yīng)（RE）的回歸結(jié)果。hausman檢驗的P值為0.8，無法拒絕原假設(shè)，回歸系數(shù)不存在系統(tǒng)差異，隨機(jī)效應(yīng)模型優(yōu)于固定效應(yīng)模型；另外，由于隨機(jī)效應(yīng)模型的P值在0.01水平上顯著，表明隨機(jī)效應(yīng)模型優(yōu)于混合OLS，同時，Breusch and Pagan LM檢驗結(jié)果顯著，也說明隨機(jī)效應(yīng)模型優(yōu)于混合OLS模型，故最終選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。后續(xù)包括兩個解釋變量的分析將以隨機(jī)效應(yīng)模型為基礎(chǔ)。

從包含5個解釋變量的模型來看，在列 （2）、（4）和 （6）基礎(chǔ)上，hausman檢驗的P值為0.44，無法拒絕原假設(shè)，隨機(jī)效應(yīng)優(yōu)于混合 OLS；Breusch and Pagan LM檢驗結(jié)果顯著，說明隨機(jī)效應(yīng)模型優(yōu)于混合OLS模型，故而仍然選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。后續(xù)包括5個解釋變量的分析也將以隨機(jī)效應(yīng)模型為基礎(chǔ)。

表3列 （3）和列 （4）的結(jié)果均表明，中國東盟自由貿(mào)易區(qū)的建成對國內(nèi)市場一體化水平的提高均有顯著的推動作用，而地方政府的本地偏好則始終是顯著的阻礙因素。

為解決解釋變量的內(nèi)生性問題，本文引入市場接近度作為對外貿(mào)易開放度的工具變量。考慮到我國對外貿(mào)易以海運(yùn)為主，這里的市場接近度采用各省區(qū)到最近的主要出海港口 （廣州、上海和天津）的距離作為對外貿(mào)易的工具變量，其中，出海港口的省區(qū)距離視為為0。同時，本文進(jìn)一步考慮地方政府本地偏好的內(nèi)生性。鑒于地方政府本地市場偏好主要是為了在GDP競標(biāo)賽中勝出，其中最重要的目標(biāo)是實現(xiàn)對周邊省區(qū)GDP的趕超。因此，本文建立GDP領(lǐng)先度作為地方政府本地偏好的工具變量。具體地，把各省區(qū)按照東中西區(qū)域歸屬進(jìn)行劃分，分別取年度內(nèi)各省區(qū)GDP的平均值作為區(qū)域GDP的基準(zhǔn)，然后用各個省區(qū)GDP減去區(qū)域均值，再除以區(qū)域均值并乘以100，得到各省份的GDP領(lǐng)先度。相關(guān)數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計年鑒。結(jié)果見表4。

表4 工具變量回歸結(jié)果

表4是使用工具變量的GMM回歸結(jié)果。其中，列 （1）～（3）和列 （4）～（6）分別是包含3個和5個解釋變量的模型。各次回歸結(jié)果都證實了中國東盟自由貿(mào)易區(qū)的建立對我國國內(nèi)市場一體化存在顯著的正向拉動，F(xiàn)TA都在1%的水平上保持顯著。

列 （1）是把GDP領(lǐng)先度作為地方政府本地偏好的工具變量的回歸結(jié)果。最小特征值統(tǒng)計量大于10%水平上的臨界值，拒絕 “弱工具變量”的原假設(shè)，所選工具變量與內(nèi)生變量存在較強(qiáng)相關(guān)性。列 （2）是把市場接近度作為對外貿(mào)易的工具變量的回歸結(jié)果。最小特征值統(tǒng)計量也顯示了工具變量與內(nèi)生變量存在較強(qiáng)相關(guān)性。列 （3）是同時引入兩個工具變量的回歸結(jié)果。在列 （1）～（3）的回歸中，F(xiàn)TA對國內(nèi)市場一體化水平的影響始終保持在1%水平上顯著。列 （4）是把滯后一期的地方政府本地偏好的工具變量的回歸結(jié)果。最小特征值統(tǒng)計量原大于10%水平上的臨界值，拒絕 “弱工具變量”的原假設(shè)，所選工具變量與內(nèi)生變量存在顯著相關(guān)性。列 （5）是把市場接近度作為對外貿(mào)易的工具變量的回歸結(jié)果，列 （6）是把滯后一期的地方政府本地偏好和市場接近度兩個工具變量同時引入的回歸結(jié)果。由于列 （5）和列 （6）回歸的最小特征值統(tǒng)計量遠(yuǎn)都拒絕 “弱工具變量”的原假設(shè)，所選工具變量與內(nèi)生變量存在較強(qiáng)相關(guān)性。在所有的回歸結(jié)果中，自由貿(mào)易區(qū)和地方政府本地偏好兩個核心變量都保持顯著，系數(shù)都保持高度一致。值得注意的是，雖然基礎(chǔ)設(shè)施在各次回歸結(jié)果并不顯著，但并不影響得出CAFTA的建立顯著提高了國內(nèi)市場一體化水平的基本結(jié)論。

