高 山,夏 帥,陳 陽,笪遠(yuǎn)瑤

(1.南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,天津 300071;2.河北經(jīng)貿(mào)大學(xué) 金融學(xué)院,石家莊 050051;3.深圳大學(xué) 中國經(jīng)濟(jì)特區(qū)研究中心,廣東 深圳 518000;4.深圳市房地產(chǎn)和城市建設(shè)發(fā)展研究中心,廣東 深圳 518000)

一、引言與文獻(xiàn)評述

改革開放以來,中國締造了舉世矚目的“經(jīng)濟(jì)增長奇跡”。按名義匯率計(jì)算,中國已躍居世界第二大經(jīng)濟(jì)體;按購買力平價計(jì)算,中國已經(jīng)成為世界第一大經(jīng)濟(jì)體(陳樸等,2021)[1]。在中國特定的國情下,“經(jīng)濟(jì)增長奇跡”背后始終離不開“看得見的手”的推動。自20世紀(jì)90年代以來,設(shè)定經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)已成為中央與地方各級政府的慣例,并逐步演化為政府宏觀治理的主要模式。有學(xué)者認(rèn)為,中國的“增長奇跡”是增長目標(biāo)引領(lǐng)下的經(jīng)濟(jì)增長(詹新宇等,2020)[2]。事實(shí)上,設(shè)定經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)這種政府宏觀治理模式并非中國獨(dú)有,除非洲以及南美洲之外的各大主要經(jīng)濟(jì)體也普遍存在(徐現(xiàn)祥和劉毓蕓,2017)[3]。改革開放的本質(zhì)之一在于突破既往計(jì)劃經(jīng)濟(jì)的桎梏,充分破除阻礙要素流動的行政壁壘,使商品和服務(wù)在全國范圍內(nèi)自由流動,逐步構(gòu)建更有效率、更高層次的全國統(tǒng)一大市場,不斷完善中國特色社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制。然而現(xiàn)實(shí)卻是：盡管有學(xué)者認(rèn)為中國市場趨于整合(Xu,2002)[4],但不可否認(rèn)中國的確存在嚴(yán)重的市場分割現(xiàn)象(Young et al.,2000;Poncet,2003)[5～6]。關(guān)于市場分割產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng),學(xué)術(shù)界尚未得出一致結(jié)論。有學(xué)者指出,市場分割不利于實(shí)現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(Poncet,2003)[6],但大多數(shù)學(xué)者則持對立觀點(diǎn),陸銘和陳釗(2009)[7]等認(rèn)為市場分割有利于實(shí)現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。在中國情境下,“市場分割”一詞有一個近義詞——“地方保護(hù)”。在晉升錦標(biāo)賽與GDP政績考核機(jī)制驅(qū)動下,各級政府官員為了向上級傳達(dá)積極的治理能力信號,不僅會如期設(shè)定當(dāng)?shù)啬甓冉?jīng)濟(jì)增長目標(biāo),而且通常會在上級制定的經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)基礎(chǔ)上“層層加碼”(趙新宇和鄭國強(qiáng),2020)[8],由此形成地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理現(xiàn)象。然而,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理會對市場整合產(chǎn)生影響嗎?如果有影響,具體是什么影響,抑制還是促進(jìn)?通過什么渠道產(chǎn)生影響?對于這些問題,少有文獻(xiàn)將二者納入到統(tǒng)一的分析框架。研究市場整合問題對于加快構(gòu)建全國統(tǒng)一大市場、暢通國內(nèi)大循環(huán)、促進(jìn)“雙循環(huán)”新發(fā)展格局的形成以及推動經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展意義深遠(yuǎn)。有鑒于此,本研究嘗試從理論和經(jīng)驗(yàn)雙重維度出發(fā),探究地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理對市場整合的影響。

關(guān)于地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理,國內(nèi)形成了較為豐富的文獻(xiàn),為本研究的開展提供了重要理論參考和經(jīng)驗(yàn)借鑒。地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理的相關(guān)研究大致可以分為“前因”與“后果”兩類。前者的研究相對較少,主要探討了中央財(cái)政轉(zhuǎn)移支付、中國式財(cái)政分權(quán)以及稅收分成對地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理的影響(王賢彬和周海燕,2016;詹新宇和劉文彬,2020;詹新宇和劉文彬,2021)[9～11]。目前學(xué)界對于地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理的探討,大多集中于后者,即評估地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理引致的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。從宏觀視角看,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)主要體現(xiàn)在促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長、抑制城市全要素生產(chǎn)率以及對高質(zhì)量發(fā)展的影響等方面(劉淑琳等,2019;余泳澤等,2019;徐現(xiàn)祥等,2018)[12～14];從中觀視角看,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)主要體現(xiàn)在阻礙服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與降低制造業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度等方面(余泳澤和潘妍,2019;余泳澤等,2019)[15][13];從微觀視角看,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)主要體現(xiàn)在降低企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與阻礙企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型等方面(詹新宇等,2020;楊賢宏等,2021)[2][16]。此外,有學(xué)者探討了面臨“保增長”壓力時地方政府對市場作出的反應(yīng),發(fā)現(xiàn)政府干預(yù)行為一定程度上會改變公共支出偏好、影響地方土地出讓策略以及扭曲生產(chǎn)要素市場(趙新宇和鄭國強(qiáng),2020)[8]。

自Young等(2000)[5]使用“生產(chǎn)法”指出中國市場是“零碎分割的區(qū)域市場”以來,市場分割的相關(guān)論題備受專家學(xué)者關(guān)注。2022年4月10日,《中共中央國務(wù)院關(guān)于加快建設(shè)全國統(tǒng)一大市場的意見》正式發(fā)布,再度掀起了市場分割研究的熱潮。關(guān)于市場分割的成因,學(xué)者們的觀點(diǎn)不盡相同。Poncet等(2005)[17]認(rèn)為市場分割主要受到就業(yè)壓力、地方政府自治力以及政府消費(fèi)的制約。林毅夫和劉培林(2004)[18]的觀點(diǎn)是市場分割源于計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下的趕超策略,該策略在改革開放后逐漸演變成了地方政府各自為營的局面,屬于歷史遺留問題。范子英和張軍(2010)[19]將理論探討拓展到經(jīng)驗(yàn)分析,采用1995—2005年中國省級面板數(shù)據(jù),首次識別了轉(zhuǎn)移支付對國內(nèi)市場整合的因果效應(yīng),發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)移支付能夠顯著促進(jìn)國內(nèi)市場整合。進(jìn)入新時代后,李嘉楠等(2019)[20]基于中國165個主要城市174種商品的微觀數(shù)據(jù),考察了貿(mào)易成本對國內(nèi)市場整合的影響,發(fā)現(xiàn)二者存在負(fù)相關(guān)關(guān)系,市場整合度隨著貿(mào)易成本的提高而降低。關(guān)于市場分割的經(jīng)濟(jì)效應(yīng),宏觀層面主要體現(xiàn)在對經(jīng)濟(jì)增長以及高質(zhì)量發(fā)展方面;微觀層面則主要集中于對企業(yè)的生產(chǎn)行為方面。陸銘和陳釗(2009)[7]研究發(fā)現(xiàn),當(dāng)市場分割程度較低時,實(shí)施市場分割有利于拉動地方經(jīng)濟(jì)增長;而隨著市場分割程度不斷提高并超過某個臨界值時,實(shí)施市場分割便會對地方經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng),即二者之間具有倒“U”型關(guān)系。李嘉楠等(2019)[20]則從市場分割的“對立面”出發(fā),實(shí)證檢驗(yàn)了市場整合對企業(yè)生產(chǎn)行為的影響,發(fā)現(xiàn)市場整合有利于提高企業(yè)垂直分工程度與專業(yè)化水平。

