謝偉偉，金田林

（1.中國社會科學(xué)院 生態(tài)文明研究所，北京 100710；2.中國宏觀經(jīng)濟研究院 國土開發(fā)與地區(qū)經(jīng)濟研究所，北京 100038）

一、引 言

城市經(jīng)濟效率是判斷城市要素配置、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是否合理的關(guān)鍵因素。在我國城市群一體化進程中，市場分割易導(dǎo)致要素資源配置以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理等問題，從而不利于城市經(jīng)濟效率的提升。中國自改革開放以來，尤其是在加入世貿(mào)組織深度融入世界經(jīng)濟格局體系之后，面臨著如何推動國內(nèi)經(jīng)濟實現(xiàn)深度一體化，從而進一步提升經(jīng)濟效率和經(jīng)濟質(zhì)量的重大問題［1］。在中國進入新發(fā)展階段的關(guān)鍵節(jié)點，率先打破一定范圍的制度藩籬、消除分割，是推動區(qū)域高質(zhì)量協(xié)調(diào)發(fā)展、加快形成新發(fā)展格局的重要方面［2］。因此，市場一體化作為影響城市經(jīng)濟效率的關(guān)鍵要素，其中的關(guān)系及影響機理值得深入探討。

當前，已有較多學(xué)者對市場一體化與城市經(jīng)濟效率的關(guān)系進行探討。部分學(xué)者認為，市場一體化有利于經(jīng)濟效率的提高。孫元元和張建清基于產(chǎn)業(yè)集聚和異質(zhì)性內(nèi)生互動視角研究市場一體化與地區(qū)生產(chǎn)率差距的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)市場一體化使地區(qū)生產(chǎn)率的差距擴大［3］；李雪松等以市場分割衡量區(qū)域一體化，從生產(chǎn)要素層面、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層面和區(qū)域合作層面對區(qū)域一體化與經(jīng)濟增長效率之間的關(guān)系建立了分析框架，以長江經(jīng)濟帶2000—2014年的面板數(shù)據(jù)為例進行了實證研究，認為區(qū)域一體化有利于經(jīng)濟增長效率的提高，且存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性［4］；孫昊和胥莉研究得出了京津冀和長三角市場一體化均對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率有促進作用的結(jié)論，認為市場整合與知識溢出的協(xié)同對區(qū)域全要素生產(chǎn)率具有正向作用［5］；王磊和張肇中的研究結(jié)論也表明，提高國內(nèi)市場一體化水平可以提高資源要素在不同企業(yè)和部門間的要素再配置效應(yīng)［6］。另有部分學(xué)者認為，市場一體化對城市經(jīng)濟效率的影響呈現(xiàn)非線性關(guān)系。黃賾琳和姚婷婷通過構(gòu)建動態(tài)空間面板模型實證表明，商品市場分割對城市生產(chǎn)率的影響經(jīng)歷了一個先上升再下降的過程，該曲線的峰值即為商品市場分割的門檻值［7］。

現(xiàn)有研究逐漸從宏觀生產(chǎn)要素視角轉(zhuǎn)向微觀企業(yè)生產(chǎn)視角，學(xué)者們越來越重視市場一體化對城市生產(chǎn)率影響過程中的企業(yè)異質(zhì)性和區(qū)域異質(zhì)性研究，但已有文獻較少考慮市場一體化對城市經(jīng)濟效率的時空異質(zhì)性及其內(nèi)生作用機制?；诖?，本文的邊際貢獻在于檢驗了市場一體化對城市經(jīng)濟效率的“本地—鄰地”效應(yīng)以及城市經(jīng)濟效率時間和空間互動效應(yīng)，并從規(guī)模效應(yīng)、競爭效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)三個方面考慮市場一體化對城市經(jīng)濟效率的作用機制，最后以城市規(guī)模為視角對市場一體化與城市經(jīng)濟效率的異質(zhì)性效應(yīng)進行進一步分析。

二、機理分析與假設(shè)

大量理論和實證研究表明，貿(mào)易自由度的提升會降低運輸成本，通過本地市場放大效應(yīng)促進產(chǎn)業(yè)集聚，并且使要素從低效流動轉(zhuǎn)向高效有序流動［8］。新經(jīng)濟地理學(xué)的自由資本模型主要關(guān)注了貿(mào)易自由度與福利水平也就是經(jīng)濟系統(tǒng)效率的變化關(guān)系［9］，而由城市經(jīng)濟活動集中導(dǎo)致的要素集聚是城市經(jīng)濟效率提高的主要來源。因此，市場一體化可以促進產(chǎn)業(yè)集聚，集聚帶來的各種正的外部性有利于推動技術(shù)進步，進而提高城市經(jīng)濟效率［10-11］。本文認為，市場一體化通過規(guī)模效應(yīng)、競爭效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)三種傳導(dǎo)機制對城市經(jīng)濟效率產(chǎn)生影響。

