□ 鄧慧慧 楊露鑫

內(nèi)容提要 中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新時代，推動區(qū)域一體化，提高生產(chǎn)效率是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)由高速增長向高質(zhì)量發(fā)展階段轉(zhuǎn)換的重要支撐。本文采用廣義傾向得分匹配方法，評估了國內(nèi)市場分割強(qiáng)度對地區(qū)生產(chǎn)率的連續(xù)定量影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）國內(nèi)市場分割對地區(qū)生產(chǎn)率存在“倒U型”的非線性效應(yīng)，即地區(qū)生產(chǎn)率隨著市場分割強(qiáng)度的增加先上升后下降。目前東、中、西部分別約有89%、85%、95%的觀測點(diǎn)處于“倒U 型”曲線的左側(cè)，市場整合還存在很大的改善空間。（2）動態(tài)分解發(fā)現(xiàn)，市場分割主要通過規(guī)模效率、技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步三個渠道影響地區(qū)生產(chǎn)率。（3）市場分割會導(dǎo)致市場扭曲，從而引起資源配置效率的損失，而進(jìn)一步擴(kuò)大對外開放、注重人力資本培育和加大研發(fā)投入，能夠緩解市場分割所帶來的負(fù)面影響。本文的研究發(fā)現(xiàn)既是對“使市場在資源配置中起決定性作用”這一頂層設(shè)計(jì)的學(xué)術(shù)呼應(yīng)，也為“經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展要以效率提升為基礎(chǔ)”的改革方向提供了有益參考。

一、引言

中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新時代，十九大報(bào)告明確做出了經(jīng)濟(jì)由高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展的判斷，生產(chǎn)效率提升是高質(zhì)量發(fā)展的主要表現(xiàn)，資源配置效率的改善是推動階段轉(zhuǎn)換的重要支撐。理論與實(shí)踐表明，市場配置資源是最有效率的方式，市場化配置效率的提高取決于要素的自由流動，但在中國資源配置的現(xiàn)實(shí)情境中，市場分割的影響廣泛而深刻。厘清地區(qū)市場分割與生產(chǎn)率之間的邏輯鏈條可以更加具體地把握生產(chǎn)要素自由流動所面對的困難與挑戰(zhàn)，找到改善資源配置效率的有效路徑，更好地支撐經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

傳統(tǒng)比較優(yōu)勢理論認(rèn)為，區(qū)域一體化能夠促使每個地區(qū)按照自身的比較優(yōu)勢進(jìn)行專業(yè)化分工，從而推動資源在區(qū)域內(nèi)的優(yōu)化配置。但由于地方官員晉升錦標(biāo)賽（Young，2000；Bai等，2008；任志成等，2014）、提高區(qū)域分工地位（陸銘等，2004）等動因，導(dǎo)致“以鄰為壑”的地區(qū)性市場分割長期存在（Poncet，2003；Park和Du，2003；桂琦寒等，2006；張昊，2014）?，F(xiàn)有文獻(xiàn)分別從微觀和宏觀兩個視角研究市場分割的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。其中，基于微觀視角的研究側(cè)重于分析市場分割對企業(yè)全要素生產(chǎn)率（Ederington和Mc Calman，2011；徐保昌和謝建國，2016；劉維剛等，2017）以及對企業(yè)出口的影響（張杰等，2010；趙玉奇和柯善咨，2016；呂越等，

2018）。而基于宏觀視角的研究多集中在地方保護(hù)或市場分割對本地經(jīng)濟(jì)增長（陸銘和陳釗，2009；付強(qiáng)，2017）以及對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的影響（徐現(xiàn)祥和李郇，2005；范劍勇等，2010；陸銘和向?qū)捇ⅲ?014）。

已有文獻(xiàn)為研究市場分割的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)提供了豐富和深刻的洞見，但要轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展不僅要從微觀層面關(guān)注企業(yè)生產(chǎn)率，更要從宏觀層面把握地區(qū)的整體效率提升和長期的穩(wěn)定發(fā)展，但鮮有文獻(xiàn)從市場分割的角度來考察中國宏觀經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量。因此，本文首先采用“相對價格法”來衡量2004-2016年各個地區(qū)的市場分割指數(shù)，并使用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法估計(jì)地區(qū)生產(chǎn)率。其次，通過廣義傾向得分匹配方法和工具變量法深入考察市場分割強(qiáng)度對地區(qū)生產(chǎn)率的效應(yīng)，并進(jìn)一步基于改進(jìn)后的Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)分解來挖掘市場分割影響地區(qū)生產(chǎn)率的機(jī)制和路徑，以及市場分割對區(qū)域資源配置效率的影響。