通過對相關(guān)文獻(xiàn)的梳理回顧,不難看出地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理與市場整合的研究較為豐富,并且經(jīng)久不衰,然而卻鮮有文獻(xiàn)將二者納入一個統(tǒng)一分析框架,考察地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理對市場整合的影響。地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)究竟是抑制了市場整合還是驅(qū)動了市場整合,學(xué)術(shù)界至今尚無定論,值得深入探究。此外,在測度市場整合水平時,定量分析相對較少而且以省級數(shù)據(jù)居多,精度上難免有所欠缺。

相較于現(xiàn)有研究,本文可能的邊際貢獻(xiàn)體現(xiàn)在：首先,在研究視域方面,將地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理與市場整合納入到統(tǒng)一的分析框架,探究地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理對市場整合的影響,以期豐富和完善相關(guān)領(lǐng)域的研究;其次,在指標(biāo)選取方面,使用長三角41個地級市8種商品的相對價格數(shù)據(jù),構(gòu)建“商品-城市-時間”維度的市場整合指標(biāo),同時與各城市政府工作報(bào)告中的經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配,識別地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理對市場整合的因果效應(yīng);最后,在渠道分析方面,從地區(qū)資源錯配視角出發(fā),在測算地區(qū)資源錯配指數(shù)基礎(chǔ)上,探尋地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理對市場整合的影響路徑。

本研究余下部分的內(nèi)容安排如下：第二部分為理論機(jī)制與研究假設(shè);第三部分為實(shí)證策略與回歸結(jié)果分析,通過將“商品-城市-時間”維度的市場整合指標(biāo)與城市經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配,檢驗(yàn)地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理對市場整合的影響;第四部分為拓展性分析,主要論證資源錯配的中介效應(yīng)以及一系列橫截面測試與動態(tài)分析;第五部分為研究結(jié)論與政策啟示。

二、理論機(jī)制與研究假設(shè)

根據(jù)一價定律,若不存在交易成本,商品市場自由競爭,則同一種商品在不同地區(qū)之間出售時,如果以同一種貨幣計(jì)價,其價格應(yīng)當(dāng)始終相等,此時不存在套利空間,商品市場趨于整合。然而,在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)環(huán)境中,由于交易成本的客觀存在,實(shí)則很難達(dá)到這種理想狀態(tài)。冰山成本理論的精髓在于,由于交易成本的存在,任何一種商品在兩地之間的價格差可能在一定范圍內(nèi)上下波動,而不可能完全趨于一致,此時一價定律不再奏效。一個地區(qū)之所以產(chǎn)生市場分割,主要受主客觀兩方面因素的制約：一方面來自于天然的跨區(qū)域地理阻隔。另一方面則來自于跨邊界的行政干預(yù)(周黎安,2004)[21]。針對前者產(chǎn)生的地理分割,可以借助“逢山開路、遇水搭橋”方式,著力完善交通基礎(chǔ)設(shè)施,通過發(fā)揮交通基礎(chǔ)設(shè)施的“時空壓縮效應(yīng)”,降低區(qū)際間的貿(mào)易成本,促進(jìn)地區(qū)間的價格趨于收斂,進(jìn)而提升商品市場整合程度(李蘭冰和張聰聰,2022)[22];后者產(chǎn)生的行政分割,交通基礎(chǔ)設(shè)施能夠發(fā)揮的作用相對有限,更多地需要依靠地方政府的行政權(quán)進(jìn)行調(diào)節(jié)。

“為官一任,造福一方”。在過去相當(dāng)長的一段時間內(nèi),中國普遍實(shí)行GDP政績考核機(jī)制。在晉升職位有限的條件下,地方政府官員之間存在零和博弈的關(guān)系。無論是省、市、縣還是鄉(xiāng)鎮(zhèn),同一級別的政府官員都是晉升錦標(biāo)賽的“重要選手”。為了完成既定的社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展目標(biāo),在晉升錦標(biāo)賽中“摘得桂冠”,地方官員往往綜合運(yùn)用各種行政手段配置本地資源,最為常見的是布局短期內(nèi)可以獲得高額回報(bào)的“短平快”項(xiàng)目,由此引發(fā)了一系列重復(fù)建設(shè)問題,這一過程中通常伴隨著資源錯配與要素扭曲。趙新宇和鄭國強(qiáng)(2020)[8]研究發(fā)現(xiàn),為了實(shí)現(xiàn)既定的地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo),地方官員通過干預(yù)信貸、擴(kuò)大土地出讓以及壓低用工成本等方式扭曲要素市場。劉春濟(jì)和高靜(2020)[23]也發(fā)現(xiàn),完成地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)是造成地區(qū)資源錯配的重要動因,完成短期增長目標(biāo)顯著促進(jìn)了資本錯配,完成長期增長目標(biāo)對資本錯配具有顯著抑制作用,長、短期增長目標(biāo)均未對勞動力錯配產(chǎn)生顯著影響。王展祥等(2021)[24]認(rèn)為,“為增長而干預(yù)”的土地出讓策略以及“重生產(chǎn)、輕創(chuàng)新”的投資偏好,是誘發(fā)資源錯配進(jìn)而抑制地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新的主要原因。市場是一個包含家庭、企業(yè)以及市場監(jiān)管部門等眾多微觀主體的復(fù)雜有機(jī)系統(tǒng),要素市場與商品市場緊密相連,息息相關(guān)。經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)設(shè)定較高的地區(qū),經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平往往相對落后,更需要以開放謀發(fā)展,以協(xié)作促進(jìn)步(余泳澤和潘妍,2019)[15]。尤其是當(dāng)前建設(shè)全國統(tǒng)一大市場的呼聲日益高漲,市場渴望聯(lián)系在一起卻未能聯(lián)系在一起時,地區(qū)間協(xié)調(diào)發(fā)展逐漸受到高度重視,地方官員更有激勵“坐在一起”共謀發(fā)展。在此背景下,一方面,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理將引發(fā)資源錯配,推動要素的跨區(qū)域配置,拓展要素的供給范圍,加劇要素市場的競爭。另一方面,根據(jù)尹恒和張子堯(2021)[25]的觀點(diǎn),要素市場扭曲一般直接或間接與各種政策扭曲相關(guān)聯(lián),得到優(yōu)惠政策的企業(yè)能夠以較低價格獲得生產(chǎn)要素,從而降低企業(yè)最終產(chǎn)品的生產(chǎn)價格?，F(xiàn)實(shí)生活中,當(dāng)國際原油價格下跌時,各大航空公司的燃油價格往往也會有所下調(diào)。這一特征事實(shí)表明,要素市場能夠聯(lián)動商品市場,通過提升競爭效應(yīng)進(jìn)一步強(qiáng)化價格傳導(dǎo)機(jī)制,進(jìn)而縮窄地區(qū)間的套利空間,促進(jìn)地區(qū)間的商品價格趨于收斂,驅(qū)動商品市場走向整合。與此同時,地方官員之間的合作博弈將弱化地區(qū)間的行政壁壘,從而更加有利于降低區(qū)際間的貿(mào)易成本(李蘭冰和張聰聰,2022)[22]。根據(jù)一價定律,地區(qū)間商品的價格將趨于收斂,套利空間縮窄甚至消失,商品市場的整合程度得以進(jìn)一步提升。綜合上述分析,提出研究假設(shè)H1：

H1：保持其他條件不變,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)將顯著驅(qū)動商品市場走向整合,促進(jìn)區(qū)域一體化發(fā)展。地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)設(shè)置值越高,商品市場整合程度相應(yīng)也越高。

