劉 剛

(安徽財經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言及文獻(xiàn)綜述

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)在國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、“人口紅利”和制度變革等要素的聯(lián)合作用下，基于自身比較優(yōu)勢積極嵌入國際分工鏈條，對外貿(mào)易高速發(fā)展，外部市場成為拉動中國經(jīng)濟(jì)飛速增長的強(qiáng)勁引擎。而與中國經(jīng)濟(jì)高度融入國際市場形成鮮明對比的是，人們對國內(nèi)市場的經(jīng)驗性判斷是存在著較為嚴(yán)重的市場分割，尤其是地方保護(hù)主義以及地區(qū)間“以鄰為壑”的招商引資政策更是受到社會的普遍關(guān)注。對于發(fā)展中的大國，國內(nèi)市場分割會導(dǎo)致中國內(nèi)部市場和國內(nèi)貿(mào)易的潛力難以得到充分挖掘，大國潛在的“先天優(yōu)勢”無法得到有效發(fā)揮。大國的“先天優(yōu)勢”是指其廣闊的國內(nèi)市場規(guī)模不僅可以為國內(nèi)產(chǎn)業(yè)發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)提供堅實的需求基礎(chǔ)，更為關(guān)鍵的是，能夠為規(guī)模經(jīng)濟(jì)和有效競爭的共存與兼容提供折衷空間，這是小國在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中所不具備的特殊優(yōu)勢。對于內(nèi)外市場失衡發(fā)展的“扭曲”現(xiàn)象，一些文獻(xiàn)認(rèn)為國內(nèi)市場和國際市場對于企業(yè)實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)具有替代效應(yīng)，或者是國內(nèi)市場分割下出口企業(yè)被迫選擇涌向國外市場(朱希偉 等，2005)；或者是對外貿(mào)易對國內(nèi)貿(mào)易形成擠出加劇國內(nèi)市場分割(范愛軍 等，2007)。但是，經(jīng)典貿(mào)易模型“母市場效應(yīng)”理論(Krugman，1980)指出國內(nèi)需求的規(guī)模效應(yīng)是企業(yè)抵消出口附加成本的特定優(yōu)勢，國內(nèi)市場與國際市場之間存在互補(bǔ)效應(yīng)。中國經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實真的與經(jīng)典貿(mào)易模型相背離了嗎？經(jīng)濟(jì)開放真的加劇國內(nèi)市場分割了嗎？這些問題都需要進(jìn)一步深入討論。厘清經(jīng)濟(jì)開放與國內(nèi)市場分割之間的作用機(jī)制，對于建設(shè)國內(nèi)統(tǒng)一大市場具有十分重要的意義。

針對經(jīng)濟(jì)開放與國內(nèi)市場分割關(guān)系的研究，較早可追溯到Poncet(2003，2005)運用引力模型考察中國國內(nèi)邊界效應(yīng)的分析，其發(fā)現(xiàn)1987—1997年間各省級單位的對外貿(mào)易和省內(nèi)貿(mào)易在總貿(mào)易中的占比持續(xù)上升，各省自給自足傾向和國際貿(mào)易偏好對省際間貿(mào)易形成了擠出效應(yīng)。范愛軍等(2007)進(jìn)一步利用1985—2005年間省際面板數(shù)據(jù)實證檢驗了進(jìn)出口依存度和政府財政支出、國有企業(yè)就業(yè)比重、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等因素對國內(nèi)市場分割的影響，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口依存度對國內(nèi)市場分割具有顯著的線性正向效應(yīng)。陳敏等(2008)認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)開放對市場分割存在非線性的門檻效應(yīng)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)開放處于較低水平時，經(jīng)濟(jì)開放會促進(jìn)國內(nèi)市場分割加劇；當(dāng)經(jīng)濟(jì)開放提高到一定階段，其對國內(nèi)市場分割的作用效果出現(xiàn)拐點，經(jīng)濟(jì)開放有助于消除國內(nèi)市場分割。任志成等(2014)考察了貿(mào)易開放和財政分權(quán)對市場分割的影響機(jī)制，研究顯示，貿(mào)易開放對國內(nèi)市場分割具有非線性影響，且與財政分權(quán)交互作用于市場分割。