（一）市場一體化影響城市經(jīng)濟效率的規(guī)模效應(yīng)

市場一體化無論從理論到實踐，都意味著將區(qū)域聯(lián)合成一個統(tǒng)一的整體，即弱化區(qū)域邊界，建立一個共同的大市場，擴大城市規(guī)模。一般而言，一體化集團成員城市的公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)能夠得到進一步完善、城市發(fā)展質(zhì)量得以提高，隨之而來的是大量人才以及具有競爭力的產(chǎn)業(yè)向大城市集中。與規(guī)模較小的城市相比，大城市內(nèi)部共享、匹配和學(xué)習機制的集聚外部性溢出效應(yīng)更加明顯。因此，市場一體化產(chǎn)生的規(guī)模效應(yīng)會促進城市生產(chǎn)率的提高。此外，隨著市場一體化程度的加強，企業(yè)生產(chǎn)成本和產(chǎn)品價格指數(shù)下降，社會需求擴大，本地市場規(guī)模進一步擴張，并且由于擴張產(chǎn)生的規(guī)模報酬遞增又進一步促進集聚產(chǎn)生，地區(qū)生產(chǎn)效率提高。因此，本文提出假說1：

市場一體化可以通過規(guī)模效應(yīng)促進城市生產(chǎn)率的提高。

（二）市場一體化影響城市經(jīng)濟效率的競爭效應(yīng)

運輸成本下降推動一體化成員取消市場貿(mào)易壁壘，從而導(dǎo)致外地企業(yè)和外商投資進入本地市場的壁壘降低，市場內(nèi)部企業(yè)競爭加劇，企業(yè)被迫參與市場競爭，由此產(chǎn)生了競爭效應(yīng)。一般來說，市場一體化對城市生產(chǎn)率的競爭效應(yīng)可能同時出現(xiàn)積極和消極的影響，作用機制主要源于逃離競爭效應(yīng)和創(chuàng)新租金消散效應(yīng)［12］。

逃離競爭效應(yīng)是由市場開放度提高而導(dǎo)致產(chǎn)品市場競爭增強，使得企業(yè)的利潤率變得越來越低，這在一定程度上會倒逼企業(yè)加大創(chuàng)新力度，推進企業(yè)技術(shù)改革并提高創(chuàng)新欲望，以逃離其他企業(yè)的競爭。首先，市場競爭使企業(yè)獲得的利潤變低。當大量企業(yè)選擇定位在某個市場時，由于需求有限，而同類商品供給增加，企業(yè)的銷售壓力增大，這就意味著競爭的增強極大地增加了企業(yè)破產(chǎn)的可能性，因此企業(yè)會致力于提高生產(chǎn)率以逃離競爭帶來的威脅。其次，競爭的加劇提高了產(chǎn)品的需求價格彈性。意味著在其他條件不變的情況下，低生產(chǎn)率企業(yè)沒有搶占市場的優(yōu)勢，為了避免這一損失，企業(yè)管理者會不斷提高生產(chǎn)率以逃離競爭。

創(chuàng)新活動導(dǎo)致的壟斷租金其本質(zhì)是企業(yè)由于從事創(chuàng)新活動的所產(chǎn)生的激勵，相對地，創(chuàng)新壟斷租金的消散就是降低該激勵。隨著市場一體化程度的提高，市場競爭的加劇會導(dǎo)致創(chuàng)新租金的消散，也就降低了企業(yè)通過創(chuàng)新提高生產(chǎn)率的激勵。在這種背景下，競爭不利于生產(chǎn)率的提高。因此，當逃離競爭效應(yīng)發(fā)揮主要作用時，市場一體化對城市生產(chǎn)率的影響為正，當創(chuàng)新租金消散效應(yīng)發(fā)揮主導(dǎo)作用時，市場一體化對城市生產(chǎn)率的影響為負。因此，本文提出假說2：

市場一體化可以通過競爭逃離效應(yīng)促進城市生產(chǎn)率的提高，通過創(chuàng)新租金消散效應(yīng)抑制城市生產(chǎn)率的提高。

（三）市場一體化影響城市經(jīng)濟效率的技術(shù)溢出效應(yīng)

技術(shù)溢出作為馬歇爾外部性的重要內(nèi)容，同時也是新經(jīng)濟地理通常被忽略的問題，市場一體化通過促進技術(shù)外溢提高生產(chǎn)率水平是重要的作用機制之一。一方面，市場一體化通過促進地區(qū)的知識溢出，加快知識和新技術(shù)在地區(qū)內(nèi)的傳播和應(yīng)用，加強了地區(qū)之間人員的交流，促進合作研發(fā)，區(qū)域間的學(xué)習機會增加，進而推動技術(shù)進步，提高生產(chǎn)率；另一方面，市場一體化極大地提高了市場開放度，鼓勵外地企業(yè)進入本地市場，能夠促進企業(yè)創(chuàng)新要素的跨區(qū)域流動，為區(qū)域之間的知識外溢創(chuàng)造了有利條件。總之，市場一體化帶來的知識外溢，不僅能夠推動當?shù)氐募夹g(shù)進步，而且由于創(chuàng)新要素的跨區(qū)域流動，其對鄰近地區(qū)的技術(shù)進步也有顯著影響，因此能夠促進經(jīng)濟系統(tǒng)整體要素生產(chǎn)率的提高。因此，本文提出假說3：