在地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)影響市場整合的作用路徑中,資源錯配發(fā)揮了重要作用。因此提出研究假設(shè)H2：

H2：資源錯配是地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)驅(qū)動商品市場走向整合的重要渠道。

由于不同類型的生產(chǎn)要素性質(zhì)迥異,所以產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)也應(yīng)有所不同。因此提出研究假設(shè)H3：

H3：在地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)影響市場整合過程中,不同類型生產(chǎn)要素發(fā)揮的中介效應(yīng)具有一定異質(zhì)性。

地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理影響市場整合的機(jī)制如圖1所示。

圖1 地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理影響市場整合的機(jī)制分析

三、實(shí)證策略與回歸結(jié)果分析

(一) 數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)構(gòu)建

1.數(shù)據(jù)來源

將地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)與市場一體化水平數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配,探究地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理對市場整合的影響,所使用數(shù)據(jù)主要來源于兩方面：一方面,為了與長三角的市場一體化水平數(shù)據(jù)相匹配,手動收集整理了長三角2010—2020年41座城市共計(jì)451份政府工作報(bào)告,提取政府工作報(bào)告中的地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)數(shù)據(jù)。具體參照余泳澤和潘妍(2019)[15]的做法,若經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)設(shè)置為“達(dá)到X%‘之上’‘左右’‘上下’”,統(tǒng)一取數(shù)值本身;若經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)設(shè)置為區(qū)間類型,則取區(qū)間左、右端點(diǎn)值的算術(shù)平均值。中央和省級的經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)數(shù)據(jù)獲取方法與此類似。以上地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)數(shù)據(jù)主要來源于各級人民政府門戶網(wǎng)站。另一方面,市場整合數(shù)據(jù)主要根據(jù)張學(xué)良等(2017)[26]的“一價法”測算得出,該項(xiàng)指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)主要來源于歷年《上海市統(tǒng)計(jì)年鑒》《江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒》《浙江省統(tǒng)計(jì)年鑒》《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒》。此外,還使用了百度地圖API的經(jīng)緯度數(shù)據(jù);在后續(xù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中,還用到來自DMSP的長三角各城市夜間燈光亮度數(shù)據(jù)。

2.指標(biāo)構(gòu)建

(1)被解釋變量

市場整合(integration)。目前測算商品市場整合程度的方法主要有“貿(mào)易流法”(Poncet,2002)[27]、“生產(chǎn)法”(Xu,2002)[4]和“一價法”(張學(xué)良等,2017)[26]。由于“貿(mào)易流法”較容易受到要素稟賦、規(guī)模經(jīng)濟(jì)以及商品替代彈性的影響,得到的測算結(jié)果可能存在偏誤,因此采用基于修正的“一價定律”價格法測度長三角2010—2020年41座城市的市場整合程度,構(gòu)建“商品-城市-時間”維度的市場整合指標(biāo)。“一價法”的理論依據(jù)源自“冰山成本”模型,其基本原理為：假定某種商品在i和j兩地的銷售價格分別為pi和pj,由于產(chǎn)品在運(yùn)輸過程中存在“冰山成本”,假定運(yùn)輸損耗系數(shù)為τ(0<τ<1),則在兩地之間運(yùn)送1單位產(chǎn)品,最終抵達(dá)目的地的僅有1/τ單位產(chǎn)品。當(dāng)pi(1-τ)>pj或pj(1-τ)>pi時,則表明i和j兩地之間存在該商品的套利機(jī)會,從而會引致該商品的貿(mào)易。若滿足上述條件,則該商品在i和j兩地之間的相對價格pi/pj將在無套利區(qū)間[1-τ,1/(1-τ)]內(nèi)波動?！耙粌r法”認(rèn)為,只要i和j兩地之間的相對價格pi/pj的變動幅度不超出一定范圍,即可將i和j兩地之間的市場視作整合市場,也即市場呈現(xiàn)一體化態(tài)勢,否則將視為分割市場。相對價格pi/pj的變動幅度越大,則意味著套利區(qū)間也越大,市場分割越嚴(yán)重,相應(yīng)的市場整合程度越低。因此,相對價格pi/pj的方差可以作為測度地區(qū)市場整合的動態(tài)指標(biāo)。若隨著時間的推移,相對價格pi/pj的方差逐漸變小,則意味著相對價格的變動幅度在減小,相應(yīng)的無套利區(qū)間[1-τ,1/(1-τ)]也將收窄,兩地之間的市場趨于整合。

為了盡量緩解數(shù)據(jù)的異方差與偏態(tài)性,同時規(guī)避量綱的影響,將被解釋變量進(jìn)行對數(shù)化處理。此外,由于原始數(shù)據(jù)是8類商品零售價格的環(huán)比指數(shù),故取一階差分更能夠反映市場一體化進(jìn)程。將相對價格的自然對數(shù)以及一階差分分別記作：

(1)

(2)

(3)

(4)

(2)解釋變量

地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)(goalrate)。詳細(xì)說明見前文。需要注意的是,為了從側(cè)面印證地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對市場整合的影響,借鑒王賢彬等(2021)[30]的方法,通過城市當(dāng)年經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)設(shè)定值與上一年度實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長率的比值來測度城市政府的“保增長”壓力(growstr),進(jìn)一步探究地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對市場整合的影響。

(3)控制變量

控制變量包括對外開放水平(open)、財(cái)政分權(quán)(fd)、技術(shù)差距(techgap)、港口距離(distance)和國有化程度(soerate)。一個地區(qū)的對外開放水平(open),一定程度上體現(xiàn)了該地區(qū)包容性增長的發(fā)展態(tài)度,可能會影響到地區(qū)生產(chǎn)要素的流動,進(jìn)而對市場整合產(chǎn)生影響(張學(xué)良等,2017)[26]。以城市當(dāng)年實(shí)際利用外資額占GDP的比重測度對外開放水平,測算前將實(shí)際利用外資額以當(dāng)年人民幣兌美元的實(shí)際匯率進(jìn)行折算。已有研究表明,財(cái)政分權(quán)對商品市場整合程度具有重要影響(范子英和張軍,2010;謝姍和汪盧俊,2015)[19][31],鑒于此,將財(cái)政分權(quán)(fd)設(shè)定為第二個控制變量,具體通過城市本級預(yù)算支出占所在省份預(yù)算支出的比重衡量。為了在未來獲取更多利益甚至扭轉(zhuǎn)地區(qū)劣勢,經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)具有更為強(qiáng)烈的動機(jī)拒絕參與分工,實(shí)施市場分割(陸銘等,2004)[32],為此,將技術(shù)差距(techgap)設(shè)定為第三個控制變量,參照范子英和張軍(2010)[19]以及張學(xué)良等(2017)[26]的做法,以城市人均GDP占長三角41座城市人均GDP的比重測度技術(shù)差距。即便地方政府不實(shí)施市場分割,商品貿(mào)易成本也會受到港口距離的制約(謝姍和汪盧俊,2015)[31],故將港口距離(distance)設(shè)定為第四個控制變量,具體通過各城市到上海港的直線距離體現(xiàn)。由于港口距離不具有時變特征,使用固定效應(yīng)模型無法識別,因此參照Nunn和Qian(2014)[33]的做法,將“各城市到上海港的直線距離”與“各城市的GDP”進(jìn)行交互,取對數(shù)后加入回歸方程。地方政府傾向于保護(hù)國有企業(yè)以獲得競爭壁壘帶來的收益,故將國有化程度(soerate)設(shè)定為第五個控制變量,具體通過各城市國企職工人數(shù)占總職工人數(shù)的比重測度。