此外，還有部分文獻(xiàn)研究了國內(nèi)市場分割對經(jīng)濟(jì)開放的作用機(jī)制。朱希偉等(2005)將基于中國經(jīng)濟(jì)經(jīng)驗性觀察的假設(shè)條件引入Melitz(2003)模型進(jìn)行拓展分析，發(fā)現(xiàn)嚴(yán)重的國內(nèi)市場分割是導(dǎo)致中國對外貿(mào)易 “爆炸式”發(fā)展的重要推手，國內(nèi)市場分割下國內(nèi)企業(yè)的國際貿(mào)易成本低于國內(nèi)貿(mào)易成本，激勵企業(yè)被迫形成“舍近求遠(yuǎn)”的對外貿(mào)易偏好。長此以往，無法有效依靠國內(nèi)需求發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)的中國企業(yè)會被鎖定在國際價值鏈的低端。張杰等(2010)進(jìn)一步利用微觀企業(yè)的數(shù)據(jù)實證檢驗了市場分割對本土企業(yè)和外資企業(yè)的出口激勵差別，發(fā)現(xiàn)市場分割迫使能力強(qiáng)的本土企業(yè)進(jìn)入到國外低端市場，而中國國內(nèi)的高端市場空間被外資企業(yè)所占據(jù)。黃玖立(2011)的研究認(rèn)為，對外貿(mào)易與區(qū)域市場整合之間存在相互作用，對外貿(mào)易會改變地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和速度，導(dǎo)致地區(qū)的比較優(yōu)勢和經(jīng)濟(jì)特征發(fā)生變化，進(jìn)而影響國內(nèi)地區(qū)間的貿(mào)易流向與結(jié)構(gòu)。同樣，市場分割將促使各地區(qū)積極發(fā)展對外貿(mào)易，反作用于地區(qū)的國際化進(jìn)程。

也有少量文獻(xiàn)探討了區(qū)域市場整合和對外經(jīng)濟(jì)開放與經(jīng)濟(jì)增長間的關(guān)系。盛斌等(2011)的研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放和國內(nèi)市場一體化均會顯著促進(jìn)省際經(jīng)濟(jì)增長，貿(mào)易開放和國內(nèi)市場一體化對省際人均GDP的平均貢獻(xiàn)度分別為7.2%和17.9%，在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長方面，兩者之間是相互替代的。陸銘等(2009)指出，適當(dāng)?shù)氖袌龇指钣欣诋?dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長，但是如果分割程度超過一定閥值，當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長便會受到損害。在其考察的樣本中，超過96%的觀察點的市場分割促進(jìn)了本地的經(jīng)濟(jì)增長。而且，對于經(jīng)濟(jì)開放程度更高的省級單位而言,市場分割更有利于當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長。毛其淋等(2012)考察了區(qū)域市場整合和對外開放對經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的影響，其通過構(gòu)建內(nèi)生化全要素生產(chǎn)率的模型，利用1985—2008年的省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)區(qū)域市場一體化和對外經(jīng)濟(jì)開放對地區(qū)全要素生產(chǎn)率都具有顯著的正向效果，并且兩者之間存在替代效應(yīng)。

現(xiàn)有研究成果無疑具有重要的參考價值和借鑒意義，但這些文獻(xiàn)大多從貿(mào)易開放的角度，分析經(jīng)濟(jì)開放與市場分割之間的關(guān)系，而實際上經(jīng)濟(jì)開放的內(nèi)涵并不僅僅包含貿(mào)易開放這一維度。本研究力圖在以下兩個方面做出拓展：一是在研究視角方面，從貿(mào)易開放和外資開放兩個維度綜合考察經(jīng)濟(jì)開放對地區(qū)市場分割的影響效應(yīng)，探討貿(mào)易開放和外資開放對市場分割是否具有一致的作用機(jī)理。二是在實證研究方面，本文利用相對價格法對國內(nèi)整體市場整合趨勢進(jìn)行測度，在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析長三角和京津冀等區(qū)域經(jīng)濟(jì)市場一體化進(jìn)展，更加全面地解構(gòu)和描繪了國內(nèi)市場整合的演進(jìn)特征。

二、變量選取、數(shù)據(jù)說明及模型設(shè)定

(一)被解釋變量及其測度

1．市場分割指數(shù)的構(gòu)造

本文構(gòu)建市場分割指數(shù)作為計量模型的被解釋變量。目前，對市場分割的測度方法主要有生產(chǎn)結(jié)構(gòu)法(Young，2000；白重恩 等，2004)、貿(mào)易流量法(Naughton，1999；Poncet，2003)、價格指數(shù)法(Parsley et al.，1996；桂琦寒 等，2006；陳敏 等，2008)和經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)性法(Xu，2002)。生產(chǎn)結(jié)構(gòu)法、貿(mào)易流量法和經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)性法存在邏輯難以自洽的內(nèi)在缺陷(桂琦寒 等，2006)，而價格指數(shù)法利用商品價格信息可以更為準(zhǔn)確地反映國內(nèi)市場分割程度的變化。因此，本文在遵循Parsley et al.(1996)研究思路的基礎(chǔ)上，借鑒桂琦寒等(2006)和陳敏等(2008)的方法來測算2000—2014年中國各省級單位市場分割程度的演進(jìn)趨勢。

在套利機(jī)制的作用下，兩地區(qū)間同類商品的相對價格Pm/n(m、n表示任意兩個地區(qū))會在一特定區(qū)間內(nèi)波動，兩地間交易成本的下降會使相對價格Pm/Pn的波動區(qū)間收斂，反之，波動區(qū)間會隨之發(fā)散。兩地間交易成本的下降意味著市場整合程度的提高，即兩地間市場整合程度與Pm/Pn波動區(qū)間成反比。因此，我們可以通過考察Pm/Pn的波動規(guī)律得到市場整合的演進(jìn)狀況。