與已有文獻(xiàn)相比，本文的創(chuàng)新點(diǎn)在于：第一，研究視角的創(chuàng)新。在分析市場分割對地區(qū)生產(chǎn)率的短期影響的基礎(chǔ)上，研究市場分割的動態(tài)效應(yīng)，并進(jìn)一步從國家整體經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量層面評估市場分割產(chǎn)生的效率損失，為新常態(tài)下經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提出針對性建議。第二，研究方法的創(chuàng)新。首次采用廣義傾向得分匹配（Generalized Propensity Score Matching，GPSM）方法，在每一個市場分割強(qiáng)度上考察分割對地區(qū)生產(chǎn)率的連續(xù)定量影響，這也是本文的主要貢獻(xiàn)所在。要深入討論市場分割如何影響地區(qū)生產(chǎn)率，必須控制自選擇效應(yīng)的偏差，但是由于市場分割強(qiáng)度是一個連續(xù)型變量，缺乏市場分割地區(qū)的反事實(shí)信息，因此通過廣義傾向得分匹配方法，在控制組的樣本中選取與處理組盡可能相似的個體來進(jìn)行比較可以很好地控制自選擇效應(yīng)。同時，將市場分割強(qiáng)度這一連續(xù)型變量作為處理變量，也克服了傳統(tǒng)PSM 方法僅適用于變量為0或1的二元變量的局限性。第三，內(nèi)生性問題的處理。以高鐵開通作為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)構(gòu)建市場分割的工具變量，由此借助雙重差分思想，來克服反向因果關(guān)系所引起的潛在內(nèi)生性偏誤，使得結(jié)論更為穩(wěn)健可靠。

本文余下部分安排如下：第二部分介紹實(shí)證模型、變量和數(shù)據(jù)；第三部分報(bào)告實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果；第四部分為穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第五部分匯報(bào)進(jìn)一步的作用機(jī)制估計(jì)結(jié)果；最后是本文結(jié)論和政策啟示。

二、計(jì)量模型與變量、數(shù)據(jù)

（一）計(jì)量模型

由于地區(qū)的市場分割不是一個隨機(jī)事件，科學(xué)準(zhǔn)確地評估市場分割對地區(qū)生產(chǎn)率的影響并不容易。本文采用廣義傾向得分匹配方法（GPSM）進(jìn)行“反事實(shí)分析”，這樣可以避免因觀測變量不隨機(jī)導(dǎo)致的結(jié)果偏誤。同時，與傳統(tǒng)的傾向得分匹配（PSM）方法相比，GPSM 方法通過估計(jì)出“個體劑量反應(yīng)”函數(shù)（Unit-level Does-response Function）和“平均劑量反應(yīng)”函數(shù)（Average Does-response Function），可以在給定連續(xù)的處理變量和廣義傾向得分下描述任一連續(xù)處理水平上所對應(yīng)結(jié)果的條件期望，突破傳統(tǒng)PSM 方法將處理變量局限于二值變量的不足，同時又能消除觀測樣本的地區(qū)特征所帶來的結(jié)果偏差，即控制“自選擇效應(yīng)”，因此適合評估市場分割連續(xù)變量對地區(qū)生產(chǎn)率的處理效應(yīng)。（Pairwise Treatment Effect）

基于Hirano和Imbens（2004）提供的方法，本文分三個步驟來估計(jì)在每一個市場分割強(qiáng)度上市場分割對地區(qū)生產(chǎn)率的影響。第一步，控制匹配變量X 后，本文采用Papke和Wooldridge（1996）提出的Fractional Logit 模型，在廣義線性模型框架下最大化伯努利對數(shù)似然函數(shù)，來估計(jì)市場分割強(qiáng)度的概率，并計(jì)算得出廣義傾向得分R?，其中，R?可以理解為市場分割達(dá)到某個程度的概率（GPS）；第二步，利用市場分割強(qiáng)度seg及其概率R?構(gòu)造地區(qū)生產(chǎn)率tfp的條件期望模型；第三步，利用第二步的估計(jì)結(jié)果，并根據(jù)設(shè)定好的步長劃分市場分割強(qiáng)度，通過“平均劑量反應(yīng)”函數(shù)比較平均地區(qū)生產(chǎn)率在兩個不同市場分割強(qiáng)度水平上的差異，并得到市場分割強(qiáng)度變化對地區(qū)生產(chǎn)率影響的處理效應(yīng)。

（二）核心指標(biāo)構(gòu)建與數(shù)據(jù)處理

1.市場分割的測度

本文沿用陸銘和陳釗（2009）中的9 類商品作為衡量市場分割指數(shù)的參照商品，通過測算接壤省份間的相對價格差異來衡量地區(qū)的市場分割指數(shù)。由于海南的特殊地理位置以及重慶和西藏兩個地區(qū)的數(shù)據(jù)缺失，故在樣本數(shù)據(jù)中將其剔除。測算市場分割過程中所使用的數(shù)據(jù)均來自2005-2017年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。市場分割指數(shù)的計(jì)算公式如下：

2.地區(qū)生產(chǎn)率的估計(jì)