(4)機(jī)制變量

機(jī)制變量包括資本錯配指數(shù)(ABStaok)、勞動錯配指數(shù)(ABStaol)和整體資源錯配指數(shù)(avgmisa)。研究表明,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對市場整合的確存在重要影響,那么影響渠道是什么?本研究嘗試從資源錯配視角加以考量。為此,借鑒白俊紅和劉宇英(2018)[34]的思路,測算各地區(qū)的資源錯配指數(shù)。

由于本研究主要關(guān)注資本和勞動兩種最為常見同時也是最為重要的生產(chǎn)要素錯配情況,因此分別以資本錯配指數(shù)ηKi和勞動力錯配指數(shù)ηLi反映,資源錯配指數(shù)與要素價格絕對扭曲系數(shù)的關(guān)系為：

(5)

其中,λKi和λLi分別表示資本和勞動兩種生產(chǎn)要素的價格絕對扭曲系數(shù),暗含了資源正常配置時的加成情況。在實(shí)際測算中,可以采用價格相對扭曲系數(shù)替代,價格相對扭曲系數(shù)的計(jì)算公式為：

(6)

綜合式(5)和式(6)可知,若要求解資本錯配指數(shù)ηKi和勞動力錯配指數(shù)ηLi,就需要知道資本與勞動力的要素產(chǎn)出彈性αK和αL。為此,借鑒趙志耘等(2006)[35]的思路,將生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為規(guī)模報(bào)酬不變的C-D生產(chǎn)函數(shù),使用索洛余值法求解資本與勞動力的要素產(chǎn)出彈性,生產(chǎn)函數(shù)形式為：

(7)

將式(7)化為密集形式,兩側(cè)同時取自然對數(shù),將個體固定效應(yīng)與時間固定效應(yīng)納入模型,得到：

ln(Yit/Lit)=lnA+αKiln(Kit/Lit)+φi+γt+ξit

(8)

其中,參照白俊紅和劉宇英(2018)[34]的做法,通過2010—2020年長三角41座城市的GDP來測度總產(chǎn)出水平Y(jié)it。在測算之前,將2010年作為基期,其他年份的GDP按照GDP平減指數(shù)轉(zhuǎn)化為以2010年不變價格表示的實(shí)際GDP。對于勞動要素的投入量Lit,以各城市的年平均就業(yè)人數(shù)衡量,具體通過上一年度年末就業(yè)人數(shù)與本年度年末就業(yè)人數(shù)的算術(shù)平均值測度。對于資本要素的投入量Kit,借鑒張軍等(2004)[36]的思路,使用永續(xù)盤存法計(jì)算,具體公式為：

Kt=It/Pt+(1-δt)Kt-1

(9)

其中,Kt表示各城市當(dāng)年的固定資本存量,It表示各城市當(dāng)年的名義固定資本形成總額,Pt表示固定資產(chǎn)投資價格指數(shù),δt表示資本折舊率,參照張軍等(2004)[36]的做法,令δt=9.6%,Kt-1表示各城市上一年的固定資本存量。

基于長三角2010—2020年41座城市的面板數(shù)據(jù)對式(8)進(jìn)行回歸,估計(jì)出各城市資本與勞動力的要素產(chǎn)出彈性αK和αL。鑒于長三角41座城市在資源稟賦、技術(shù)水平等方面存在較大差距,各城市實(shí)際的資本與勞動力產(chǎn)出彈性可能迥異,因此設(shè)定變截距、變斜率的變系數(shù)面板模型,采用最小二乘虛擬變量法(LSDV)估算各城市的要素產(chǎn)出彈性。相較于一般回歸方法,最小二乘虛擬變量法(LSDV)不僅加入了城市虛擬變量,而且加入了城市虛擬變量與可變系數(shù)ln(Kit/Lit)的交互項(xiàng),保證了回歸時不同截面獲得不同的估計(jì)系數(shù)。實(shí)證結(jié)果表明,交互項(xiàng)的系數(shù)均顯著,進(jìn)一步佐證了選用變系數(shù)面板模型的合理性。

在測算出資本與勞動力的要素產(chǎn)出彈性αK與αL的基礎(chǔ)上,按照式(5)和式(6)可以推算出相應(yīng)的資本與勞動力的錯配指數(shù)ηKi與ηLi。當(dāng)資源過度配置時,η<0;當(dāng)資源配置不足時,η>0。為保證一致的回歸方向,將資本與勞動力的錯配指數(shù)ηKi與ηLi取絕對值。這樣便能夠更為直觀地反映出地區(qū)資源的錯配情況。此外,在進(jìn)行機(jī)制分析時,還將資本與勞動力的錯配指數(shù)ηKi與ηLi的絕對值取算術(shù)平均,考察整體的地區(qū)資源錯配程度。

(二) 描述性統(tǒng)計(jì)與特征事實(shí)分析

1.描述性統(tǒng)計(jì)

表1匯報(bào)了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表1可知,市場整合(integration) 的均值為0.592,最小值為0.220,最大值為0.961,標(biāo)準(zhǔn)差為0.129,表明不同城市之間市場整合程度存在較大差異(3)為避免后文出現(xiàn)回歸系數(shù)過小情況,將市場整合(integration)事先除以100。。地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)(goalrate)的均值為11.217,最小值為5,最大值為17,標(biāo)準(zhǔn)差為2.160,表明不同城市設(shè)定的經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)存在較大差異。從控制變量看,不同城市之間的對外開放水平(open)、財(cái)政分權(quán)程度(fd)以及國有化程度(soerate)等也存在明顯差異。

2.特征事實(shí)分析

通過收集與測算,最終獲得長三角41座城市的地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)、市場整合程度以及資源錯配情況的面板數(shù)據(jù)。在進(jìn)行系統(tǒng)回歸分析之前,做初步的核密度估計(jì),對比分析分屬于經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)與資源錯配高、低組別時,市場整合程度的核密度分布,估計(jì)結(jié)果如圖2所示。圖2(a)表明,在經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)較高的分組中,市場整合程度的核密度分布相較于經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)較低的分組峰度更大,這意味著地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)與市場整合程度之間的確存在某種關(guān)聯(lián)。圖2(b)～(d)分別展示了按照總體資源錯配程度、資本錯配程度以及勞動力錯配程度中位數(shù)分組的市場整合程度核密度分布,結(jié)果表明：在總體資源錯配程度與勞動力錯配程度較高分組中,市場整合程度的核密度分布相較于較低分組明顯右偏,而按照資本錯配程度分組時,這一現(xiàn)象并不十分明顯。上述特征事實(shí)為識別地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對市場整合的因果效應(yīng)以及機(jī)制分析提供了初步參考。

圖2 核密度分布曲線

(三)識別策略與回歸結(jié)果分析

1.模型設(shè)定

為了識別地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對市場整合的因果效應(yīng),將基準(zhǔn)回歸方程設(shè)定為面板雙向固定效應(yīng)模型,具體形式見式(10)：

integrationit=?0+?1goalrateit+?2controlsit+μi+νt+εit

(10)

其中,被解釋變量integrationit表示城市i第t年的市場一體化水平,反映了地區(qū)市場整合狀況。解釋變量goalrateit表示城市i第t年設(shè)定的經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)值,是地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理的測度。controlsit為控制變量組,涵蓋了前文所述的對外開放水平(open)、財(cái)政分權(quán)程度(fd)、技術(shù)差距(techgap)、港口距離(distance)和國有化程度(soerate)五個變量。μi為城市固定效應(yīng),控制了城市所有非時變的異質(zhì)性。νt為時間固定效應(yīng),樣本期間內(nèi)對所有城市產(chǎn)生共同影響的變化將由該項(xiàng)吸收。εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)goalrateit前的系數(shù)?1是本研究關(guān)注的焦點(diǎn),衡量了經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)提高1%,市場整合程度變動的百分比。