本文利用2000—2014年中國31個省級單位的商品零售價格分類指數(shù)，可獲得的原始數(shù)據(jù)是商品價格環(huán)比指數(shù)，因此使用其差分形式來構(gòu)造反映市場整合進(jìn)展的指標(biāo)，設(shè)

(1)

其中，P表示商品零售價格指數(shù)，m、n表示任意兩個省級單位，t代表年份，k表示商品種類。Var(|ΔQmnt|)與Var(Pm/Pn)在數(shù)據(jù)特征上具有等效性。

2．國內(nèi)整體市場*基于統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可得性和一致性，本文所考察的中國或國內(nèi)市場是指31個省、直轄市和自治區(qū)，不包括港澳臺地區(qū)。、區(qū)域市場與各省級單位市場分割的演進(jìn)狀況

圖1 國內(nèi)商品市場分割程度(2000—2014年)

近年來，中央密集出臺海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)、北部灣經(jīng)濟(jì)區(qū)、成渝經(jīng)濟(jì)區(qū)、黃三角經(jīng)濟(jì)區(qū)等區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略，旨在通過促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)融合，實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)有序分工與協(xié)調(diào)發(fā)展。本文進(jìn)一步選取長三角經(jīng)濟(jì)圈和京津冀經(jīng)濟(jì)圈這兩個具有代表性的樣本來考察區(qū)域經(jīng)濟(jì)的市場整合進(jìn)程。長三角經(jīng)濟(jì)圈包括上海、浙江和江蘇，長三角經(jīng)濟(jì)圈的市場分割指數(shù)為上海-浙江、浙江-江蘇和上海-江蘇的市場分割指數(shù)的均值。同理，京津冀經(jīng)濟(jì)圈的市場分割指數(shù)為北京-天津、天津-河北和北京-河北的市場分割指數(shù)的均值。我們按年份將長三角經(jīng)濟(jì)圈和京津冀經(jīng)濟(jì)圈內(nèi)部省級單位配對組的市場分割指數(shù)進(jìn)行平均，可得到15年間長三角經(jīng)濟(jì)圈和京津冀經(jīng)濟(jì)圈市場分割指數(shù)的時間序列(見圖2)。本文發(fā)現(xiàn)，2000—2014年間，長三角經(jīng)濟(jì)圈和京津冀經(jīng)濟(jì)圈的市場分割程度長時期內(nèi)顯著高于國內(nèi)整體市場分割程度，且波動幅度明顯更為劇烈。長三角與京津冀經(jīng)濟(jì)圈“圈而不融、圈而不合”的現(xiàn)象表明，現(xiàn)階段中國的區(qū)域經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略尚未發(fā)揮有效作用，區(qū)域資源的整合和合理配置仍未實現(xiàn)，嚴(yán)重阻礙了區(qū)域經(jīng)濟(jì)整體競爭力的提升。

圖2 全國、長三角和京津冀市場分割程度(2000—2014年)

作為下文中回歸模型的被解釋變量，各省級單位市場分割程度的時序變化也是本文所關(guān)心的。每一個省級單位的市場分割指數(shù)實際上表示的是這個省級單位與所有其他省級單位的市場整合程度。例如：北京的市場分割指數(shù)就是北京與其他30個省級單位之間市場分割指數(shù)的均值，其他各省、直轄市和自治區(qū)的市場分割指數(shù)同理可得。由此，本文可得31個省級單位15年間市場分割程度的變化。

表1 各省級單位市場分割程度指標(biāo)的排序

相比較2000年與2014年的市場分割程度，可以發(fā)現(xiàn)不少省級單位的排序發(fā)生了較為明顯的變化。就整個15年間的平均水平來看，天津、西藏、重慶、上海和北京依次居一至五位。西藏的地理位置較為特殊，且交通條件比較落后，其市場分割程度高是容易令人理解的。但是，四個直轄市的市場分割程度均居全國前列，卻值得我們注意和思考。原因可能正如陳敏等(2008)所解釋的那樣：直轄市的地域面積相對較小，地方政府更易于有效實施市場分割的政策措施。

(二)解釋變量的選取說明

在解釋變量的選取上，本文著重關(guān)注經(jīng)濟(jì)開放，并將經(jīng)濟(jì)開放分為貿(mào)易開放(Trade)和外資開放(Fgio)兩個維度，考察貿(mào)易開放和外資開放是否會對市場分割產(chǎn)生同向的作用效果?，F(xiàn)有文獻(xiàn)大都認(rèn)為貿(mào)易開放度高的省份借助國際市場實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，外部市場對內(nèi)部市場具有替代效應(yīng)，因此，其國內(nèi)市場分割程度會進(jìn)一步加劇。然而，這似有商榷之處：自2001年加入WTO以來，中國融入世界經(jīng)濟(jì)的程度日益加深，中國市場經(jīng)濟(jì)改革亦不斷深化，雖然存在著一定程度的市場分割，但總體上國內(nèi)市場趨于日益整合(桂琦寒 等，2006；陳敏 等，2008)。國際市場和國內(nèi)市場之間似乎呈現(xiàn)出互補(bǔ)關(guān)系而非替代關(guān)系。引進(jìn)外資是推動地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量，地方政府在引進(jìn)外資中時常進(jìn)行“以鄰為壑”的競爭，甚至制定分割市場的政策措施以吸引其流入，因此，外資開放程度越高，越有可能加劇地區(qū)的市場分割。

