區域經濟一體化視角下的長江中游地區市場整合測度——基于湘鄂贛皖四省面板數據的分析

■李雪松 孫博文

一、引言與文獻述評

長江中游地區是指長江三峽以東，由長江及其支流沖積而成包括江漢平原、洞庭湖平原、鄱陽湖平原等地勢低平的廣大區域，從行政區劃的角度被界定為湘鄂贛皖四個中部省區[1][2]。改革開放后，長江中游地區逐步形成了以武漢城市圈、長株潭城市群、鄱陽湖生態經濟區以及江淮城市群為經濟增長極的城市群。而湘鄂贛皖四省政府也逐步達成了共建長江中游城市群的共識。2012年2月，湘鄂贛三省政府在長江中游城市集群三省會商會議上簽訂“共建長江中游城市集群合作框架協議”，共同致力于三省基礎設施、產業、市場、文化旅游和生態保護“五個一體化”建設。2013年2月，湘鄂贛皖四省省會城市政府達成《長江中游城市群暨長沙、合肥、南昌、武漢戰略合作協議(武漢共識)》(以下簡稱《武漢共識》，提出聯手打造以長江中游城市群為依托的中國經濟增長“第四極”。從經濟總量來看，長江中游城市群2012年實現地區生產總值超過6萬億元，經濟總量僅次于“長三角”，已經超越“珠三角”和“京津冀”，成為推動中國經濟發展的重要區域。研究長江中游地區湘鄂贛皖四省區域經濟一體化，可以為中部地區整體板塊崛起提供現實依據，同時也能為當前湘鄂贛皖四省協作共建中部新經濟增長極提供理論支撐。

區域經濟一體化的研究目前在國內外已經比較成熟。J．Viner[3]將區域經濟一體化定義為“多國區域經濟整合的狀態及過程，在其中貿易壁壘被削弱或消除，生產要素自由流動;區域經濟一體化收益來源于成員之間的專業分工”。呂典瑋、張琦[4]認為區域經濟一體化既表現在跨國之間的分工協作，也包含一國之內區際之間的打破壁壘，促進要素自由流動的狀態。世界銀行從新經濟地理學的角度對區域經濟一體化做出新的解釋，認為一體化反映了市場分割以及貿易壁壘的消失，生產要素能夠在區際之間自由流動的經濟現象。區域經濟一體化最終體現在生產要素的種類及結構、商品要素價格與居民收入水平趨同，反映了區際之間產業分工協作的較高水平。

市場整合是用不同地區間的價格運動關系分析區域市場的一體化程度，在很大程度上反映區域經濟一體化的現實水平。Granger[5]、Engle和Granger[6]等將市場整合定義為不同市場之間相互作用或者共同決定商品價格。如果兩個市場完全整合，則一個市場的價格變動將全部傳遞到另一個市場;市場分割意味著市場價格信息可能會歪曲市場政策，從而導致商品的低效率流轉。周章躍、萬廣華[7]認為市場整合受包括價格信息的可得性、價格信息的質量、價格信息傳輸的速度、運輸條件以及政府干預程度的影響。在市場整合的研究方法方面，平穩性ADF檢驗、相關系數法以及二元相關分析法等計算的是同種產品不同市場兩個價格的序列相關性，進而判斷整合程度[8][9][10]。

商品市場的整合程度也可以用于判斷整體市場的整合。國內學者主要通過特定行業對象的市場整合程度來研究行業整合程度，市場一體化水平以及波動情況。在商品市場整合研究的方法上，Naughton[11]和Ponect[12]采用“貿易流量的方法”、Xu[13]采用商業周期模型、鄭毓盛和李崇高[14]采用數據包絡法對中國國內的商品市場整合進行了研究。而桂琦寒和陳敏等[15]則提出用價格法評價區域市場整合程度。他們認為，不管生產要素是否自由流動，如果商品可以自由流動，其價格也會逐漸趨同，因此采用價格信息構造指標衡量商品市場整合，在很大程度上能夠評價整個市場整合的程度。從數據可得性和實際操作上來說，價格法不失為評價區域市場整合的一種有效方法。但從現有文獻來看，利用價格信息研究區域間的市場整合問題還略顯不足。

本文認為，國內外對長江中游地區經濟一體化與市場整合的研究主要局限在動力機制、協作機制、影響因素以及各省區域內的一體化研究方面，特別是較多地關注一體化程度較高的長株潭城市群發展問題，而對于長江中游各省區區域之間的經濟一體化程度研究較少。因此，本文試圖借鑒Samuelson[16]的冰川成本理論模型，采用價格法對湘鄂贛皖四省市場整合程度進行測度，進而分析和評價長江中游地區四省區之間的經濟一體化水平。