關(guān)于地區(qū)生產(chǎn)率的衡量，本文采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）對地區(qū)生產(chǎn)率進(jìn)行估計(jì)。DEA 方法不用確定生產(chǎn)函數(shù)的具體形式，具有較強(qiáng)的客觀性。然而，該方法僅能處理靜態(tài)的生產(chǎn)率指數(shù)變化，而要對生產(chǎn)率指數(shù)的變化進(jìn)行動態(tài)測量，還需要結(jié)合Malmquist 指數(shù)分析法共同探討地區(qū)生產(chǎn)率指數(shù)的變化及其影響因素。具體來說，我們以各省份的固定資本存量和總的就業(yè)人數(shù)為投入，以各省份的GDP 為產(chǎn)出，利用Malmquist 指數(shù)分析法，在剔除外部影響因素的基礎(chǔ)上，對地區(qū)生產(chǎn)率進(jìn)行科學(xué)評估。根據(jù)計(jì)算，樣本地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)率均值為0.9338，圖1 描述了地區(qū)生產(chǎn)率和市場分割強(qiáng)度之間的函數(shù)關(guān)系，直觀來看，地區(qū)生產(chǎn)率與市場分割強(qiáng)度之間呈現(xiàn)出明顯的非線性關(guān)系，下文將進(jìn)一步通過實(shí)證分析進(jìn)行驗(yàn)證。

圖1 地區(qū)生產(chǎn)率與市場分割強(qiáng)度的擬合關(guān)系

3.匹配變量

在運(yùn)用GPSM 方法獲得市場分割強(qiáng)度對地區(qū)生產(chǎn)率的因果效應(yīng)估計(jì)時，首先需要對地區(qū)進(jìn)行匹配，以滿足平行趨勢條件假設(shè)，這就要求選取合適的匹配變量X 以保證公式（2）的成立。其中，匹配變量X 應(yīng)該既能影響地區(qū)生產(chǎn)率的提升又會影響地區(qū)市場分割的程度。因此，根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文設(shè)置如下匹配變量：（1）分別用進(jìn)出口總額（trade）、實(shí)際利用外資額占GDP 比重衡量對外開放度（fdi）；（2）用政府財(cái)政支出占GDP 比重衡量政府干預(yù)度（gov）；（3）用人均專利申請授權(quán)量衡量科研水平（patent）；（4）用人均受教育年限表示人力資本水平（hr），計(jì)算各省人均受教育年限時將小學(xué)、初中、高中、大專及以上學(xué)歷的居民平均受教育年數(shù)分別定為6年、9年、12年以及16年；（5）用地區(qū)金融機(jī)構(gòu)貸款余額占GDP 比重來衡量地區(qū)的融資約束程度（fin）。相關(guān)數(shù)據(jù)來自2005-2017年的《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫》、《中國宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省統(tǒng)計(jì)年鑒。

要滿足平行趨勢條件假設(shè)，除了要選取合適的匹配變量外，還需要對樣本進(jìn)行合適的分組。由于市場分割強(qiáng)度在區(qū)間分布上偏向于0 值這一段，因此，本文在市場分割強(qiáng)度較小的區(qū)間內(nèi)進(jìn)行細(xì)分，在市場分割強(qiáng)度較大的區(qū)域進(jìn)行粗分，最終選取市場分割強(qiáng)度為0.0135和0.0248 作為臨界值，將樣本分為3 組，即3區(qū)間，并在每個區(qū)間內(nèi)均對匹配變量進(jìn)行均值統(tǒng)計(jì)。模型中匹配變量的主要統(tǒng)計(jì)信息見表1。

表1 匹配變量描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）市場分割強(qiáng)度的分布檢驗(yàn)

本部分基于Fractional Logit 模型估計(jì)市場分割強(qiáng)度的分布，估計(jì)結(jié)果見表2。表2 顯示，除了外資占比和金融約束的系數(shù)不顯著以外，其他匹配變量均顯著，說明匹配變量的選擇是合適的。政府干預(yù)度、人力資本水平以及科研水平對市場分割強(qiáng)度的影響顯著為負(fù)，而對外開放水平對市場分割強(qiáng)度的影響顯著為正，說明政府干預(yù)度、人力資本水平、科研水平較低的地區(qū)，政府更傾向于通過市場分割來保護(hù)本地經(jīng)濟(jì)，對外開放水平較高的地區(qū)往往更愿意通過海外市場的擴(kuò)張獲取出口收益而放棄國內(nèi)市場的規(guī)模經(jīng)濟(jì)。

地方政府受到政治晉升錦標(biāo)賽的影響，為了完成甚至超額完成經(jīng)濟(jì)績效，通常會有兩種策略選擇：一是通過地方保護(hù)實(shí)現(xiàn)區(qū)域間的市場分割，以規(guī)避激烈的外部競爭來保護(hù)當(dāng)?shù)氐娜鮿萜髽I(yè)；二是通過不斷完善基礎(chǔ)設(shè)施、改善營商環(huán)境推動一體化進(jìn)程，鼓勵競爭、優(yōu)勝劣汰以提升地區(qū)的資源配置效率和生產(chǎn)率?，F(xiàn)實(shí)中地方政府會選擇哪種策略取決于實(shí)現(xiàn)政治晉升的利弊權(quán)衡。通常當(dāng)某一地區(qū)的經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)或者經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于經(jīng)濟(jì)周期低谷時，地方政府更傾向于實(shí)行市場分割，而當(dāng)某一地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高或者處于經(jīng)濟(jì)繁榮期時，地方政府認(rèn)為推動一體化進(jìn)程更為有利。