基于現(xiàn)有理論和文獻(xiàn)成果，我們將除經(jīng)濟(jì)開放之外的其他影響國內(nèi)市場分割的主要因素劃分為四組：第一，交通基礎(chǔ)設(shè)施。擁有更完善的交通基礎(chǔ)設(shè)施的國家可以有效降低國際貿(mào)易的成本，從而獲得更高的貿(mào)易流量，推進(jìn)其國際經(jīng)濟(jì)一體化(Behrens,2004)。同樣，各省份交通基礎(chǔ)設(shè)施越發(fā)達(dá)，越有利于降低省際邊界效應(yīng)，促進(jìn)省際間貿(mào)易量增加，推動區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化(劉生龍 等，2011)。因此，本文預(yù)計交通基礎(chǔ)設(shè)施對于市場分割應(yīng)具有負(fù)向影響。第二，地方政府對經(jīng)濟(jì)活動的干預(yù)強(qiáng)度。分權(quán)式改革導(dǎo)致的地方政府間競爭實質(zhì)是一把“雙刃劍”，一方面激勵地方政府為促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展采取“順市場”行為，另一方面也激勵地方政府為保護(hù)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)利益而采取 “逆市場”行為。本文推斷地方政府對經(jīng)濟(jì)活動的干預(yù)會對市場整合產(chǎn)生顯著影響，正影響還是負(fù)影響則取決于地方政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)的方式。第三，流通產(chǎn)業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)(黃國雄，2003)，流通企業(yè)的規(guī)模越大，流通競爭力越強(qiáng)，則流通效率越高，流通環(huán)節(jié)的時滯和沉淀成本就越少，商品流動和價值實現(xiàn)的速率就越快，市場一體化的進(jìn)程也越快。因此，流通企業(yè)的規(guī)模對國內(nèi)市場整合應(yīng)具有積極的正向作用。第四，經(jīng)濟(jì)的國有化程度。在國企改革尚未取得突破性進(jìn)展之前，大量的隱性失業(yè)還存在于國有企業(yè)部門(袁志剛 等，1998)，地方政府迫于就業(yè)壓力，具有分割市場保護(hù)國有企業(yè)的激勵(陳敏 等，2008)。而且，地方政府與國有企業(yè)之間具有天然的緊密聯(lián)系，地方政府可以從國有企業(yè)中獲得其他所有制性質(zhì)企業(yè)不能提供的特殊隱性利益(白重恩 等，2004)，因此，本文推斷地方經(jīng)濟(jì)的國有化程度越高，地方政府分割市場的意愿越強(qiáng)。

另外，為了進(jìn)一步驗證前文的推測：2008年爆發(fā)的全球金融危機(jī)導(dǎo)致國際需求急劇萎縮，各省、直轄市和自治區(qū)都面臨嚴(yán)峻的經(jīng)濟(jì)增長和就業(yè)的壓力，地方保護(hù)主義和行政性壁壘大幅反彈，國內(nèi)市場分割程度加劇。因此，我們在模型中加入全球金融危機(jī)因素。

(三)計量模型的構(gòu)建

根據(jù)前文的理論分析和提出的影響國內(nèi)市場分割的主要因素，本文構(gòu)建如下面板數(shù)據(jù)模型：

Segmit=α0+α1Tradeit+α2Fgioit+∑βkXkit+λDummy08+μi+υt+εit

(2)

方程左邊是作為被解釋變量的市場分割指數(shù)(Segm)，方程右邊是模型選擇的一系列解釋變量，下標(biāo)i和t分別表示省級單位的代碼與年份，μi表示非觀測的地區(qū)固定效應(yīng)變量，υt表示非觀測的時間固定效應(yīng)變量，εit表示隨機(jī)誤差項。

在方程(2)所包括的解釋變量中，Trade為外貿(mào)依存度，即進(jìn)出口總額占GDP比重，是衡量貿(mào)易開放度的指標(biāo)；Fgio為外商及港澳臺商工業(yè)總產(chǎn)值占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值的比重，該變量表示外資開放度?？刂谱兞考蟈kit所包含的變量具體如下：

(1)Hwden，公路密度，即每省單位面積的公路里程。該指標(biāo)表示的是公路交通基礎(chǔ)設(shè)施條件。公路交通的特點是四通八達(dá)的通達(dá)性和靈活性，是實現(xiàn)商品門到門運輸?shù)谋匦璺绞?，公路交通運輸資源的優(yōu)劣對商品跨區(qū)域流通的效率應(yīng)有顯著影響。