市場一體化可以通過技術(shù)溢出效應(yīng)對城市生產(chǎn)率產(chǎn)生積極影響。

市場一體化影響城市經(jīng)濟效率的傳導(dǎo)機理如圖1所示。

圖1 市場一體化影響城市經(jīng)濟效率的傳導(dǎo)機理

三、研究設(shè)計

（一）計量模型

首先，為了考察市場一體化對城市經(jīng)濟效率的直接影響，建立如下基本計量模型：

其中：i代表省份；t代表年份；TFP為城市經(jīng)濟效率；MI為市場一體化；X為系列控制變量；u i為個體效應(yīng)；εit為隨機項。

由于城市經(jīng)濟效率的前一期水平可能會對當期產(chǎn)生影響，因此需要考察上一期的城市經(jīng)濟效率對當期的影響，故將lnTFPi,t-1項加入式（1）中。同時，本地市場一體化對包括本地城市以及城市群內(nèi)部其他各個城市的影響是不可分割的［13］，且城市的生產(chǎn)率不僅取決于城市內(nèi)部勞動力、資本投入，還與城市之間的相互影響相關(guān)，因此空間效應(yīng)是必須考慮的一個重要方面。而如果僅考慮動態(tài)效應(yīng)或者空間效應(yīng)，那么模型很容易產(chǎn)生估計的偏誤，因此需要同時考慮時間滯后和空間效應(yīng)［14］，因此，最終構(gòu)建的將時間滯后效應(yīng)和動態(tài)效應(yīng)同時納入的動態(tài)空間杜賓面板模型為：

其中：時空滯后系數(shù)φ是指前一期相鄰地區(qū)城市經(jīng)濟效率對本地當期城市經(jīng)濟效率的影響；θ表示鄰近地區(qū)某個變量對被解釋變量的影響；δ是空間滯后系數(shù)，反映的是鄰近地區(qū)域市生產(chǎn)率變化可能對本地生產(chǎn)率變化產(chǎn)生的影響；X是指包括了所有自變量的集合；μ1、μ2分別為個體效應(yīng)、時間效應(yīng)；νit為獨立同分步服從于標準正態(tài)分布的隨機誤差向量。

其次，構(gòu)建中介效應(yīng)遞歸模型識別傳導(dǎo)機制。中介模型的構(gòu)建和檢驗參考溫忠麟和葉寶娟提出的逐步回歸法［15］。

其中，Z為代表規(guī)模效應(yīng)、競爭效應(yīng)和技術(shù)溢出的中介代理變量。根據(jù)溫忠麟和葉寶娟的逐步回歸法流程［15］，首先，檢驗方程（2）自變量的回歸系數(shù)，若系數(shù)顯著則拒絕原假設(shè)，可以進行接下來的中介效應(yīng)檢驗步驟；其次，檢驗方程（3）中自變量的回歸系數(shù)和方程（4）中介變量的回歸系數(shù)，如果都顯著，說明原假設(shè)被拒絕，模型具有明顯的中介效應(yīng)；最后，進一步區(qū)分部分中介效應(yīng)和完全中介效應(yīng)，若方程（4）中自變量的回歸系數(shù)顯著，則存在完全中介效應(yīng)，否則存在部分中介效應(yīng)。模型的估計和檢驗均在MATLAB R2016和STATA 15.1中實現(xiàn)。

（二）指標構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

本文以長三角城市群作為研究區(qū)域，樣本城市為2016年國務(wù)院常務(wù)會議通過的《長江三角洲城市群發(fā)展規(guī)劃》中的規(guī)劃范圍，即上海、南京、蘇州、無錫、常州、南通、揚州、鎮(zhèn)江、鹽城、泰州、杭州、寧波、紹興、嘉興、湖州、金華、舟山、臺州、合肥、蕪湖、銅陵、安慶、馬鞍山、池州、滁州、宣城，共計26個城市?；跀?shù)據(jù)的可獲得性以及最大可能提高研究數(shù)據(jù)時間跨度兩個原則，將數(shù)據(jù)時間段設(shè)定為2002—2019年，共計18年。

（1）市場一體化。通過相對價格指數(shù)法測度城市市場分割程度，進而構(gòu)造市場一體化指數(shù)［16］。首先基于商品價格零售指數(shù)構(gòu)建一個3維（t×m×k）面板數(shù)據(jù)，其中t是時間，m是地區(qū)，k是商品種類，選擇食品類、飲料煙酒類、服裝鞋帽類、紡織品類、家用電器類、文化辦公用品類、中西藥品及醫(yī)療保健品類和建筑材料五金電料類等8類商品。計算城市對的相對價格時，將26個城市兩兩配對，共有C226個城市對。利用26個城市的商品價格零售指數(shù)，構(gòu)造18年325對城市的相對價格方差Var(P ti/P tj)。