（二）GPSM的平衡條件檢驗(yàn)

在估計(jì)市場分割強(qiáng)度分布的基礎(chǔ)上，本節(jié)計(jì)算匹配變量廣義傾向得分值并進(jìn)行匹配，進(jìn)行第一步估計(jì)。匹配成功與否需要匹配變量滿足平衡條件假設(shè)，平衡條件的檢驗(yàn)除了要求選擇合適的匹配變量外，還要求對樣本進(jìn)行合適的匹配分組。根據(jù)上文結(jié)論，整體樣本可劃分為3區(qū)間，表3報(bào)告了3樣本區(qū)間匹配變量在匹配前后的差異均值以及標(biāo)準(zhǔn)差。結(jié)果發(fā)現(xiàn)各匹配變量在各區(qū)間內(nèi)的標(biāo)準(zhǔn)差都非常小，說明樣本經(jīng)過GSPM 后滿足平衡條件，即經(jīng)過匹配后的匹配變量在不同區(qū)間內(nèi)均無顯著差別。

（三）GPSM的第二步估計(jì)

利用上一步估計(jì)出的廣義傾向得分，即地區(qū)獲得當(dāng)前市場分割強(qiáng)度的概率R?作為控制變量，進(jìn)行第二步估計(jì)。其中，被解釋變量為地區(qū)生產(chǎn)率tfp，核心解釋變量為市場分割強(qiáng)度seg。同時，根據(jù)估計(jì)結(jié)果的顯著性，決定是否在模型中加入變量seg和各自的平方項(xiàng)以及兩個變量的乘積。具體回歸結(jié)果見表4。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，除了未能通過顯著性檢驗(yàn)以外，其余變量均通過了顯著性檢驗(yàn)。因此，基于第二步的估計(jì)結(jié)果，在模型中去掉變量，并進(jìn)行GPSM的第三步估計(jì)。

表2 市場分割強(qiáng)度的Fractional Logit 回歸結(jié)果

表3 GPSM 平衡條件檢驗(yàn)

表4 GPSM的第二步估計(jì)結(jié)果

（四）市場分割強(qiáng)度對地區(qū)生產(chǎn)率的處理效應(yīng)

為了進(jìn)行GPSM 第三步估計(jì)，我們將處理變量seg的取值范圍劃分為s子區(qū)間，即s=1，2，…，s，估計(jì)在每個子區(qū)間內(nèi)市場分割強(qiáng)度對地區(qū)生產(chǎn)率變化的平均因果效應(yīng)。圖2中的實(shí)線為各子區(qū)間平均因果效應(yīng)的連線，代表全樣本區(qū)間內(nèi)市場分割強(qiáng)度與地區(qū)生產(chǎn)率的函數(shù)關(guān)系，另外兩條虛線分別代表這一函數(shù)關(guān)系的上下95%的置信區(qū)間。從圖2中可以發(fā)現(xiàn)市場分割強(qiáng)度與地區(qū)生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)出明顯的倒U 型非線性關(guān)系，即當(dāng)市場分割強(qiáng)度較低時，市場分割促進(jìn)地區(qū)生產(chǎn)率的提升，并存在邊際遞減的情況。而當(dāng)市場分割強(qiáng)度超過某一臨界值之后，市場分割開始顯著抑制地區(qū)生產(chǎn)率的提升。

進(jìn)一步地，表5 報(bào)告了不同的市場分割強(qiáng)度取值d 下的平均因果效應(yīng)大小及其估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤?？梢园l(fā)現(xiàn)平均因果效應(yīng)的轉(zhuǎn)折點(diǎn)出現(xiàn)在d=11時，即當(dāng)市場分割強(qiáng)度小于11%時，市場分割顯著促進(jìn)地區(qū)生產(chǎn)率的提升，且隨著市場分割強(qiáng)度的提高，這種促進(jìn)作用在逐漸減弱；而當(dāng)市場分割強(qiáng)度大于11%這一轉(zhuǎn)折點(diǎn)時，市場分割將顯著抑制地區(qū)生產(chǎn)率的提升。在樣本中，約有90%以上觀測點(diǎn)的市場分割強(qiáng)度在11%以下。這表明，從總體上看當(dāng)前我國的市場分割強(qiáng)度較低，并且能夠?qū)Φ貐^(qū)生產(chǎn)率產(chǎn)生正向的促進(jìn)作用，但需要注意的是應(yīng)保持合理、適當(dāng)?shù)氖袌龇指顝?qiáng)度，否則市場分割將顯著抑制地區(qū)的生產(chǎn)效率提升。這種抑制作用可能來源于三個方面：（1）當(dāng)?shù)胤秸ㄟ^市場分割表現(xiàn)出較強(qiáng)的保護(hù)力度時，企業(yè)提升生產(chǎn)率的積極性將明顯減弱；（2）地方政府的保護(hù)程度過高時，會誘使企業(yè)將資源分配在政府傾向保護(hù)的部門，而較少關(guān)注如何合理分配資源以提升生產(chǎn)率；（3）當(dāng)?shù)胤秸畬κ欠癫扇∈袌龇指钚袨檫M(jìn)行權(quán)衡時，由于信息不對稱出現(xiàn)甄別機(jī)制失效，往往難以實(shí)現(xiàn)地方政府的預(yù)期目標(biāo)。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為解決地區(qū)生產(chǎn)率與市場分割可能存在的反向因果關(guān)系，本文借鑒Lu等（2017）的研究思路，以高鐵開通作為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，將這一政策沖擊視為市場分割的工具變量，由此嵌入雙重差分思想，更為準(zhǔn)確地識別市場分割對地區(qū)生產(chǎn)率的影響及作用機(jī)制，并彌補(bǔ)已有研究在內(nèi)生性問題處理方面的不足。