(2)Rwden，鐵路密度，即每省單位面積的鐵路里程。該指標(biāo)表示的是鐵路交通基礎(chǔ)設(shè)施條件。中國國土面積廣袤和經(jīng)濟(jì)資源分布不平衡決定了長時期內(nèi)商品的長距離運輸在交通運輸中占有重要地位。鐵路運輸在快捷性、載重量和天氣條件適應(yīng)性等方面比其他交通運輸方式占有一定優(yōu)勢。

(3)Govcost，政府支出占GDP比重，該變量表示地方政府為推動本地經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的財政投入程度，是反映地方政府對本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展干預(yù)的指標(biāo)。該指標(biāo)對被解釋變量的影響是正或是負(fù)，取決于地方政府的財政投入產(chǎn)生了“順市場”還是“逆市場”的效果。

(4)Cea，限額以上流通企業(yè)平均資產(chǎn)總額。該指標(biāo)的流通企業(yè)包括限額以上的批發(fā)企業(yè)和零售企業(yè)，流通企業(yè)的平均資產(chǎn)規(guī)模體現(xiàn)了其網(wǎng)點、門店、倉庫等固定資產(chǎn)和流動資產(chǎn)的綜合信息，可以準(zhǔn)確表示流通產(chǎn)業(yè)的效率和競爭力?？紤]到流通企業(yè)規(guī)?？赡芘c市場分割指數(shù)存在非線性關(guān)系(王曉東 等，2012)，因此，本文構(gòu)造了流通企業(yè)平均資產(chǎn)總額的平方項(Ceasq)。

(5)Soe，國有控股工業(yè)企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值占規(guī)模以上總產(chǎn)值比重。該指標(biāo)表示地方經(jīng)濟(jì)的國有化程度，如前文所言，緣于就業(yè)壓力或者隱性的特殊利益，地方政府具有強(qiáng)烈的保護(hù)國有經(jīng)濟(jì)的意愿。預(yù)期該變量與被解釋變量正相關(guān)。

除此之外，本文還控制了另外一個重要的解釋變量: Dummy08，即以2008年為界的時間啞變量，2008年及以后的各年份該啞變量取1，其他各年份該啞變量取0。如前文所述，2008年爆發(fā)的全球金融危機(jī)導(dǎo)致地方保護(hù)主義和行政性壁壘反彈，因此預(yù)期這一變量應(yīng)該與被解釋變量正相關(guān)。

本文計算了中國2000—2014年31個省級單位的市場分割指數(shù)，解釋變量的原始數(shù)據(jù)源自相應(yīng)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫以及《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》等。為了使解釋變量的系數(shù)估計值不會太小，本文將市場分割指數(shù)放大100倍。在計算變量貿(mào)易開放度(Trade)時，均使用當(dāng)年的美元兌人民幣匯率的中間價將進(jìn)出口貿(mào)易總額換算成以人民幣為單位。各關(guān)鍵變量的描述性統(tǒng)計見表2。

表2 各關(guān)鍵變量的描述性統(tǒng)計

三、檢驗結(jié)果及分析

(一)OLS估計結(jié)果

表3的列(1)—(3)報告了面板普通最小二乘法的估計結(jié)果，其中列(1)為混合最小二乘法，列(2)考慮了固定效應(yīng)(Fixed Effect，F(xiàn)e)，列(3)考慮了隨機(jī)效應(yīng)(Random Effect，Re)。

通過相關(guān)的面板F統(tǒng)計量檢驗、Breusch-Pagan LM檢驗和Hausman檢驗可以在統(tǒng)計意義上選擇合適的模型。在面板F檢驗中，給定模型的F臨界值為F0.05(30，425)=6.72，而實際面板檢驗的F值為36.26，大于臨界值，拒絕原假設(shè)。因此，建立個體固定效應(yīng)回歸模型比混合OLS模型更合理。Breusch-Pagan LM檢驗進(jìn)一步說明隨機(jī)效應(yīng)模型比混合OLS更合適。最后，為了比較固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的適用性，本文還進(jìn)行了Hausman檢驗，結(jié)果顯示Hausman統(tǒng)計量的值是147.35，相對應(yīng)的概率是 0.0000，拒絕原假設(shè)，表明選用固定效應(yīng)模型更為合理。因此，本文以列(2)的固定效應(yīng)估計結(jié)果作為分析基礎(chǔ)。

表3 基本模型估計結(jié)果

注：***、**、*分別表示通過1%、5%、10%顯著置信水平檢驗。()內(nèi)數(shù)值為系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤，[]內(nèi)數(shù)值為相應(yīng)檢驗統(tǒng)計量的p值，最小特征值統(tǒng)計量中的{ }內(nèi)數(shù)值為Wald檢驗10%水平上的臨界值。