相對價格方差的計算步驟如下：

第一，計算相對價格的絕對值 ||ΔQ kijt。通過對相對價格取一階差分形式：

其中，k表示第k種商品。采用一階差分形式是為了方便將公式進行變換，進而成為用商品零售價格環(huán)比指數(shù)（P kit/P kit-1和P kjt/P kjt-1）表示的相對價格形式：

由于取對數(shù)之后會導(dǎo)致i地和j地商品價格指數(shù)的分子和分母位置調(diào)換，進而引起ΔQ kijt符號的反向變化，即ΔQ kijt=-ΔQ kjit，最終影響Var(ΔQ kijt)的大小。因此,對相對價格取絕對值以避免該問題出現(xiàn)。

第二，消除與某一商品類別相聯(lián)系的固定效應(yīng)帶來的系統(tǒng)偏誤。假設(shè) ||ΔQ kijt由ɑk和εkijt兩部分組成，其中ɑk是與某一商品種類屬性有關(guān)的固定效應(yīng)，εkijt與i地和j地特殊的市場環(huán)境有關(guān)。采用去均值的方法消除固定效應(yīng)，為了消去ɑk，對給定一個年份t，一個商品種類k的相對價格離差的絕對值 ||ΔQ kijt在325對城市之間求平均值ΔQ kt，再分別用325個 ||ΔQ kijt減去該均值，從而得到：

第三，對相對價格變動部分求方差Var(q kijt)，即市場分割指數(shù)。最終將市場一體化指數(shù)表示為

（2）城市經(jīng)濟效率。城市經(jīng)濟效率變動的核心在于如何通過最少的投入實現(xiàn)最大化的產(chǎn)出，因此城市經(jīng)濟效率一般可以采用全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity，TFP）來衡量資本和勞動力投入產(chǎn)出的基本情況［17］。其中，勞動力投入指標選擇年末單位從業(yè)人員數(shù)衡量，資本投入指標以采用永續(xù)盤存法計算的各城市資本存量衡量；產(chǎn)出指標采用地區(qū)生產(chǎn)總值進行計算［18］。

（3）規(guī)模效應(yīng)。規(guī)模效應(yīng)可以從兩個方面對市場一體化與城市經(jīng)濟效率之間的關(guān)系起到中介作用，即城市規(guī)模的擴張和需求規(guī)模的擴大。因此，本文以人口密度（scale）表示城市規(guī)模，以社會消費品零售總額（dscale）表示需求規(guī)模。

（4）競爭效應(yīng)。競爭效應(yīng)用產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵表示，由于第二產(chǎn)業(yè)市場分割程度的強弱對城市經(jīng)濟發(fā)展具有舉足輕重的意義，因此選擇受市場一體化影響比較明顯的第二產(chǎn)業(yè)的相關(guān)指標計算區(qū)位熵［19］。產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵的計算公式如下：

其中：q ij、q j分別為j地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)、所有產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員數(shù)；q i、q分別為全國第二產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員數(shù)、所有產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員數(shù)。

（5）技術(shù)溢出。采用地區(qū)間的專利合作作為技術(shù)溢出的指標，具體是基于物理學(xué)中牛頓萬有引力的基本思路提出的引力模型作為測算方法。通過引力模型測度區(qū)域間的專利合作方法如下：

上述引力模型表示區(qū)域之間的創(chuàng)新聯(lián)系與各個城市的創(chuàng)新水平成正比，與地區(qū)間的時間距離成反比。其中：Tij表示長三角城市群中第i個地區(qū)與第j個地區(qū)之間的知識關(guān)聯(lián)；K設(shè)置為1；P代表一個地區(qū)的專利授權(quán)數(shù)量，相比于專利申請量而言，專利授權(quán)量更能客觀地體現(xiàn)一個地區(qū)的創(chuàng)新水平；Dij是通過Arcgis求得的每兩個城市之間的地理距離。在求得兩兩地區(qū)的知識創(chuàng)新聯(lián)系后，最后對同一個地區(qū)與其他所有地區(qū)的加總求和得到每個地區(qū)的知識聯(lián)系強度，以此代表技術(shù)溢出水平。

對于控制變量，本文選擇人力資本（human）、對外開放程度（open）、基礎(chǔ)設(shè)施（infrs）和政府干預(yù)（gov）。人力資本水平（human）參考范劍勇和石靈云的做法，采用人均受教育年限衡量［20］；對外開放程度（open）可能對城市生產(chǎn)率有正向促進作用和負向“擠出作用”，采用進出口貿(mào)易總額占GDP的比重衡量；交通基礎(chǔ)設(shè)施（infrs）通過每萬人公路里程數(shù)衡量；政府干預(yù)（gov）采用公共財政支出占GDP的比重衡量。數(shù)據(jù)來源于2003—2020年《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》、各省市統(tǒng)計年鑒、歷年地方政府工作報告和《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》等。