表5 不同市場分割強(qiáng)度水平下的平均因果效應(yīng)

該方法的實(shí)質(zhì)仍然是工具變量法，但在構(gòu)建工具變量的過程中，采用雙重差分法可以較好地利用高鐵開通這一政策沖擊。此時，市場分割的工具變量主要由高鐵開通的政策沖擊所決定。相較于實(shí)際的市場分割程度而言，高鐵開通具有明顯的外生性特征，可以較好地控制模型中潛在的內(nèi)生性問題。由于高鐵在每個城市首次開通的時間是不同的，因此，在采用雙重差分法構(gòu)建工具變量時，兩階段最小二乘法（2SLS）的一階段回歸模型為多期雙重差分模型，具體設(shè)定如下：

公式（3）中，segit為每個城市所在省份的市場分割指數(shù)。cityit為組別虛擬變量，用于識別在t年開通高鐵的城市，對開通城市開通的當(dāng)年及以后年份賦值為1，其余年份為0（作為實(shí)驗(yàn)組），未開通的城市賦值為0（作為對照組）。Xit為一系列可能影響地區(qū)市場分割的控制變量，主要包括政府干預(yù)度、人力資本水平、融資約束水平、基礎(chǔ)設(shè)施水平和對外開放程度，分別用政府財(cái)政支出比重、高等院校在校生人數(shù)比重、金融貸款余額比重、人均道路面積和外資比重來衡量，相關(guān)數(shù)據(jù)來自《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國城市經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》。λi、μt、εit分別為個體、年份固定效應(yīng)以及隨機(jī)擾動項(xiàng)。為控制潛在的異方差和序列相關(guān)問題，參考Amiti和Davis（2011）的做法，將標(biāo)準(zhǔn)差在地區(qū)維度進(jìn)行聚類調(diào)整。需要說明的是，根據(jù)公式（3）計(jì)算出的市場分割預(yù)測值為地級市的市場分割指數(shù)，而在第二階段回歸時需要用到的是省級市場分割指數(shù)的預(yù)測值，因此，本文將地級市的市場分割預(yù)測值按照GDP比重加權(quán)加總到省級層面，得到省級市場分割指數(shù)的預(yù)測值，并將其作為市場分割的工具變量。

表6 報(bào)告了兩個階段的回歸結(jié)果。根據(jù)表6中模型（1）的估計(jì)結(jié)果所示，高鐵開通顯著抑制了市場分割程度的提升。換言之，高鐵開通在一定程上打破了地區(qū)之間的壁壘，促進(jìn)了一體化的發(fā)展。為了避免內(nèi)生性帶來的結(jié)果偏誤，采用海拔高度和1984年當(dāng)?shù)氐蔫F路客運(yùn)量作為高鐵開通的工具變量，分別采用2SLS和GMM 方法對結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)高鐵開通的估計(jì)系數(shù)仍顯著，并通過了DW 檢驗(yàn)，如表6 模型中（2）、（3）所示。

利用公式（3）計(jì)算出的城市市場分割預(yù)測值，加權(quán)加總到省級層面后，以此值為工具變量進(jìn)行第二階段回歸。根據(jù)GPSM的分析結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)市場分割與地區(qū)生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)倒U 型的非線性關(guān)系，因此，相應(yīng)的第二階段模型設(shè)定如下：

公式（4）中，segit、分別為市場分割預(yù)測值的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)，Xit為一系列控制變量，相關(guān)變量與GPSM的匹配變量相同。具體的回歸結(jié)果見表6 模型（4）。比較工具變量回歸結(jié)果和GPSM回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，基于工具變量的回歸系數(shù)明顯高于GPSM 回歸，這表明本文對內(nèi)生性問題的修正是有必要的。同時，工具變量回歸通過了DW檢驗(yàn)，說明GPSM 回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表6 工具變量檢驗(yàn)

五、進(jìn)一步討論

前文考察了市場分割對地區(qū)生產(chǎn)率的影響，并通過雙重差分法構(gòu)建的工具變量規(guī)避了內(nèi)生性所帶來的結(jié)果偏誤，驗(yàn)證了市場分割與地區(qū)生產(chǎn)率之間的倒U 型非線性關(guān)系。通過計(jì)算得出市場分割強(qiáng)度臨界值為0.0239，在全樣本中有301觀測點(diǎn)的市場分割強(qiáng)度小于這一臨界值，即有約91.77%的觀測點(diǎn)處于提高市場分割強(qiáng)度能夠促進(jìn)地區(qū)生產(chǎn)率提升的階段。那么，市場分割具體是通過哪些渠道影響地區(qū)生產(chǎn)率的呢？接下來本文將利用Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)分解來探討其作用機(jī)制。