計量檢驗結(jié)果顯示，貿(mào)易開放度(Trade)對市場分割具有顯著的負(fù)向影響，表明各地區(qū)對外貿(mào)易的發(fā)展和融入國際市場程度的提高，有利于推動地區(qū)間市場整合進(jìn)程，對外貿(mào)易的提高促進(jìn)了國內(nèi)貿(mào)易發(fā)展，兩者之間呈現(xiàn)互補(bǔ)效應(yīng)。其中的作用機(jī)理在于：中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和市場規(guī)模的逐漸擴(kuò)大，推動產(chǎn)業(yè)分工的深化和地區(qū)間分工進(jìn)一步細(xì)化，產(chǎn)業(yè)間分工逐漸向產(chǎn)品內(nèi)分工演化，某一產(chǎn)品的完整生產(chǎn)鏈條被分解為若干環(huán)節(jié)，依據(jù)比較優(yōu)勢分散于各個適宜其生產(chǎn)的地區(qū)，各個中間產(chǎn)品最后匯集在某一地區(qū)完成最終產(chǎn)品生產(chǎn)。因此，某一地區(qū)最終產(chǎn)品的出口會帶動生產(chǎn)鏈上各個中間產(chǎn)品的跨地區(qū)流動，對外貿(mào)易促進(jìn)了地區(qū)間貿(mào)易流量的增加。本文的實證結(jié)果看似和大多現(xiàn)有文獻(xiàn)研究并不一致，原因可能在于：我們選擇的時間樣本是2000—2014年，2001年中國加入WTO，中國的對外貿(mào)易水平開始步入“爆炸式”增長階段。陳敏等(2008)指出貿(mào)易開放提高到一定階段后，其對市場分割的作用會發(fā)生逆轉(zhuǎn)，由加劇市場分割轉(zhuǎn)變?yōu)榇龠M(jìn)市場整合。因此，我們認(rèn)為本文結(jié)論在一定程度上驗證了陳敏等(2008)的判斷。

外資開放度(Fgio)對市場分割的影響效應(yīng)顯著為正。長期以來，中央將招商引資作為考核地方政府績效的重要目標(biāo)，各地區(qū)形成了“以鄰為壑”、競相讓利的招商引資機(jī)制，外資享有超國民待遇。外資在本地經(jīng)濟(jì)中的比重越大，地方政府越有激勵出于保護(hù)外資的目的分割市場。外資開放與貿(mào)易開放對國內(nèi)市場分割顯現(xiàn)出方向并不一致的作用效果。

交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善有利于促進(jìn)國內(nèi)市場整合，公路密度(Hwden)和鐵路密度(Rwden)都對市場分割指數(shù)(Segm)有負(fù)的影響，并且都在1%水平顯著。公路密度(Hwden)的估計系數(shù)為-0.0187，鐵路密度(Rwden)的估計系數(shù)為-1.021，說明相對于公路交通設(shè)施而言，鐵路交通設(shè)施的優(yōu)化改善更有利于降低國內(nèi)市場分割。原因可能在于，中國的自然資源主要分布于中西部地區(qū)，與生產(chǎn)力布局并不匹配，這就決定了大宗初級產(chǎn)品和工業(yè)品的長距離運輸是長期持續(xù)存在的現(xiàn)象。鐵路運輸在快捷性、載重量和天氣條件適應(yīng)性等方面更適宜于大宗初級產(chǎn)品和工業(yè)品的長距離運輸。長期以來，中國并沒有將鐵路運輸放在優(yōu)先發(fā)展的位置，鐵路運輸?shù)陌l(fā)展明顯落后于公路運輸和民航運輸，鐵路運力仍是制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展和市場整合的瓶頸。

政府支出占GDP比重(Govcost)對市場分割的效應(yīng)顯著為負(fù)，表明地方政府的財政投入程度越高，越有利于推動市場整合。原因可能在于，地方政府的財政投入有效地提升了本地的交通基礎(chǔ)設(shè)施和物流網(wǎng)絡(luò)，改善了商品流通的環(huán)境，產(chǎn)生了“順市場”效應(yīng)。

流通企業(yè)規(guī)模(Cea)對市場分割的影響效應(yīng)顯著為負(fù)，作為商品流通的主體，流通企業(yè)的規(guī)模越大，其網(wǎng)點、門店和倉儲設(shè)施等固定資產(chǎn)以及商品、存貨和貨幣等流動資產(chǎn)越多，進(jìn)而商品流通能力越強(qiáng)，越有利于促進(jìn)市場整合。流通企業(yè)平均資產(chǎn)總額二次項(Ceasq)的系數(shù)為正，p值是0.102，略大于0.1的顯著性水平，流通企業(yè)平均資產(chǎn)總額一次項(Cea)系數(shù)為負(fù)，表明當(dāng)流通企業(yè)規(guī)模較小時，流通企業(yè)的規(guī)模逐漸擴(kuò)大，有利于降低市場分割，促進(jìn)市場整合；隨著流通企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大到一定程度，其對市場分割的影響會出現(xiàn)拐點，流通企業(yè)規(guī)模的進(jìn)一步擴(kuò)大會阻礙市場的整合?，F(xiàn)階段，區(qū)域性代理商在流通渠道中扮演重要角色，當(dāng)規(guī)模擴(kuò)大到一定程度，各區(qū)域性代理商為維護(hù)自身利益會阻礙商品的跨區(qū)域流通，使整體市場割裂為眾多的“諸侯市場”(王曉東 等，2012)。