四、實證分析

（一）空間自相關(guān)性分析

由于一體化城市群內(nèi)存在著知識溢出與共享，城市經(jīng)濟效率除了會受到自身一體化程度的影響及其他因素的影響之外，還會受到其他城市的影響。因此，城市群成員之間會表現(xiàn)出一定的空間溢出和空間依賴性，即空間相關(guān)性。采用全局自相關(guān)Moran'sI指數(shù)衡量整體空間相關(guān)性程度［21］?？臻g權(quán)重矩陣的構(gòu)建方法是：通過ARCGIS軟件中“點距離”的功能計算兩兩城市間的地理距離（dij），進而建立距離空間權(quán)重矩陣［22］。

計算2002—2019年長三角城市群城市經(jīng)濟效率Moran'sI指數(shù)，并分析其變動情況。由于中介變量在中介效應(yīng)模型中也作為因變量在動態(tài)空間面板模型中進行估計，因此同樣需要對所選的中介變量進行Moran'sI檢驗，以便進行后續(xù)計算。

由表1可見，2002—2019年城市經(jīng)濟效率的Moran'sI指數(shù)均為正值，且P值均通過了1%的顯著性檢驗。表明城市經(jīng)濟效率存在明顯正向的空間自相關(guān)性，其變化并不是隨機發(fā)生的，而是與其他空間特征或行為具有某種關(guān)聯(lián)的，具有相似城市經(jīng)濟效率水平的城市集聚在一起，存在空間依賴性和空間集聚現(xiàn)象。從2002—2019年的變化趨勢可以發(fā)現(xiàn)，這種空間集聚現(xiàn)象和空間依賴性呈現(xiàn)由強變?nèi)踉僮儚姷内厔?，Moran'sI指數(shù)從2002年的0.368開始下降，下降趨勢持續(xù)到2014年，期間雖然有部分年份有少許上升，但是從整體來看，上升幅度較小。2015年以來，Moran'sI指數(shù)從2010—2014年的0.02左右上升到2019年的0.256，空間集聚程度較之前明顯增強。

表1 全局Moran's I指數(shù)

從中介變量的Moran'sI指數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，4個變量歷年來的Moran'sI指數(shù)均顯著為正，說明城市規(guī)模、需求規(guī)模、市場競爭和技術(shù)溢出都具有明顯的空間自相關(guān)性。從Moran'sI指數(shù)的大小來看，2002—2019年，城市規(guī)模和需求規(guī)模兩個變量的Moran'sI指數(shù)相對比較穩(wěn)定，城市規(guī)模的Moran'sI指數(shù)從2002年的0.160變化到2019年的0.162，總體變化幅度不大，存在比較穩(wěn)定的空間自相關(guān)現(xiàn)象；需求規(guī)模的Moran'sI指數(shù)基本在0.04～0.07中間上下波動，自相關(guān)性存在但較弱；市場競爭的Moran'sI指數(shù)變化幅度較城市規(guī)模和需求規(guī)模更大，從指數(shù)值看市場競爭的空間自相關(guān)現(xiàn)象更加明顯；技術(shù)溢出空間集聚現(xiàn)象一直有較大的變化，但都表現(xiàn)為正的空間依賴。綜上，城市規(guī)模、需求規(guī)模、市場競爭和技術(shù)溢出都有著明顯的空間集聚現(xiàn)象，可以建立空間面板計量模型。

（二）本地—鄰地效應(yīng)檢驗

靜態(tài)空間面板數(shù)據(jù)容易忽視很多城市經(jīng)濟效率無法量化的影響因素，并且由于靜態(tài)空間面板數(shù)據(jù)難以檢驗城市經(jīng)濟效率的動態(tài)路徑依賴特征而導(dǎo)致估計偏誤，因此需要構(gòu)造動態(tài)空間面板模型進行回歸［23］。根據(jù)Elhorst等的做法，Wald檢驗和LR檢驗顯示空間杜賓面板模型是可行且必要的［24］。關(guān)于動態(tài)空間面板數(shù)據(jù)，有兩個重要的檢驗：一是利用過度識別檢驗的Hansen統(tǒng)計量檢驗工具變量的有效性和可行性。如果Hansen值未能通過顯著性檢驗，則可以認為工具變量是可靠的，回歸結(jié)果顯示模型通過了過度識別檢驗。二是由于城市生產(chǎn)率的上一期滯后項被加入模型中，并且該項與空間個體效應(yīng)存在相關(guān)性，與實證回歸的基本假設(shè)相悖。因此，通過采用差分GMM方法將該項作為工具變量以消除其與空間個體效應(yīng)的相關(guān)性。具體方法是使用Arellano-Bond估計量來檢驗序列相關(guān)誤差的存在性［25-26］，若AR（1）的p值小于0.05、AR（2）的p值大于0.05時，說明擾動項的差分存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)，動態(tài)模型的擾動項不存在。表2中，AR（1）均顯著，AR（2）均不顯著。綜合Hansen和Arellano-Bond檢驗結(jié)果，差分GMM估計是合適的?；谝陨蠙z驗，采用動態(tài)空間杜賓面板模型進行市場一體化對城市經(jīng)濟效率影響的研究是較為合適的，其回歸結(jié)果見表2所列。