2.基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(1)基準(zhǔn)回歸

表2匯報(bào)了地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對市場整合的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。為便于估計(jì)結(jié)果的對照分析,(1)～(2)列采用混合OLS方法估計(jì)地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對市場整合的影響,(3)～(6)列則采用面板雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。表2中(1)列、(3)列和(5)列未加入任何控制變量,(2)列、(4)列和(6)列加入了式(10)中的所有控制變量。需要注意的是：(5)～(6)列的解釋變量為地方政府的“保增長”壓力(growstr),具體以城市當(dāng)年經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)設(shè)定值與上一年度實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長率的比值測度,這一指標(biāo)的引入有利于更為全面地考察地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對市場整合的影響?；貧w結(jié)果顯示：在混合OLS方法下,未加入控制變量時地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對市場整合的估計(jì)系數(shù)?1為正,且在1%的水平上顯著,加入控制變量之后估計(jì)系數(shù)?1依舊顯著為正且變化不大;在面板雙向固定效應(yīng)模型下,無論是否加入控制變量,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對市場整合的估計(jì)系數(shù)?1均在1%的水平上顯著且差異甚微;引入控制變量之前,“保增長”壓力(growstr)的估計(jì)系數(shù)為0.012,在1%的水平上顯著,加入控制變量之后,估計(jì)系數(shù)依舊顯著為正且變化較小。以上結(jié)果表明,在所有情形設(shè)定下,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)均顯著驅(qū)動了商品市場走向整合,促進(jìn)了區(qū)域一體化發(fā)展。地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)設(shè)置值越高,商品市場整合程度相應(yīng)也越高,假設(shè)H1得到驗(yàn)證。具體而言,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)設(shè)置值每提高1%,商品市場整合程度將同比提升。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(2)控制變量回歸

由表2可知,在所有情形下,對外開放水平(open)的估計(jì)系數(shù)均顯著為正,表明一個城市的對外開放水平與該地區(qū)的市場整合程度正向相關(guān),對外開放水平越高,越有利于促進(jìn)地區(qū)市場整合,這與張學(xué)良等(2017)[26]的研究結(jié)論基本一致。原因可能在于：對外開放水平越高的城市,其經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式越具有包容性,更有利于商品和要素的自由流動,從而有利于打破市場分割,推動城市朝著一體化方向發(fā)展。(4)列中,國有化程度(soerate) 的系數(shù)顯著為負(fù),表明國有化程度越高的城市,一體化水平越低,市場分割越嚴(yán)重,這與范子英和張軍(2010)[19]以及謝姍和汪盧俊(2015)[31]的發(fā)現(xiàn)較為類似?？赡艿慕忉屖牵簩τ趪笳急容^高的城市而言,地方政府迫于就業(yè)與資金壓力,一定程度上忽視了對民營私企的保護(hù),加劇了市場分割,阻礙了城市的一體化進(jìn)程。財(cái)政分權(quán)程度(fd)、技術(shù)差距(techgap)、港口距離(distance)的回歸系數(shù)均不顯著,這可能與模型設(shè)定形式有關(guān),部分變量對市場整合的影響呈現(xiàn)出非線性特征,而本研究采用的是線性模型。綜合表2中(1)～(6)列的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn),當(dāng)控制了一系列混雜因素之后,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)(goalrate)的系數(shù)并未隨著控制變量的加入而大幅度變化,這意味著基準(zhǔn)回歸中產(chǎn)生遺漏偏誤的可能性相對較小。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

通過對基準(zhǔn)回歸結(jié)果的分析討論,假設(shè)H1得到初步驗(yàn)證,即地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對地區(qū)市場整合具有顯著的促進(jìn)作用,然而研究結(jié)論的穩(wěn)健性還有待進(jìn)一步考證。因此探討可能影響研究結(jié)論穩(wěn)健性的混雜因素,具體包括：基準(zhǔn)回歸結(jié)果是否由地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)、市場整合的定義驅(qū)動,是否與控制變量以及樣本選擇相關(guān)?基準(zhǔn)回歸結(jié)果是否受到同時期其余政策沖擊、是否受到地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的前期趨勢驅(qū)動?

(1)替換解釋變量、被解釋變量、控制變量以及改變樣本

替換解釋變量。基準(zhǔn)回歸模型中采用的解釋變量是地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)(goalrate)的水平值,借鑒詹新宇等(2020)[2]的做法,將其替換為全國經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)和相對于城市所在省份的加碼值,分別記為全國加碼值(city_nation)和省份加碼值(city_prov),重新識別地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對地區(qū)市場整合的因果效應(yīng)。表3中(1)～(2)列匯報(bào)了對應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示：全國加碼值(city_nation)和省份加碼值(city_prov)的估計(jì)系數(shù)均顯著為正,而且相較于基準(zhǔn)回歸結(jié)果變化不大,表明在替換解釋變量之后,研究結(jié)論仍然具有一定穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：替換變量與改變樣本

替換被解釋變量?；鶞?zhǔn)回歸模型中被解釋變量采用的是基于“一價法”測算出的市場分割指數(shù)的倒數(shù)(integration),參照王玉和張占斌(2021)[37]的思路,采用長三角41座城市人均GDP和GDP總量的變異系數(shù)重新測度,分別記作pcv和gcv,重新識別地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對地區(qū)市場整合的因果效應(yīng)。需要指明的是,該指標(biāo)為損失時間維度的截面數(shù)據(jù),無法通過固定效應(yīng)模型識別,因此采用隨機(jī)效應(yīng)模型加以估計(jì),表3中(3)～(4)列匯報(bào)了對應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示：人均GDP和GDP總量的變異系數(shù)pcv和gcv的估計(jì)系數(shù)均顯著為正,并且與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本保持一致,表明在替換被解釋變量之后,研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

替換控制變量。以城市當(dāng)年實(shí)際利用外資額的對數(shù)(lnfdi)替代先前的對外開放水平(open);以城市本級預(yù)算內(nèi)支出占GDP的比重衡量地方政府干預(yù)程度(interv)替代先前的財(cái)政分權(quán)程度(fd);以城市擁有國企職工數(shù)的對數(shù)(lnsoe)替代先前的國有化程度(soerate),重新識別地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對地區(qū)市場整合的因果效應(yīng)。結(jié)果顯示：地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)(goalrate)的估計(jì)系數(shù)依舊顯著為正,而且相較于基準(zhǔn)回歸結(jié)果并未發(fā)生顯著變化,進(jìn)一步證實(shí)了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

更換樣本。鑒于上海、杭州、南京以及合肥4個城市的特殊地位可能會給估計(jì)結(jié)果帶來干擾,因此將其剔除,利用余下37座城市的樣本重新進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果顯示：地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)(goalrate)的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正。

綜合來看,無論是替換解釋變量、被解釋變量、控制變量,還是更換樣本,基準(zhǔn)回歸結(jié)果均具有穩(wěn)健性,也即地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的確促進(jìn)了商品市場走向整合,假設(shè)H1再次得到驗(yàn)證。

(2)外生政策沖擊、控制前期趨勢以及安慰劑檢驗(yàn)