國有控股工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值占規(guī)模以上總產(chǎn)值比重(Soe)對市場分割的效應(yīng)顯著為正，表明地方經(jīng)濟(jì)的國有化程度越高，市場壟斷和地方保護(hù)的力量就越強(qiáng)，不利于區(qū)域間市場整合。此外，時間啞變量Dummy08的估計系數(shù)顯著為正，顯示出2008年全球金融危機(jī)的爆發(fā)的確產(chǎn)生了加劇國內(nèi)市場分割的作用。

(二)內(nèi)生性問題及工具變量GMM估計結(jié)果

本研究所包括的兩個核心解釋變量——貿(mào)易開放度和外資開放度與市場分割之間很可能存在高度的雙向因果關(guān)系，這得到了很多文獻(xiàn)的支持(朱希偉 等，2005；陳敏 等，2008)。此外，本文還可能遺漏了某些隨著時間變化且與已有的解釋變量相關(guān)的未觀察因素，這樣，嚴(yán)重的內(nèi)生性將導(dǎo)致OLS估計結(jié)果有偏或非一致，因此，本文采用工具變量法對內(nèi)生性問題進(jìn)行處理。

一個有效的工具變量必須滿足外生性以及和替代解釋變量具有高度相關(guān)性的兩個條件。首先，選用國際市場接近度作為貿(mào)易開放度的一個工具變量，取各省省會城市到深圳和上海兩個主要港口中鐵路距離較近的一個，作為國際市場接近度。上海和深圳是中國最大的兩個港口，和這兩個港口之間的地理距離是決定各省份國際貿(mào)易成本的重要因素，也是對各省份貿(mào)易開放和活躍程度最直接的刻畫(陳敏 等，2008)。同時，地理距離對于市場分割沒有直接影響，是外生變量。為了使其具有動態(tài)特征，本文用2000—2014年的名義匯率與之相乘。此外，增加工具變量的數(shù)量通常會得到更加有效的估計結(jié)果 (Wooldridge，2002)，因此本文還選取貿(mào)易開放度的一階滯后項作為其自身的工具變量，選取外資開放度的一階滯后項作為其自身的工具變量。

表3的列(4)—(6)報告了使用工具變量法進(jìn)行的兩階段GMM估計結(jié)果。工具變量的有效性會直接影響估計結(jié)果的準(zhǔn)確性，因此，我們采用統(tǒng)計檢驗方法對工具變量進(jìn)行評判：一是相關(guān)性檢驗，Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量為202.191，大于Stock-Yogo檢驗10%水平上的臨界,19.93，因此拒絕工具變量是弱識別的假定。二是外生性檢驗，Sargan-Hansen過度識別檢驗的相伴隨概率為0.2586，即不能在10%的顯著性水平上拒絕工具變量是過度識別的零假設(shè)，因此，本文所選取的工具變量是外生的。

列(4)僅考慮貿(mào)易開放度(Trade)為內(nèi)生變量的情況，Durbin-Wu-Hausman檢驗結(jié)果表明在1%的顯著性水平上拒絕貿(mào)易開放度是外生的零假設(shè)。列(5)報告了外資開放度(Fgio)為內(nèi)生變量時的估計結(jié)果，同樣，Durbin-Wu-Hausman檢驗結(jié)果表明在1%的顯著性水平上拒絕外資開放度是外生的零假設(shè)。列(6)進(jìn)一步報告了貿(mào)易開放度(Trade)和外資開放度(Fgio)同時為內(nèi)生變量時的估計結(jié)果。Durbin-Wu-Hausman檢驗在1%的顯著性水平上拒絕零假設(shè)，表明確應(yīng)將貿(mào)易開放度(Trade)和外資開放度(Fgio)同時進(jìn)行內(nèi)生化處理。由此進(jìn)行的回歸結(jié)果表明：與 OLS估計方法相比，IV-GMM估計使貿(mào)易開放度(Trade)的系數(shù)提高了3.8%；外資開放度(Fgio)的系數(shù)提高了42.4%；公路密度(Hwden)的系數(shù)提高了2.7%；鐵路密度(Rwden)的系數(shù)提高了15.4%；政府支出占GDP比重(Govcost)的系數(shù)提高了6%；流通企業(yè)規(guī)模二次項(Ceasq)的系數(shù)提高了29.5%，且在5%的水平上顯著；國有控股工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值占規(guī)模以上總產(chǎn)值比重(Soe)的系數(shù)提高了2.4%；啞變量Dummy08的估計系數(shù)提高了8.2%。這說明內(nèi)生性使得OLS估計方法嚴(yán)重低估了各個自變量對市場分割的影響。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了保證本文估計結(jié)果的可靠性，我們從兩個方面進(jìn)行了穩(wěn)健性分析。結(jié)果見表4。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