（一）機(jī)制分解

本文的地區(qū)生產(chǎn)率是基于DEA 方法進(jìn)行估計(jì)的，利用Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)可以分解為技術(shù)效率變化指數(shù)（effch）和技術(shù)變化指數(shù)（techch）的乘積，其中技術(shù)效率變化指數(shù)（effch）又可分解為純技術(shù)效率變化（pech）和規(guī)模效率變化（sech）的乘積，由此得到公式（5）：

公式（5）中，第一項(xiàng)為規(guī)模效率變化（sech），第二項(xiàng)為純技術(shù)效率變化（pech），第三項(xiàng)為技術(shù)進(jìn)步（techch），Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)（tfp）可由這三項(xiàng)乘積進(jìn)行表示，其中前兩項(xiàng)的乘積代表技術(shù)效率變化。規(guī)模效率變化大于1時，則表示地區(qū)規(guī)模報(bào)酬遞增，反之，規(guī)模報(bào)酬遞減；純技術(shù)效率變化大于1時，則表示資源配置與利用的改善使效率提高，反之，效率降低；技術(shù)進(jìn)步大于1時，則表示出現(xiàn)了技術(shù)進(jìn)步，反之，技術(shù)相對落后；生產(chǎn)率指數(shù)大于1時，則表示綜合生產(chǎn)率有所改善，反之，說明生產(chǎn)率惡化。

將公式（5）分解出的三項(xiàng)分別作為被解釋變量再次進(jìn)行GPSM 回歸，具體的回歸結(jié)果見表7?？梢园l(fā)現(xiàn)，規(guī)模效率變化、純技術(shù)效率變化和技術(shù)進(jìn)步與基準(zhǔn)回歸結(jié)果的趨勢是一致的，即三個分解指標(biāo)與市場分割之間均呈倒U 型的非線性關(guān)系，且三個分解指標(biāo)所對應(yīng)的臨界值與基準(zhǔn)回歸結(jié)果的臨界值非常接近（分別為0.0244、0.0243、0.0221），說明市場分割確實(shí)通過這三個分解效應(yīng)影響了地區(qū)生產(chǎn)率的變動。從短期來看，地方保護(hù)能夠使當(dāng)?shù)仄髽I(yè)免于外部的激烈競爭，在較為寬松的環(huán)境下企業(yè)能夠占有穩(wěn)定的市場以實(shí)現(xiàn)規(guī)模生產(chǎn)、增加企業(yè)利潤，從而為企業(yè)增加創(chuàng)新投入、實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步奠定了基礎(chǔ)。但從長遠(yuǎn)來看，過高的市場分割水平，會使企業(yè)缺乏占有更大市場規(guī)模的競爭力，對規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)率的提升反而不利。

上述機(jī)制分解的結(jié)果表明了地區(qū)生產(chǎn)率與三個指標(biāo)之間的非線性關(guān)系，那么規(guī)模效率變化（sech）、純技術(shù)效率變化（pech）和技術(shù)進(jìn)步（techch）對地區(qū)生產(chǎn)率的影響強(qiáng)度如何？我們將三個分解指標(biāo)影響地區(qū)生產(chǎn)率的邊際效應(yīng)進(jìn)行比較（如圖3所示），可以發(fā)現(xiàn)從總體上看，盡管在市場分割強(qiáng)度較低時（小于臨界值）能夠促進(jìn)地區(qū)生產(chǎn)率的提升，但是作用于三個分解途徑的邊際效應(yīng)在逐漸降低，且市場分割對規(guī)模效率的促進(jìn)作用最強(qiáng)，而對技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)作用最弱。說明較低的市場分割可能通過保護(hù)企業(yè)免受外來競爭而使其能夠占領(lǐng)更大的本地市場，這有利于區(qū)域內(nèi)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的發(fā)揮，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)增收，還能在一定程度上緩解企業(yè)的研發(fā)資金約束從而促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，但對企業(yè)而言仍缺乏更強(qiáng)的技術(shù)創(chuàng)新動力。當(dāng)市場分割強(qiáng)度較高時（大于臨界值），可以發(fā)現(xiàn)市場分割對規(guī)模效率的抑制作用最強(qiáng)，說明規(guī)模效率低下是受到技術(shù)進(jìn)步受阻和技術(shù)效率低下雙重疊加影響的結(jié)果。從當(dāng)前的發(fā)展?fàn)顩r看，90%以上觀測點(diǎn)通過市場分割顯著提升了當(dāng)?shù)氐囊?guī)模效率。

表7 地區(qū)生產(chǎn)率的機(jī)制分解結(jié)果

表8 市場分割的動態(tài)效應(yīng)

圖3 市場分割強(qiáng)度的邊際效應(yīng)