二、市場整合測度方法

(一)采用價格法測度市場整合度指標

價格法的研究基礎是Heckscher[17]提出的“一價定理”，即若除去區際之間貿易壁壘以及包括信息成本、運輸成本的交易成本的影響，不同區域之間的同一商品價格在同一貨幣體系之下應該是相同的。本文將采用“價格法”測度長江中游地區四省的市場整合程度，由此分析區域經濟一體化的水平。從理論上講，市場多樣性變化、區際信息共享的障礙以及地理距離的隔離，使得單純采用相對價格變化指標評價市場分割值得商榷，但若研究假定同質或者地理鄰近，例如長江中游地區，問題就會更容易解決，事實上用價格指數構造指標體系衡量市場整合，成本更低，結論也更為直接有效。鑒于市場分割與市場整合反相關，我們將很容易根據商品的相對價格方差對市場整合程度進行判斷。

為評價市場分割的程度，我們采用Parsley和Wei[18]以及劉小勇[19]采用價格指數對市場整合進行測度，假設i，j兩個地區，pikt代表了i地區，k商品在t時期的價格，pjkt代表了j地區，k商品在t時期的價格，C表示商品套利成本，其中相對價格方差的測度主要分為以下幾個步驟:1．計算相對價格的絕對值大小|△Qij，k，t|，計算公式為 |△Qij，k，t|=|lnpikt/lnpik，t－1－ lnpjkt/lnpjk，t－1|;2．鑒于區際商品相對價格的波動△Qij，k，t除了受市場環境的影響之外，比較容易受其他方面因素的固定效應ak的影響。有必要通過去均值的方式剔除掉這種固定效應的影響。操作方法為:假設△Qij，k，t包括固定效應ak以及隨機效應ξij，k，t，固定效應僅與商品種類相關，隨機效應與兩地的市場環境相關，若想校區固定效應項，需要求出t年k 中商品的△Qk，t在湘鄂贛皖省際平均值，再分別用△Qij，k，t減去這種平均值得到:aijkt=|△Qij，k，t|－ |△3．最后計算 aijkt的方差 Var(aijkt)。

(二)面板數據單位根檢驗

面板數據單位根檢驗是為了進一步檢驗價格波動長期是否具有收斂的趨勢，所有首先有必要對方差數據Var(aijkt)進行面板單位根檢驗。利用Pesaran和Shin的IPShin方法對數據集合Var(qijt)進行面板單位根檢驗，原假設為具有單位根特性，備擇假設為時間序列的收斂特性。檢驗方程如下:

其中 s=1，2，…，M;t=1，2，…，T，給定特定方程對時間序列數據逐一做ADF檢驗處理;利用計算過程中所得出的t統計量與規定的臨界值比較，對面板數據的平穩性進行檢驗。

(三)簡單的時間趨勢回歸

面板單位根能否通過平穩性檢驗是時間趨勢歸回歸的重要前提，若時間序列不平穩，我們需要對數據進行多階差分處理，直至能夠通過檢驗，回歸方程如下所示:

其中△k代表了相對價格方差時間序列的k階差分，直至能夠通過IPShin的平穩性檢驗，βij代表了時間趨勢項t的回歸系數，如果βij＞0，則反映了數據的發散性，βij＜0，則反映了時間序列數據的收斂性。

三、數據來源與分析

(一)數據來源與處理

結合上面的分析，本文將結合《中國統計年鑒》、《新中國五十年統計資料匯編》以及中經網經濟數據庫選取湘鄂贛皖四省1995—2012年九類商品零售價格指數，從地區、時間以及商品種類三個維度(4×18×9)對原始數據進行整理。九類商品包括糧食、鮮菜、飲料煙酒、服裝鞋帽、中西藥品、書報雜志、文化體育用品、日用品以及燃料等。鑒于不同年份國家商品種類分類的改變，為了保證數據的可得性，我們參照劉小勇 (2013)的做法，文化體育用品價格指數采用文化辦公用品價格指數替代，部分年份采用醫療煙酒價格指數替代煙酒茶價格指數。本文以安徽－湖北、安徽－江西、安徽－長沙、湖北－江西、湖北－湖南、江西－湖南六組省際區域為研究對象，進而計算由價格信息計算出反映商品市場分割的區際價格方差指標。數據采用Excel以及Eviews6．0軟件處理分析。

表1 長江中游地區湘鄂贛皖四省區際相對價格方差(1995－2012年)

(二)市場整合分析與檢驗

1．省際相對價格方差變動的時間趨勢分析

經過數據處理，本文得到了四省區際相對價格方差的時間序列數據，見表1。鑒于相對價格方差能夠直接反映區域市場整合程度，故有必要對四省六對相鄰省區之間的相對價格方差趨勢演進趨勢進行一般分析。