注：***、**、*分別表示通過1%、5%、10%顯著置信水平檢驗。()內(nèi)數(shù)值為系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤，[]內(nèi)數(shù)值為相應(yīng)檢驗統(tǒng)計量的p值，最小特征值統(tǒng)計量中的{ }內(nèi)數(shù)值為Wald檢驗10%水平上的臨界值。

(1)剔除異常樣本。通過對樣本進(jìn)行描述性分析可以發(fā)現(xiàn)，個別樣本較為異常。從2000—2014年間15年的均值來看，上海的貿(mào)易開放度(Trade)和外資開放度(Fgio)均居第一位；新疆的外資開放度(Fgio)居最后一位，這些樣本的特殊性可能會影響模型的估計結(jié)果。為了排除極端樣本點的影響，我們將上海和新疆予以剔除。表4的列(1)是去除上海后，對剩余的30個省市再次進(jìn)行IV-GMM估計的結(jié)果。列(2)顯示的是去除新疆后，對新樣本進(jìn)行IV-GMM估計的結(jié)果。列(3)則是同時去除上海和新疆后，對剩下的29個省市進(jìn)行IV-GMM估計所得到的結(jié)果。將表4的列(1)、列(2)和列(3)與表3的列(6)進(jìn)行比較可以發(fā)現(xiàn)，所有解釋變量的系數(shù)符號和顯著性基本沒有發(fā)生明顯變化，僅列(3)的貿(mào)易開放度不顯著，但p值等于0.106，放松一些也可以大致通過顯著性檢驗。所有解釋變量的估計結(jié)果也基本相同。因此，總體而言，異常樣本點并未給估計帶來實質(zhì)性的影響，說明模型的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的和可信的。

(2)使用貿(mào)易開放度的替代指標(biāo)。我們把計量模型中的貿(mào)易開放度(Trade)替換為進(jìn)口開放度，并采用IV-GMM方法進(jìn)行估計，結(jié)果報告在表4的列(4)中。從中可以看出，進(jìn)口開放度的系數(shù)仍為負(fù)，并且在5%水平上顯著。其他解釋變量的系數(shù)符號和顯著性水平與表3的列(6)相比都較為一致。由此可見，回歸結(jié)果不會因為重要變量測度方法的改變而出現(xiàn)較大的變化。

四、結(jié)論及政策啟示

本文采用中國2000—2014年的省際面板數(shù)據(jù)，對國內(nèi)整體、區(qū)域經(jīng)濟(jì)和31個省、直轄市以及自治區(qū)市場分割的演進(jìn)態(tài)勢進(jìn)行測度，并構(gòu)建市場分割指數(shù)為被解釋變量的回歸模型，重點研究了貿(mào)易開放和外資開放等經(jīng)濟(jì)開放因素對國內(nèi)市場分割的影響。結(jié)果顯示：對外貿(mào)易的深入發(fā)展有助于推動國內(nèi)市場整合，國際貿(mào)易對國內(nèi)貿(mào)易的帶動效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)。外資開放對國內(nèi)市場一體化產(chǎn)生了不利影響，各地方政府在招商引資中“以鄰為壑”的惡性競爭加劇了市場分割。貿(mào)易開放和外資開放對國內(nèi)市場分割具有不同的作用機(jī)理。而且，交通基礎(chǔ)設(shè)施改善有利于促進(jìn)國內(nèi)市場整合，提高鐵路密度降低市場分割的邊際效應(yīng)高于提高公路密度?，F(xiàn)階段，地方政府的財政投入可能有效地提升了本地的商品流通條件，從而促進(jìn)了市場整合。流通企業(yè)規(guī)模對市場整合具有非線性影響，流通企業(yè)規(guī)模水平較低時，規(guī)模擴(kuò)張有利于推動市場整合，但進(jìn)一步的規(guī)模擴(kuò)張會加劇市場分割。另外，經(jīng)濟(jì)國有化程度越高的地區(qū)，其市場分割程度越嚴(yán)重。2008年爆發(fā)的全球金融危機(jī)確實對國內(nèi)市場整合產(chǎn)生了不利影響。

本文的研究結(jié)果表明，為加快推進(jìn)國內(nèi)市場一體化建設(shè)，應(yīng)該持續(xù)深入提升中國對外貿(mào)易水平，制度化規(guī)范地方政府的招商引資政策和行為，改善公路和鐵路等交通基礎(chǔ)設(shè)施條件，打破地方保護(hù)主義和壟斷，在大力促進(jìn)流通企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大的同時，積極支持流通商的跨地區(qū)擴(kuò)張。所有這些，是將來建立國內(nèi)統(tǒng)一競爭性大市場，實現(xiàn)內(nèi)外市場雙輪驅(qū)動經(jīng)濟(jì)增長的重要保證。

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