（二）市場分割的長期影響

從上文經(jīng)驗(yàn)分析的結(jié)果看，短期內(nèi)較低的市場分割強(qiáng)度能夠通過避免外部過度競爭等因素促進(jìn)地區(qū)生產(chǎn)率提升，本節(jié)進(jìn)一步利用面板自回歸模型檢驗(yàn)市場分割與地區(qū)生產(chǎn)率的長期穩(wěn)定關(guān)系，并根據(jù)AIC、BIC、HQIC 準(zhǔn)則確定最佳滯后期數(shù)。表8 匯報(bào)了具體的估計(jì)結(jié)果。如表8中模型（1）所示，從市場分割滯后第三期開始，市場分割對地區(qū)生產(chǎn)率開始產(chǎn)生負(fù)面影響。付強(qiáng)（2017）認(rèn)為地方政府進(jìn)行市場分割的動機(jī)之一是其能夠促進(jìn)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長，我們通過觀察經(jīng)濟(jì)增長與市場分割的滯后期關(guān)系，可以發(fā)現(xiàn)，雖然短期市場分割能夠促進(jìn)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長，長期來看卻不利于經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定（如表8中模型2所示）。

（三）市場分割對整體生產(chǎn)效率的影響

本文的回歸結(jié)果表明，一定強(qiáng)度以下的市場分割促進(jìn)了地區(qū)生產(chǎn)率的提升，這也為地方政府進(jìn)行市場分割提供了部分合理解釋。然而，從國家整體層面來看，市場分割妨礙了國內(nèi)區(qū)域一體化進(jìn)程的推進(jìn)，扭曲了市場運(yùn)行機(jī)制，從而降低了地區(qū)資源配置效率。為此，我們進(jìn)一步對市場分割可能產(chǎn)生的效率損失進(jìn)行評估。本文借鑒趙自芳和史晉川（2006）計(jì)算市場扭曲導(dǎo)致效率損失的方法，基于上文分解出的規(guī)模效率變化（sech），純技術(shù)效率變化（pech）和技術(shù)效率變化（effch），計(jì)算效率損失ρ 為：

公式（6）中，tsech、tpech 分別為各省份規(guī)模效率變化和純技術(shù)效率變化的加權(quán)平均值。表9 報(bào)告了2005-2016年因市場扭曲導(dǎo)致的效率損失的年均值，可以發(fā)現(xiàn)效率損失最嚴(yán)重的年份是在2011年，占總產(chǎn)出的9.76%。從東、中、西部地區(qū)的效率損失年均值比較可以發(fā)現(xiàn)，以2011年為時間節(jié)點(diǎn)，之前效率損失最嚴(yán)重的主要出現(xiàn)在中部地區(qū)，之后效率損失最嚴(yán)重的地區(qū)為西部地區(qū)。

為了進(jìn)一步厘清市場扭曲是否由市場分割所造成，我們先將計(jì)算出的效率損失值與市場分割指數(shù)進(jìn)行擬合，發(fā)現(xiàn)二者呈現(xiàn)正相關(guān)（見圖4），即隨著市場分割水平的提升，效率損失在不斷上升。再對效率損失與市場分割進(jìn)行回歸，市場分割的估計(jì)系數(shù)為1.5961 且在1%的顯著水平下顯著，進(jìn)一步驗(yàn)證了二者之間的正相關(guān)關(guān)系，即市場分割會導(dǎo)致市場扭曲，從而引起資源配置效率損失。

圖4 市場分割與效率損失的擬合關(guān)系

（四）市場分割影響下的優(yōu)化路徑

由于在不同的地區(qū)特征下，市場分割對地區(qū)生產(chǎn)率的影響是不一樣的。因此，我們進(jìn)一步探索在不同地區(qū)特征下能夠加強(qiáng)市場分割正效應(yīng)或緩解市場分割負(fù)效應(yīng)的優(yōu)化路徑。為此，我們將樣本分別按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（gdp）、對外開放水平（fdi）、基礎(chǔ)設(shè)施水平（road）、人力資本水平（hr）、研發(fā)投入水平（rd）五個指標(biāo)劃分成大致相同的子樣本。其中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平用地區(qū)GDP表示、對外開放度用實(shí)際利用外資額占GDP 比重表示、基礎(chǔ)設(shè)施水平用等級公路里程表示、人力資本水平用平均受教育年限表示、研發(fā)投入水平用R&D 全時人員當(dāng)量表示。劃分依據(jù)是將五個指標(biāo)的數(shù)值由小到大排序，以中位數(shù)為界劃分成兩組子樣本，再分別進(jìn)行GPSM 回歸，具體結(jié)果見表10。結(jié)果顯示，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對外開放水平、基礎(chǔ)設(shè)施水平、人力資本水平、研發(fā)投入水平較高的地區(qū)，市場分割與地區(qū)生產(chǎn)率均呈現(xiàn)倒U 型的非線性關(guān)系，可以計(jì)算出五類特征地區(qū)的市場分割臨界值分別為0.0226、0.0242、0.0196、0.0256、0.0256，與基準(zhǔn)回歸的臨界值0.0239 相比發(fā)現(xiàn)，對外開放水平、人力資本水平和研發(fā)投入水平較高的地區(qū)能夠承受更高的市場分割強(qiáng)度，這在一定程度上說明促進(jìn)對外開放、注重人力資本培育、加大研發(fā)投入能夠緩解市場分割所帶來的負(fù)效應(yīng)。