表2 市場一體化對城市經(jīng)濟效率的時空動態(tài)空間面板回歸結(jié)果

首先，對于動態(tài)空間面板模型的結(jié)果需要共同關(guān)注5個變量的系數(shù)，包括lnTFPt-1、WlnTFP、WlnTFPt-1、lnMI和WlnMI，分別代表時間、空間和時空滯后系數(shù)、市場一體化的直接效應(yīng)和市場一體化的間接效應(yīng)。時間、空間和時空滯后系數(shù)三者均在1%的水平上顯著，說明三種效應(yīng)同時存在。從時間滯后項系數(shù)來看，TFP的一期滯后項顯著為正，說明城市初始全要素生產(chǎn)率水平在長期是存在顯著影響的，而且上一年對當期也有明顯的路徑依賴特征［27］。從空間滯后項系數(shù)來看，該系數(shù)通過了顯著性水平檢驗且系數(shù)值為正，TFP存在明顯的空間溢出效應(yīng)，說明本地區(qū)城市經(jīng)濟效率的提升會受到相鄰地區(qū)城市經(jīng)濟效率大小的影響。鄰近地區(qū)TFP的增長可以促進本地區(qū)TFP提高約0.690，說明鄰近地區(qū)城市經(jīng)濟效率的提高促進了與本地區(qū)之間的資源共享和信息交流，且若相鄰地區(qū)城市經(jīng)濟效率進步顯著，可以對本地區(qū)提供經(jīng)驗示范，進而使城市生產(chǎn)率產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。時空滯后項WlnTFPt-1系數(shù)均顯著為負，意味著鄰近地區(qū)上一年的TFP提高對本期當?shù)豑FP的提高存在抑制作用，可能是由于上一期相鄰地區(qū)與本地區(qū)之間存在的競爭關(guān)系影響到本地當期生產(chǎn)率的提高。

市場一體化系數(shù)顯著為正，驗證了市場一體化有利于城市經(jīng)濟效率提升。與市場一體化伴隨著的首先是貿(mào)易自由化，商品在區(qū)域間的交易成本迅速降低，流動速度迅速增加，一方面，使得區(qū)域之間有更多的產(chǎn)品選擇，產(chǎn)品的成本得以降低，從而降低了產(chǎn)品價格，增加了消費者的福利；另一方面，市場一體化帶來的勞動力和資本等生產(chǎn)要素的自由流動，往往伴隨著知識和技術(shù)的擴散，從而促進知識和技術(shù)在不同經(jīng)濟體之間的交流，進一步提高了產(chǎn)業(yè)競爭力和地區(qū)生產(chǎn)率。由此可見，市場一體化對于經(jīng)濟發(fā)展最大的作用，在于能夠通過降低交易成本，使要素從無序低效流動逐漸轉(zhuǎn)向有序高效流動，促進要素集聚，提高生產(chǎn)要素跨區(qū)域流動的效率。W×lnMI的系數(shù)也顯著為正，說明市場一體化的溢出效應(yīng)也顯著存在，即本地區(qū)城市經(jīng)濟效率的大小受到鄰近地區(qū)市場一體化程度的影響，相鄰地區(qū)市場一體化程度越高，也會帶動本地區(qū)城市經(jīng)濟效率的提升。

（三）傳導(dǎo)機理檢驗

基于對式（2）進行檢驗，發(fā)現(xiàn)市場一體化對城市經(jīng)濟效率系數(shù)為正且通過了顯著性檢驗，說明市場一體化對城市經(jīng)濟效率產(chǎn)生的主效應(yīng)為正，那么可以按照存在中介效應(yīng)立論，進而進行規(guī)模效應(yīng)、競爭效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)的傳導(dǎo)機制檢驗，以驗證假說1、假說2、假說3。由于城市經(jīng)濟效率同時具有顯著的時間滯后效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)，因此依然將動態(tài)空間面板杜賓模型作為主要解釋模型。依次對式（3）和式（4）進行時空動態(tài)空間杜賓模型回歸。中介作用機制檢驗結(jié)果見表3所列。