外生政策沖擊。近年來長三角地緣相近、人緣相親、文化相通、經(jīng)濟(jì)相融的特色愈加鮮明(夏帥等,2021)[38],2018年長三角一體化又被上升為國家戰(zhàn)略,因而長三角地區(qū)市場一體化水平的提高可能是由于相關(guān)政策沖擊所致,其間的區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)機(jī)制可能同時發(fā)揮了重要作用。為此,借鑒張學(xué)良等(2017)[26]的研究,引入長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(jjxth)虛擬變量,重新識別地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對地區(qū)市場整合的因果效應(yīng)。長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會成立于1997年,由15個城市共同發(fā)起,隨后呈現(xiàn)出較為典型的擴(kuò)容式特點(diǎn),為本部分的穩(wěn)健性檢驗(yàn)提供了一項(xiàng)良好的“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”。將當(dāng)年及以后加入長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會的城市視為對照組,賦值為1;否則賦值為0。表4中(1)～(2)列分別匯報(bào)了未加入控制變量和加入控制變量的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示：引入長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會(jjxth)虛擬變量之后,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)(goalrate)的估計(jì)系數(shù)依舊顯著為正,基準(zhǔn)回歸結(jié)論依然保持穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：考慮外生政策沖擊、控制前期趨勢與領(lǐng)先1期

控制前期趨勢。進(jìn)一步考察地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)與城市基準(zhǔn)特征(pgdp)的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)城市人均 GDP解釋了地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的75%以上。為規(guī)避由初始差異衍生出的異質(zhì)性趨勢混雜估計(jì)結(jié)果,遵循 Duflo(2001)[39]的研究思路,采用2010年各地級市的DMSP夜間燈光數(shù)據(jù)作為當(dāng)年GDP的代理變量,然后分別乘以年份虛擬變量和年份二次項(xiàng)構(gòu)造交互項(xiàng),分別記作avglight_year和avglight_sq,以控制地級市初始差異的線性趨勢與非線性趨勢,回歸結(jié)果見表4中(3)～(4)列。結(jié)果顯示：在所有情形中,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)(goalrate)的系數(shù)均顯著為正,假設(shè)H1的穩(wěn)健性再次得到驗(yàn)證。

安慰劑檢驗(yàn)。下一年度的地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)(goalrate)是否會影響當(dāng)前地區(qū)的市場整合程度(integration)?如果有影響,則意味著基準(zhǔn)回歸中存在不可觀測的遺漏變量。為此,將地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)(goalrate)做領(lǐng)先1期處理,使用未來1期的地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)(f.goalrate)作為解釋變量重新估計(jì)。若此項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著,則意味著仍然存在同時影響地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)與商品市場整合程度的變量。估計(jì)結(jié)果見表4中(5)列。結(jié)果表明：該項(xiàng)的系數(shù)并不顯著,因此排除了本研究仍有重要變量遺漏的可能性。

總之,在考慮外生政策沖擊、控制前期趨勢以及安慰劑檢驗(yàn)之后,基準(zhǔn)回歸結(jié)果均具有穩(wěn)健性,假設(shè)H1再次得到驗(yàn)證。

4.內(nèi)生性檢驗(yàn)

基準(zhǔn)回歸模型設(shè)定可能面臨的內(nèi)生性問題主要來自兩方面：一方面,市場一體化水平較高的城市,地方政府調(diào)配資源的能力往往較強(qiáng),與外界的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系也較為緊密,因此更有可能設(shè)定較高的經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo),因而地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)與商品市場整合程度之間可能存在反向因果關(guān)系,這是引致內(nèi)生性問題的重要因素之一。另一方面,如果地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對商品市場整合程度的影響還受到不可觀測的城市稟賦的干擾,便會產(chǎn)生遺漏變量問題,這是誘發(fā)內(nèi)生性問題的另一重要因素,此時關(guān)注的系數(shù)?1也將有偏。為此,借鑒既有研究,嘗試為解釋變量選取合適的工具變量以克服內(nèi)生性問題。

本研究選取的工具變量主要有三個。首先,借鑒余泳澤等(2019)[13]的做法,采用“地級市所在省份的地級市數(shù)量”作為第一個工具變量。選取依據(jù)為：一方面,在晉升錦標(biāo)賽與GDP政績考核機(jī)制特定背景下,地級市設(shè)定本級經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)呈現(xiàn)出“標(biāo)尺競爭”特征,在晉升職位既定且有限的情況下,所在省份的地級市數(shù)量越多,地級市之間的競爭就越激烈。另一方面,地級市數(shù)量由中央劃定,主要受政治因素的影響,與經(jīng)濟(jì)變量關(guān)聯(lián)不大。綜合以上兩點(diǎn),“地級市所在省份的地級市數(shù)量”既具有“相關(guān)性”,又具有“外生性”,符合工具變量選取的兩個基本條件。其次,參照周茂等(2018)[40]的研究思路,采用“同一省份內(nèi)其他兄弟城市經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的加權(quán)平均值”與“地級市相對于所在省份經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的加碼值”的交互項(xiàng)(brocity_jm)作為第二個工具變量。選取依據(jù)為：一方面,根據(jù)主流財(cái)政競爭理論,各級政府為了贏得晉升錦標(biāo)賽,在制定本級經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)時不僅會著眼于自身,而且會對兄弟城市的增長目標(biāo)設(shè)定情況做出策略性反應(yīng)。另一方面,兄弟城市經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的加權(quán)平均值與本級市場整合程度相關(guān)度不高,不會對市場一體化水平造成直接影響。綜合以上兩點(diǎn),“同一省份內(nèi)其他兄弟城市經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的加權(quán)平均值”兼具“相關(guān)性”與“外生性”,同樣符合工具變量選取的兩個基本條件。最后,采用“地級市上一年度的經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)”(lgoalrate)作為第三個工具變量。選取依據(jù)為：“地級市上一年度的經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)”(lgoalrate)與本年度的經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)密切相關(guān),但并不會直接影響到本年度的地區(qū)市場整合狀況,在滿足“相關(guān)性”的同時兼具了“外生性”。

值得說明的是：“地級市所在省份的地級市數(shù)量”僅與個體變化相關(guān),損失了時間維度信息,無法直接充當(dāng)面板模型的工具變量,因此參考Nunn和Qian(2014)[33]的設(shè)置方法,將“地級市所在省份的地級市數(shù)量”與“未來兩期全國經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的均值”(具有時變特征)進(jìn)行交互,同時為了避免數(shù)值過大,將其取對數(shù)處理,構(gòu)造完整的工具變量(lnprft_qg2)。

表5列示了工具變量的回歸結(jié)果。其中,(1)～(3)列為依次使用第一個工具變量(lnprft_qg2)與第二個工具變量(brocity_jm)在兩階段最小二乘法(2SLS)下的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示：使用第一個工具變量(lnprft_qg2)時,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)(goalrate)的系數(shù)為正,且在 5%的水平上顯著;使用第二個工具變量(brocity_jm)時,無論是否添加控制變量,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)(goalrate)的系數(shù)依舊為正,且在1%的水平上顯著,但較前者有所降低。(4)～(6)列為依次使用第三個工具變量(lgoalrate)以及同時使用第一、第三個工具變量(lgoalrate&lnprft_qg2)在廣義矩估計(jì)法(GMM)下的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示：使用第三個工具變量(lgoalrate)時,無論是否添加控制變量,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)(goalrate)的系數(shù)均顯著為正;同時使用第一、第三個工具變量(lgoalrate&lnprft_qg2)時,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)(goalrate)的系數(shù)仍然顯著為正,但數(shù)值有所降低。(7)列為同時使用第一、第三個工具變量(lgoalrate&lnprft_qg2)在有限信息極大似然法(LIML)下的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示：回歸結(jié)果與廣義矩估計(jì)法(GMM)下的估計(jì)結(jié)果非常接近,表明回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。此外,在所有情形下,Kleibergen-Paap rk 的 Wald F 統(tǒng)計(jì)量均大于Stock-Yogo弱識別檢驗(yàn)10%水平上的臨界值,這進(jìn)一步排除了弱工具變量識別問題發(fā)生的可能性,同時也從技術(shù)層面佐證了以上三個工具變量選取的合理性。