六、結(jié)論與政策建議

中國各地區(qū)間普遍存在“以鄰為壑”的市場分割，阻礙市場發(fā)揮在資源配置中的決定性作用，也成為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的主要障礙之一。本文利用2004-2016年28省級面板數(shù)據(jù)，采用GPSM 方法對模型進(jìn)行回歸，研究發(fā)現(xiàn)市場分割與地區(qū)生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)倒U 型的非線性關(guān)系，即一定強(qiáng)度的市場分割水平能夠促進(jìn)地區(qū)生產(chǎn)率提升，而當(dāng)市場分割強(qiáng)度超過0.0239 這一臨界值時，會抑制地區(qū)生產(chǎn)率的提升，全樣本中約有90.38%的觀測點(diǎn)處于市場分割促進(jìn)地區(qū)生產(chǎn)率的階段。進(jìn)一步地，我們將高鐵開通作為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，通過構(gòu)建多期雙重差分模型估計(jì)出市場分割的預(yù)測值作為工具變量，在規(guī)避了內(nèi)生性問題后，結(jié)果依然穩(wěn)健。對地區(qū)生產(chǎn)率的動態(tài)分解發(fā)現(xiàn)，市場分割主要通過影響地區(qū)規(guī)模效率、技術(shù)效率以及技術(shù)進(jìn)步來影響地區(qū)生產(chǎn)率，從當(dāng)前的發(fā)展階段看，較低的市場分割主要通過提高規(guī)模效率實(shí)現(xiàn)對地區(qū)生產(chǎn)率的推動。更重要的發(fā)現(xiàn)是，市場分割只是在短期內(nèi)提高了地區(qū)生產(chǎn)率，從長期來看仍然存在抑制作用，此外，市場分割從整體上還導(dǎo)致了市場扭曲、造成了資源配置效率的損失，而進(jìn)一步擴(kuò)大對外開放、注重人力資本培育和加大研發(fā)投入，在一定程度上能夠緩解市場分割所帶來的負(fù)面影響。因此，通過推進(jìn)要素市場化改革與政府體制改革進(jìn)程來打破市場分割，整合國內(nèi)市場，是現(xiàn)階段和今后較長一段時期推動高質(zhì)量發(fā)展必要的戰(zhàn)略選擇?；谏鲜鲅芯拷Y(jié)論，本文的政策啟示如下：

表9 資源配置效率損失年均值

表10 不同地區(qū)特征下市場分割對生產(chǎn)率的影響

首先，更加重視政區(qū)改革與政府改革的共同推進(jìn)，以長效化機(jī)制保障區(qū)域合作，促進(jìn)生產(chǎn)要素自由流動和優(yōu)化配置。中國各區(qū)域習(xí)慣于縱向的行政管理，而不習(xí)慣于橫向的合作與協(xié)調(diào)。在國際市場空間的廣度相對下降的背景下，消除國內(nèi)市場分割，促進(jìn)資源要素自由流動，推動基于區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新機(jī)制——現(xiàn)代化區(qū)域治理的真正形成，不僅可以有效地提升中國的地區(qū)生產(chǎn)效率，為新常態(tài)下經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長提供支撐，也是中國經(jīng)濟(jì)應(yīng)對日趨復(fù)雜的國際環(huán)境挑戰(zhàn)的重要舉措。

其次，探索新的地方政府激勵框架，從根本上打破市場分割形成的基礎(chǔ)。GDP 唯上的地方競爭模式，多年來在激勵地方政府偏重經(jīng)濟(jì)高增長的同時，由于激勵目標(biāo)過于片面單一，造成包括市場分割在內(nèi)的諸多問題。在中國經(jīng)濟(jì)從高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展的階段，要深化治理體制改革，建立明晰的促進(jìn)高質(zhì)量發(fā)展的激勵導(dǎo)向體系，同時設(shè)立制度紅線，遏制地方保護(hù)和市場分割現(xiàn)象，激勵與約束并舉，促進(jìn)地方官員以及地方政府在動態(tài)調(diào)整中逐步形成新的發(fā)展動力與導(dǎo)向。

最后，進(jìn)一步細(xì)化區(qū)域政策尺度，針對不同地區(qū)實(shí)際情況制定差別化政策，更加注重區(qū)域一體化發(fā)展。改革開放四十年來，中國經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)了高速增長，但中西部地區(qū)與東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)差距不斷擴(kuò)大，這種差距既表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)總量上的差距也表現(xiàn)為生產(chǎn)率上的差距。本文發(fā)現(xiàn)中西部地區(qū)的市場分割程度更高，對經(jīng)濟(jì)效率提升的阻礙作用更大，因此應(yīng)注意大幅降低落后地區(qū)的市場分割強(qiáng)度，促進(jìn)中西部地區(qū)融入全國一體化市場的前提下，中西部地區(qū)要抓住“一帶一路”機(jī)遇促進(jìn)對外開放、增強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、注重人力資本培育、加大研發(fā)投入以提升地區(qū)生產(chǎn)率，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。