表3 市場一體化對城市生產(chǎn)率的規(guī)模效應(yīng)傳導(dǎo)機制檢驗

首先是市場一體化分別對中介變量的回歸結(jié)果，其次是逐漸加入中介變量后，中介變量與市場一體化同時對城市生產(chǎn)率的回歸結(jié)果。其中，規(guī)模效應(yīng)包括城市規(guī)模和需求規(guī)模兩個方面，市場一體化對城市規(guī)模和需求規(guī)模的回歸結(jié)果分別為0.086和0.010，且在1%的水平下通過顯著性檢驗。加入的城市規(guī)模和需求規(guī)模變量都為正且通過了顯著性檢驗，說明城市規(guī)模和需求規(guī)模的中介效應(yīng)顯著，即假說1得到驗證。從市場競爭的中介效應(yīng)回歸結(jié)果來看，市場一體化對市場競爭的促進作用比較明顯，但加入的市場競爭變量系數(shù)顯著為負，由于直接效應(yīng)顯著為正，因此中介效應(yīng)最終為負。這一結(jié)果說明：①市場競爭是市場一體化影響城市經(jīng)濟效率的中介傳導(dǎo)機制；②市場競爭在市場一體化對城市經(jīng)濟效率的影響中出現(xiàn)抑制作用。結(jié)合理論假說2，可以認為是創(chuàng)新租金消散效應(yīng)發(fā)揮了主導(dǎo)作用。進一步對假說3進行實證檢驗，從技術(shù)溢出效應(yīng)的中介效應(yīng)回歸結(jié)果來看，市場一體化對技術(shù)溢出的回歸系數(shù)為0.032，且通過了1%水平的顯著性檢驗，加入的技術(shù)溢出變量系數(shù)為正，且都通過了1%水平的顯著性檢驗，即存在部分中介效應(yīng)。比較幾個傳導(dǎo)路徑的中介效應(yīng)大小，發(fā)現(xiàn)城市規(guī)模的中介效應(yīng)最大，即規(guī)模效應(yīng)是市場一體化影響城市生產(chǎn)率的最主要傳導(dǎo)路徑，說明規(guī)模大的城市更有利于打破市場壟斷，實現(xiàn)生產(chǎn)方式的轉(zhuǎn)變。同時，城市規(guī)模的中介效應(yīng)值顯著高于其他中介效應(yīng)值，本文認為，這是由于長三角城市群規(guī)模效應(yīng)優(yōu)勢突出并引致集聚效應(yīng)的進一步增強，從而使城市規(guī)模在市場一體化與經(jīng)濟效率的傳導(dǎo)機制中起到非常突出的中介作用。

五、異質(zhì)性研究

對于具有不同市場規(guī)模的地區(qū)，市場一體化對城市經(jīng)濟效率的影響隨著市場大小的變化而變化。因此，本文選擇以市轄區(qū)人口密度代表的城市規(guī)模作為衡量大市場和小市場的代理指標，就市場一體化對城市經(jīng)濟效率的影響進行進一步的異質(zhì)性分析。首先將城市規(guī)模作為區(qū)分市場大小的代理變量，通過建立面板門檻模型，將城市規(guī)模作為門檻變量，進行單一門檻值和多重門檻值檢驗并測算相應(yīng)門檻區(qū)間，然后在不同門檻區(qū)間條件下，完成階段性門檻特征檢驗，以探尋高于和低于城市規(guī)模的門檻值時，大城市和小市場的市場一體化如何影響城市生產(chǎn)率。面板門檻回歸模型見表4所列。

表4 面板門檻模型回歸結(jié)果

將城市規(guī)模以5.52作為節(jié)點分為兩個區(qū)間，分別考慮在這兩個區(qū)間范圍內(nèi)市場一體化對城市經(jīng)濟效率的影響。當城市規(guī)模分別低于和高于5.52兩個區(qū)間時，市場一體化對城市經(jīng)濟效率的影響方向是一致的，但大小存在顯著區(qū)別。從回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，當城市規(guī)模低于門檻值時，市場一體化對城市經(jīng)濟效率的影響系數(shù)為0.334，而當城市規(guī)模高于門檻值時，市場一體化對城市經(jīng)濟效率的影響明顯高于較低城市規(guī)模的相應(yīng)影響。Okubo等（2010）對具有不同生產(chǎn)率的異質(zhì)性企業(yè)定位選擇問題進行解構(gòu)時發(fā)現(xiàn)，市場一體化對城市生產(chǎn)率的區(qū)域異質(zhì)性作用機制表現(xiàn)在當?shù)貐^(qū)規(guī)模不對稱時，隨著市場一體化水平的提高，低成本地區(qū)傾向于集聚在大市場，而小市場更容易吸引高成本企業(yè)，導(dǎo)致大市場生產(chǎn)率較高，小市場生產(chǎn)率較低［28］。因此，從大城市視角來說，隨著市場一體化程度的不斷擴大，城市公共服務(wù)逐漸配套完善，各種高質(zhì)量要素開始不斷向城市集中，人口尤其是高素質(zhì)勞動力快速向城市集聚，創(chuàng)新要素流動速度加快，其他各種要素的流動廣度、寬度、質(zhì)量也有所提高，規(guī)模效應(yīng)也由此產(chǎn)生。此時市場一體化程度的不斷加深，降低了區(qū)域之間的交易成本、人際協(xié)作成本，因此異質(zhì)性企業(yè)的定位選擇行為是低成本的企業(yè)總是優(yōu)先選擇大市場，更有利于提高城市生產(chǎn)效率。而對于城市規(guī)模較小的地區(qū)，在市場一體化的初期，城市經(jīng)濟總量和人力資源都相對匱乏，低成本產(chǎn)業(yè)定位選擇在此類地區(qū)沒有明顯優(yōu)勢，因此高成本企業(yè)總是優(yōu)先選擇小市場。因此導(dǎo)致“大市場”的市場一體化對城市經(jīng)濟效率的影響高于“小市場”的相應(yīng)影響。