表5 內(nèi)生性檢驗(yàn)：工具變量的回歸結(jié)果

四、拓展性分析

(一)機(jī)制分析

通過識別策略與穩(wěn)健性檢驗(yàn),回答了地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)是否影響商品市場整合問題。在此基礎(chǔ)上,探討地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對地區(qū)資源錯配的影響,分析地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)作用于地區(qū)市場整合的具體傳導(dǎo)機(jī)制。為此,構(gòu)建中介效應(yīng)模型如式(11)和式(12)所示：

resourcemisait=θ0+θ1goalrateit+θ2controlsit+μi+νt+εit

(11)

integrationit=φ0+φ1goalrateit+φ2resourcemisait+φ3controlsit+μi+νt+εit

(12)

其中,resourcemisait表示地區(qū)資源錯配程度,具體涵蓋勞動資源錯配程度(ABStaol)、資本資源錯配程度(ABStaok)以及整體資源錯配程度(avgmisa)三個方面。其余變量的含義與式(10)中保持一致。

表6匯報(bào)了中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示：(2)列與(6)列中g(shù)oalrate的系數(shù)均為正,且在1%的水平上顯著,而(4)列中g(shù)oalrate的系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn),這表明地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)主要引發(fā)了勞動資源錯配,對資本資源的扭曲效應(yīng)并不明顯?？傮w來看,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)設(shè)置值越高,資源錯配也將越嚴(yán)重。之所以產(chǎn)生這種現(xiàn)象,原因可能是：地方政府為了如期實(shí)現(xiàn)年初設(shè)定的經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo),通過引導(dǎo)資金流向、壓低勞動力工資等手段促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長,對勞動力市場產(chǎn)生了立竿見影的效果,引發(fā)了勞動資源錯配。然而,由于資本要素本身具有逐利特性,影響因素更為復(fù)雜,政府的單方面干預(yù)未必能夠完全左右資本流向,因而未對資本資源產(chǎn)生顯著扭曲效應(yīng)。

表6 拓展性分析：機(jī)制分析

進(jìn)一步,(3)列與(7)列中地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)(goalrate)的系數(shù)均不顯著,結(jié)合式(11)的回歸結(jié)果,可以推斷出在地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)影響地區(qū)市場整合的作用路徑中,勞動生產(chǎn)要素發(fā)揮了顯著的完全中介效應(yīng)。盡管式(11)中地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)(goalrate)的系數(shù)不顯著,但(5)列中其系數(shù)顯著為正,因此需要對資本資源錯配程度(ABStaok)做Sobel檢驗(yàn)。結(jié)果顯示：Sobel檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量并不顯著,這表明在地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)影響地區(qū)市場整合的作用路徑中,資本生產(chǎn)要素的中介效應(yīng)不顯著。綜上所述,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)主要是通過引致勞動資源錯配,進(jìn)而驅(qū)動商品市場走向整合。勞動生產(chǎn)要素發(fā)揮了顯著的完全中介效應(yīng),資本生產(chǎn)要素的中介效應(yīng)不顯著。至此,假設(shè)H2和假設(shè)H3得到了有效驗(yàn)證。

(二)異質(zhì)性與動態(tài)分析

為了更加精準(zhǔn)地識別地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對市場整合程度的因果效應(yīng),分別按照地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)、財(cái)政分權(quán)程度、技術(shù)差距以及到上海港的距離的中位數(shù)進(jìn)行分組,同時考慮經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)調(diào)整以及動態(tài)分析,多維度、多視角考察地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對市場整合程度的具體影響。

1.中位數(shù)分組的異質(zhì)性

(1)按照地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的中位數(shù)進(jìn)行分組

表7中(1)～(2)列分別匯報(bào)了地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對增長目標(biāo)設(shè)定較高和增長目標(biāo)設(shè)定較低地區(qū)商品市場整合程度的影響。結(jié)果顯示：無論增長目標(biāo)設(shè)定高低,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對市場整合程度的回歸系數(shù)均為正,但地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對低組別商品市場整合程度的回歸系數(shù)不顯著,這表明地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對市場整合程度的影響主要體現(xiàn)在增長目標(biāo)設(shè)定較高地區(qū)。可能的經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋是：對于經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)設(shè)定較低的地區(qū)而言,這些城市的發(fā)展觀念相對保守,與外界的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系相對較少,一定程度上加劇了市場分割,阻礙了市場一體化進(jìn)程。

(2)按照財(cái)政分權(quán)程度的中位數(shù)進(jìn)行分組

表7中(3)～(4)列分別匯報(bào)了地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對財(cái)政分權(quán)程度較高和財(cái)政分權(quán)程度較低地區(qū)商品市場整合程度的影響。結(jié)果顯示：地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)顯著促進(jìn)了財(cái)政分權(quán)程度較低地區(qū)的市場整合,對財(cái)政分權(quán)程度較高地區(qū)的市場整合不存在顯著影響,這與范子英和張軍(2010)[19]以及謝姍和汪盧俊(2015)[31]的研究結(jié)論基本一致。主要原因可能是：對于財(cái)政分權(quán)程度較高的地區(qū)而言,這些城市通常擁有較大的財(cái)政自主權(quán),因而地方政府越有動機(jī)扶持本地企業(yè),限制本地資源外溢,以最大限度地增加本地財(cái)政收入,這在一定程度上也會加劇市場分割,阻礙市場一體化進(jìn)程。

(3)按照技術(shù)差距的中位數(shù)進(jìn)行分組

表7中(5)～(6)列分別匯報(bào)了地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對技術(shù)差距較大和技術(shù)差距較小地區(qū)商品市場整合程度的影響。結(jié)果顯示：地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對市場整合的影響主要體現(xiàn)在技術(shù)差距較小地區(qū),對技術(shù)差距較大地區(qū)的市場整合不存在顯著影響。這與謝姍和汪盧俊(2015)[31]的研究結(jié)論基本吻合。原因可能是：對于技術(shù)差距較小地區(qū),這些城市為了在未來獲取更多利益,扭轉(zhuǎn)弱勢地位,往往更加傾向于實(shí)施地方保護(hù),拒絕參與區(qū)域分工,從而對地區(qū)市場整合產(chǎn)生不利影響。

(4)按照到上海港的距離的中位數(shù)進(jìn)行分組

表7中(7)～(8)列分別匯報(bào)了地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對到上海港的距離較遠(yuǎn)和較近商品市場整合程度的影響。結(jié)果顯示：當(dāng)距離上海港較遠(yuǎn)時,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)更有可能促進(jìn)地區(qū)市場整合。這與范子英和張軍(2010)[19]以及謝姍和汪盧俊(2015)[31]的研究結(jié)論恰恰相反。對此現(xiàn)象的解釋是：距離上海港越遠(yuǎn)意味著城市的商品貿(mào)易成本越高,為了彌補(bǔ)貿(mào)易成本的缺陷,如期完成經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo),地方政府更有可能放棄地方保護(hù),積極參與區(qū)域分工,從而推進(jìn)地區(qū)市場整合。