5 回歸結(jié)果的穩(wěn)健性分析

為了檢驗分析結(jié)果的穩(wěn)健性，本文針對全國28個省區(qū)的面板回歸結(jié)果進(jìn)行了以下3個方面的檢驗。

5.1 對工具變量進(jìn)行替換

按照一般性的做法，采用變量GOV、FDI、RAIL、ROAD的滯后一期作為工具變量，進(jìn)行了面板模型回歸。與之前的在各次回歸結(jié)果相比，沒有對變量的顯著性造成實質(zhì)影響，回歸系數(shù)的符合保持一致，結(jié)果見表5列 （1）～（2）。FTA和 GOV都在1%的水平上保持顯著。

5.2 剔除樣本中的極值

以2012年為基準(zhǔn)，分別把全國28個省區(qū)中市場一體化程度處于最高和最低水平的10%的省區(qū)剔除，分別剔除了最高的上海 （193.9）和浙江（151.1）以及最低的安徽 （43.7）和河南 （42.1），然后進(jìn)行再次回歸，發(fā)現(xiàn)各變量，特別是自由貿(mào)易區(qū)的影響仍然保持顯著，結(jié)果見表5列 （3）～（4）。這表明樣本中的極端樣本的存在并不影響本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

5.3 對自由貿(mào)易區(qū)的賦值進(jìn)行調(diào)整

區(qū)別于前文從2006年起賦值為1，本部分把2010年CAFTA全面實施作為賦值分界點，之前賦值為0，滯后賦值為1。結(jié)果見表5列 （5）、列（6）。估計結(jié)果顯示，自由貿(mào)易區(qū)、地方政府本地偏好、對外貿(mào)易等變量都至少在5%的顯著性水平上顯著，估計系數(shù)符號也沒有發(fā)生變化，這表明，本文中國東盟自由貿(mào)易區(qū)的建立有利于我國國內(nèi)市場一體化程度的提高，估計結(jié)果具有較強(qiáng)穩(wěn)健性。其中，由于賦值為1的年份從2006年后推到2010年，使得FTA對一體化的解釋力下降，從而使整個模型解釋力略有下降也符合預(yù)期。

表5 穩(wěn)健性分析結(jié)果

7 結(jié)論及啟示

本文運(yùn)用價格指數(shù)法對國內(nèi)市場一體化程度進(jìn)行了測算，并在此基礎(chǔ)上引入能夠反映地方政府、基礎(chǔ)設(shè)施和國際貿(mào)易3個因素的變量對我國國內(nèi)市場一體化的影響因素進(jìn)行了實證分析。本文的主要結(jié)論如下。

7.1 地方保護(hù)傾向與國內(nèi)市場一體化水平負(fù)相關(guān)

在我國財政分權(quán)體制下，地方政府的本地偏好強(qiáng)化了國內(nèi)市場分割，地方政府為了保護(hù)本地企業(yè)而對市場進(jìn)行過度干預(yù)，造成了跨地區(qū)貿(mào)易成本的加大。

7.2 基礎(chǔ)設(shè)施對國內(nèi)市場一體化存在不同影響

鐵路營業(yè)里程增長與國內(nèi)市場一體化水平正相關(guān)，有利于國內(nèi)市場一體化；公路里程增長與國內(nèi)的市場一體化負(fù)相關(guān)。公路與國內(nèi)市場分割正相關(guān)可能是由于營業(yè)里程分布不均衡造成的。與鐵路相比，公路在跨省遠(yuǎn)程運(yùn)輸?shù)姆矫婢哂忻黠@的成本劣勢。因此，進(jìn)一步加大落后省區(qū)鐵路網(wǎng)的建設(shè)顯然有利于提高國內(nèi)市場一體化水平。

7.3 CAFTA建設(shè)對我國國內(nèi)市場一體化具有顯著的正向作用

從實證結(jié)果來看，以降低外部邊界效應(yīng)為主的自由貿(mào)易區(qū)降低了國內(nèi)市場分割，提高了國內(nèi)市場的一體化水平。這表明，CAFTA的建立直接加強(qiáng)了我國與東盟各國接壤的邊疆省份的沿邊開放進(jìn)程，CAFTA帶來的市場擴(kuò)大效應(yīng)改善了西部地區(qū)承接產(chǎn)業(yè)的條件，促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)從東部到中西部的梯度轉(zhuǎn)移，從而消減了市場分割，為內(nèi)陸沿邊聯(lián)合開放提供了條件。當(dāng)前我國加快實施自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略有利于推進(jìn)國內(nèi)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。