六、結(jié)論與政策啟示

城市經(jīng)濟效率是關(guān)乎高質(zhì)量發(fā)展的必要因素，市場一體化作為影響城市經(jīng)濟效率的重要一環(huán)，也是近年來中國城市群發(fā)展中的一個關(guān)鍵議題，討論兩者的關(guān)系及內(nèi)在作用機制對城市群未來的一體化發(fā)展以及城市高質(zhì)量發(fā)展具有重要參考價值。本文以長三角城市群為例，對其市場一體化與城市經(jīng)濟效率的“本地—鄰地”時空動態(tài)效應(yīng)和內(nèi)在傳導(dǎo)機制進行了理論分析和實證討論。

研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：總體來看，長三角城市群市場一體化對城市經(jīng)濟效率的影響是積極且顯著的。由于城市經(jīng)濟效率存在明顯的慣性效應(yīng)（路徑依賴特征）和時間累積效應(yīng)（“滾雪球”效應(yīng)），因此提升地區(qū)生產(chǎn)率、縮小地區(qū)生產(chǎn)率之間的差距刻不容緩。市場一體化對城市經(jīng)濟效率的本地效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)客觀存在，鄰近地區(qū)市場一體化加快也會促進本地城市經(jīng)濟效率的提高。從傳導(dǎo)機制結(jié)果來看，規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)對市場一體化與城市生產(chǎn)率的關(guān)系起到正的傳導(dǎo)作用，而競爭效應(yīng)則對兩者之間的關(guān)系起到負的中介作用。進一步的異質(zhì)性研究發(fā)現(xiàn)，市場一體化對城市生產(chǎn)率的影響存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性。因此擴張城市規(guī)模要結(jié)合區(qū)域發(fā)展階段和區(qū)域特色，因地制宜、因時制宜地提出區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差異化策略。

基于以上主要研究結(jié)論，本文提出如下建議：①注重以系統(tǒng)的觀念看城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。由于城市經(jīng)濟效率是一個動態(tài)的系統(tǒng)過程，城市群的建設(shè)不能脫離空間聯(lián)系，地方政府之間要加強信息共享和合作機制，減少重復(fù)建設(shè)和公共資源利用率低下的情況。對于規(guī)模較大的城市來說，要充分利用自身優(yōu)勢，繼續(xù)融入市場一體化，使地區(qū)生產(chǎn)率更進一步提高。同時也要警惕很多城市“攤大餅”式擴大城市規(guī)模，從而導(dǎo)致很多低效企業(yè)進入，降低了地區(qū)平均生產(chǎn)率。②注重消除分割的重要性。長三角城市群各級政府應(yīng)該不斷破除體制機制障礙，放開跨區(qū)域市場準入條件，消除貿(mào)易壁壘，尤其是繼續(xù)推進省份之間如安徽與蘇浙滬的快速融合，同時致力于消除省內(nèi)城市之間如江蘇蘇南與蘇北的邊界分割。③注重技術(shù)溢出的重要性。技術(shù)溢出不僅能夠拉近城市群成員的信息交流與共享，提高一體化水平，而且對城市經(jīng)濟效率的提高也有顯著影響。因此長三角城市群對內(nèi)、對外都要積極引進技術(shù)，提高區(qū)域之間的創(chuàng)新合作與聯(lián)系，打造引領(lǐng)區(qū)域發(fā)展的“知識高地”。④本文的結(jié)論也為中小規(guī)模城市打破市場分割的路徑提供了經(jīng)驗參考。當前中國面臨特大超大城市膨脹、中小規(guī)模城市萎縮的區(qū)域均衡發(fā)展難題，中小城市提高市場一體化與擴大城市規(guī)模是具有循環(huán)累積推動關(guān)系的。建議圍繞省會城市以及沿海發(fā)達城市等發(fā)展更多國家級都市圈，通過都市圈的發(fā)展不僅降低市場分割，而且可以提高中小城市規(guī)模以擺脫中小城市萎縮困境，進一步通過城市規(guī)模中介作用推動打破地方分割，從而提高地區(qū)經(jīng)濟效率。