2.考慮增長目標(biāo)調(diào)整與動態(tài)分析

(1)考慮增長目標(biāo)調(diào)整

當(dāng)下,中國經(jīng)濟(jì)已由高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段。其實(shí)早在2012年,中國經(jīng)濟(jì)便已結(jié)束長達(dá)20年的高速增長,正式步入經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”。地方各級政府在設(shè)定經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)時,不可避免地對經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”做出策略性反應(yīng)。分析發(fā)現(xiàn),2012年開始,各級政府設(shè)定的經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)呈現(xiàn)出持續(xù)下滑態(tài)勢,這為本研究的橫截面測試提供了一個良好視角。在實(shí)證策略上,構(gòu)造一個時間虛擬變量(new),在2012年及以后將其賦值為1,否則賦值為0,同時將其與地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)(goalrate)進(jìn)行交互,得到的交互項(xiàng)記作ngoalrate,進(jìn)一步考察經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”前后,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對商品市場整合程度的差異性影響。表8中(1)～(2)列匯報(bào)了相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。(1)列未添加控制變量,時間虛擬變量與地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)交互項(xiàng)(ngoalrate)的系數(shù)顯著為正;(2)列添加了基準(zhǔn)模型中的控制變量,時間虛擬變量與地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)交互項(xiàng)(ngoalrate)的系數(shù)依舊顯著為正。這意味著經(jīng)濟(jì)步入“新常態(tài)”后,盡管地方各級政府紛紛調(diào)低了經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo),但地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)每提高1%,其對商品市場整合程度的邊際激勵效應(yīng)卻提高了?？赡艿慕?jīng)濟(jì)學(xué)解釋是：進(jìn)入經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”后,隨著經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的調(diào)低,地方政府的“保增長”壓力也有所緩解,加之建設(shè)全國統(tǒng)一市場的呼聲日益高漲,一定程度上阻止了地方保護(hù)及市場分割現(xiàn)象的發(fā)生,區(qū)域市場漸趨整合。

表8 拓展性分析：考慮目標(biāo)完成情況與動態(tài)分析

(2)動態(tài)分析

進(jìn)一步考察地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對商品市場整合程度的動態(tài)影響。在實(shí)證策略上,構(gòu)造一個“上一年度經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)是否如期完成”的虛擬變量(unacomplish),若上一年度如期完成將其賦值為0,否則賦值為1,同樣將其與地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)(goalrate)進(jìn)行交互,得到的交互項(xiàng)記作unacom_goalrate,以分析上一年度經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)完成情況對下一年度商品市場整合程度的差異性影響。表8中(3)～(6)列匯報(bào)了相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示：在所有設(shè)定下,交互項(xiàng)(unacom_goalrate)的回歸系數(shù)均顯著為負(fù),這意味著對于未能如期完成上一年度經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的地方政府而言,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對商品市場整合程度的邊際激勵效應(yīng)有所下降。主要原因可能是：當(dāng)?shù)丶壥姓茨苋缙谕瓿缮弦荒甓冉?jīng)濟(jì)增長目標(biāo)時,由于政治晉升與政績考核壓力,地級市政府將更傾向于限制本地資源、人才的外流,這一定程度上對地區(qū)市場整合產(chǎn)生了消極影響。

五、研究結(jié)論與政策啟示

(一)研究結(jié)論

將“看得見的手”與“看不見的手”直接納入到統(tǒng)一分析框架,闡明了“看得見的手”如何影響“看不見的手”,并采用長三角地區(qū)的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)加以檢驗(yàn),得到的主要結(jié)論為：

第一,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)顯著驅(qū)動了商品市場走向整合,促進(jìn)了區(qū)域一體化發(fā)展。具體而言,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)每提高1%,商品市場整合程度將同比提升。在替換解釋變量、被解釋變量、控制變量和改變樣本,并將“長三角城市經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)會”視作外生政策沖擊、控制前期趨勢以及時間安慰劑檢驗(yàn),同時選取三個工具變量克服可能存在的內(nèi)生性問題之后,研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

第二,資源錯配是地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)影響商品市場整合的重要渠道。地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)主要是通過引致勞動資源錯配,進(jìn)而驅(qū)動商品市場走向整合。勞動生產(chǎn)要素發(fā)揮了顯著的完全中介效應(yīng),資本生產(chǎn)要素的中介效應(yīng)不顯著。

第三,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對商品市場整合程度的影響存在典型的區(qū)域異質(zhì)性。地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)主要驅(qū)動了增長目標(biāo)設(shè)定較高、財(cái)政分權(quán)程度較低、技術(shù)差距較小以及距離上海港較遠(yuǎn)的地級市的市場整合;對增長目標(biāo)設(shè)定較低、財(cái)政分權(quán)程度較高、技術(shù)差距較大以及距離上海港較近的地級市的市場整合無顯著影響。此外,經(jīng)濟(jì)步入“新常態(tài)”后,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對商品市場整合程度的邊際激勵效應(yīng)有所提高。動態(tài)分析發(fā)現(xiàn),當(dāng)?shù)丶壥形茨苋缙谕瓿缮弦荒甓鹊慕?jīng)濟(jì)增長目標(biāo)時,地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對商品市場整合程度的邊際激勵效應(yīng)有所下降。

(二)政策啟示

本研究不僅拓寬了經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理的研究視域,而且為促進(jìn)地區(qū)市場整合、加快統(tǒng)一市場建設(shè)提供了新思路。

第一,長三角地區(qū)應(yīng)當(dāng)優(yōu)化現(xiàn)有官員政績考核體系,建立以高質(zhì)量發(fā)展為導(dǎo)向的經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)管理模式。地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)通過引發(fā)資源錯配進(jìn)而促進(jìn)了地區(qū)市場整合,盡管“歪打正著”得到了一個合意的經(jīng)濟(jì)結(jié)果,但扭曲生產(chǎn)要素市場畢竟違背了市場運(yùn)行規(guī)律,若長久依賴這種發(fā)展模式終將難以為繼。因此,各級政府在設(shè)定經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)時應(yīng)當(dāng)結(jié)合實(shí)際情況因地制宜,不應(yīng)盲目攀比。同時,高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)也應(yīng)當(dāng)被納入考核體系,這樣方可早日實(shí)現(xiàn)“有為政府”與“有效市場”的有機(jī)統(tǒng)一,充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用的同時更好地發(fā)揮政府職能,進(jìn)一步完善中國特色社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制。

第二,長三角地區(qū)應(yīng)當(dāng)高度重視生產(chǎn)要素市場,進(jìn)一步深化要素市場改革,完善要素市場運(yùn)行機(jī)制。鑒于生產(chǎn)要素在地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)對地區(qū)市場整合影響過程中的差異化職能,應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步完善收入分配制度,切實(shí)保障勞動者合法權(quán)益,同時暢通資本流動渠道,給予中小企業(yè)和民營企業(yè)融資便利,推進(jìn)生產(chǎn)要素市場良性高效運(yùn)作,同時以要素市場整合為紐帶,聯(lián)動商品服務(wù)市場整合,加快構(gòu)建全國統(tǒng)一大市場。

第三,長三角地區(qū)應(yīng)當(dāng)加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長模式,盡量克服對傳統(tǒng)生產(chǎn)要素的依賴,使增長更多地轉(zhuǎn)向依靠數(shù)據(jù)、技術(shù)與創(chuàng)新等新型生產(chǎn)要素驅(qū)動,持續(xù)培育經(jīng)濟(jì)增長新動能。隨著數(shù)字經(jīng)濟(jì)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的深度融合,在實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程中,數(shù)據(jù)、技術(shù)與創(chuàng)新等新型生產(chǎn)要素可能同時發(fā)揮了重要作用,而且很有可能地方經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)并非通過扭曲數(shù)據(jù)、技術(shù)與創(chuàng)新等生產(chǎn)要素,而是正確引導(dǎo)此類要素流向便可以增進(jìn)地區(qū)市場整合。因此,遵循市場運(yùn)行規(guī)律,合理配置數(shù)據(jù)、技術(shù)與創(chuàng)新等新型生產(chǎn)要素,讓一切創(chuàng)造財(cái)富的源泉充分涌流,是增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)增長動力,構(gòu)建“雙循環(huán)”新發(fā)展格局的重要舉措。