7.4 各省區(qū)到出海港口距離對貿(mào)易開放度有顯著影響

考慮到我國主要對外貿(mào)易省區(qū)分布存在顯著區(qū)域特征，同時我國對外貿(mào)易以海運(yùn)為主，本文引入各省區(qū)到市場接近度作為對外貿(mào)易開放度的工具變量。具體地，市場接近度采用各省區(qū)到最近的主要出海港口 （廣州、上海和天津）的距離作為對外貿(mào)易的工具變量。結(jié)果顯示，市場接近度是對外貿(mào)易開放度的有效工具變量，各省區(qū)到出海港口距離對貿(mào)易開放度具有顯著影響。

7.5 區(qū)域GDP差異加劇了地方政府本地市場偏好

考慮到地方政府受 “GDP競標(biāo)賽”的影響實現(xiàn)對周邊省區(qū)GDP的趕超是地方政府的首要目標(biāo)之一。為此，本文建立GDP領(lǐng)先度作為地方政府本地偏好的工具變量。具體地，把各省區(qū)按照東中西區(qū)域歸屬進(jìn)行劃分，分別取年度內(nèi)各省區(qū)GDP的平均值作為區(qū)域GDP的基準(zhǔn)。結(jié)果顯示，GDP領(lǐng)先度是地方政府本地偏好的有效工具變量，區(qū)域GDP差異加劇了地方政府本地市場偏好。

本文從經(jīng)驗層面解釋了我國國內(nèi)市場一體化影響因素，但其中蘊(yùn)含的動力機(jī)制和邏輯聯(lián)系仍待進(jìn)一步研究和探索。

注釋：

①剔除海南、重慶和西藏后，行政邊界意義上的接壤僅有58對，把被重慶間隔的四川與湖北、四川與湖南、貴州與陜西視為接壤省區(qū)加入，則達(dá)到61對。

②由于考察范圍限定于相鄰省份，所以在嚴(yán)格意義上來說，本文的市場分割和一體化程度指的是某一省區(qū)與所有接壤省區(qū)之間的平均分割水平和平均一體化程度。但正如陳敏等 （2007）所指出的那樣，某個省區(qū)在對周邊地區(qū)設(shè)置貿(mào)易壁壘時，對距離更遠(yuǎn)的省份也不會例外，因此接壤省區(qū)之間的平均水平也能很好地反映一個省區(qū)的市場分割程度。劉小勇 （2013）的研究已經(jīng)證明采用全部省份計算得到的市場分割指數(shù)與采用相鄰省份得到的結(jié)果基本一致。這既保證了市場一體化指數(shù)的一致性和可靠性，又顯著降低了計算量。

③實際上，如果不需要比較各省的市場分割情況，全國市場分割指數(shù)可以通過直接逐年對61組接壤省區(qū)的Var（qijt）取平均值得到。文中方法相當(dāng)于把61組數(shù)據(jù)進(jìn)行了兩次平均，首先是以省為單位對接壤省份求平均，得到一個表征單個省份分割程度的指標(biāo)，其次是在28個省區(qū)之間求平均，得到一個表征全國市場分割程度的指標(biāo)。

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The Empirical Analysis on the Influence Factors of the Domestic Market Integration in China——An Test Based on Panel Data

CuiQingbo Liang Shuanglu
（Yunnan University，Kunming 650091，China）

Price indexmethod is used in this article to calculate the degree of Chinese domesticmarket integration，based on which to establish an econometricmodel of Chinese domesticmarket integration.It is found that there is a negative correlation between the local government protection and the domesticmarket integration.The growth of the railway businessmileage is positively related to the domestic market integration，and the roadmileage growth is negativewith the domesticmarket integration.The CAFTA construction shows a significant positive effecton the domesticmarket integration，which is conductive to promote the coordinated development of regional economy.Finally，the differences between regions in GDP has increased the localmarket preference.These conclusions are beneficial for China to promote the integration of the domestic market and the coordinated development of regional economy.

marketsegmentation；the integration of the domesticmarket；integration index；localgovernment protection；CAFTA construction；regional GDP

10.3969／j.issn.1004－910X.2016.01.004

F224；F127

A

（責(zé)任編輯：史 琳）

2015—10—07

本研究系國家社科基金青年項目 （項目編號：15CJL051）、云南省哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃項目 （項目編號：YB2013115）、云南省教育廳科學(xué)研究基金項目 （項目編號：2013Y381）階段性成果。

崔慶波，云南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院助理研究員。研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化。梁雙陸，云南大學(xué)發(fā)展研究院博士生導(dǎo)師。研究方向：空間經(jīng)濟(jì)學(xué)。