從表1中不難發現，四省省際相對價格方差一直處于波動趨勢之中，市場分割程度在1995－1997年達到峰值，并最終有一個收斂的趨勢。造成這一趨勢的原因可能是區域產業政策、外部環境以及政府規劃差異性波動，更直觀的趨勢見圖1。

圖1 湘鄂贛皖省際相對價格方差時空演變圖

圖1顯示在1995－2012年間，各省際相對價格方差指標基本上是同步變化的，即某些時刻同時上升，另外一些時刻同時下降;而在這個變化的過程中，湘鄂兩省在2005年之后相對價格方差波動程度大于平均趨勢，反映了省際市場分割程度在一定程度上的加劇。從省級價格方差時序數據均值來看，從高到低依次為湖北－湖南 (0．0008695940)、湖北 －江西 (0．0007898578)、湖南－江西 (0．0006807484)、安徽 －湖北 (0．0005829711)、安 徽－湖 南 (0．0005607016)、 安 徽 －江 西(0．0005357221)。湖南、湖北省際之間方差最大，可能是由于臨近兩省在戰略規劃和經濟發展中的激烈競爭，導致彼此在某些競爭領域缺乏開放的發展平臺，在一定程度上干擾了市場一體化的進程;而安徽、江西之間方差最低，一方面可能是由于安徽皖江城市帶在承接東部產業轉移同時所產生的漫溢效應促進了區域經濟一體化的進程，另一方面也可能是兩省在加強與內地省區合作的同時均善于利用同東部沿海的合作機遇，導致了其市場一體化的產業互補合作效應增強。

2．方差數據面板單位根檢驗

為了證實相對價格方差的長期趨勢是否具有平穩性，有必要對方差面板數據進行單位根檢驗?；诹鶎︵徥∠鄬r格方差波動趨勢與四省平均水平基本一致的現實，需要對其時間序列進行單位根檢驗，進一步驗證其是否具有收斂的趨勢，從表2中的IPshin的檢驗中不難發現，除了湖南－湖北省際相對價格方差能夠在1%水平上通過平穩性檢驗之外，其余各省際數據均不能通過平穩性檢驗。面板單位根檢驗反映了湖南－湖北相對價格方差的相對穩定性，也反映了兩省之間的市場整合程度的穩定性;其余各省際數據存在著收斂或者發散的不穩定趨勢。具體系數估計，需要我們通過時間趨勢回歸進一步探討。

表2 相對價格方差的Ipshin檢驗(K上限=3)

3．市場整合的時間趨勢回歸分析

為進一步證實結合波動的趨勢，本文將1995—2012年數據分解為1995—2002年、2002—2007年、2008—2012年三個時間段進行時間趨勢回歸分析，數據分段考察主要基于以下區域政策的考量:1996年之前區際商品市場整合程度低，可能是依然處于1992年生產資料價格改革的尾聲階段，1995年之前的相對價格方差值可以從相關學者的研究中得以印證，處在0．002至0．003之間[19];2006年中部崛起戰略的綱領性文件《中共中央國務院關于促進中部地區崛起的若干意見》出臺，湘鄂贛皖四省在財稅、金融以及政策等方面爭取到更多的有利條件，使得包括武漢城市圈、長株潭城市群、鄱陽湖生態經濟區以及江淮城市群在內的長江中游城市群區際合作進一步增強。

市場整合時間趨勢回歸結果見表3。從這三個階段的β系數不難發現，四省省際一體化程度呈現緩慢上升趨勢，1995—2002、2002—2007、2008—2012三個時間段最大的β系數分別為安徽－湖北的－0．000874，安徽－江西的 －0．000165以及湖北－湖南的0．000065;尤其是湖南－湖北時間趨勢系數從負到正，從一定程度上反映了兩省市場分割加劇的現實;從檢驗水平上看，1995—2007年間的t值基本在10%的顯著水平通過檢驗，但2008年之后t檢驗開始不顯著，反映了四省在市場經濟體制逐步完善的基礎上經濟一體化程度得到顯著的提高，長江中游地區市場整合程度因為省際貿易壁壘、區際信息障礙和物流運輸成本條件的改善，以及相關政策的驅動之下，一定程度上打破了低水平的均衡階段，開始向區域經濟一體化的高水平均衡階段轉化。2008年以后，區域經濟一體化水平趨勢不顯著，可能意味著由武漢城市圈、長株潭城市群和鄱陽湖生態經濟區組成的長江中游城市群初具雛形，長江中游地區區域經濟一體化因為區際地方政府保護以及利益博弈的原因而受到一定制約，尤其是湖南與湖北對所謂“中部老大”地位的競爭，使得很多區域合作政策開始具有隱性的地方保護主義，兩省市場分割有加劇的趨勢;而與顯性地方保護主義的“政府保護性干預”不同，隱形地方保護主義的“政府故意不作為”帶來的轄屬企業生態破壞及環境污染，對社會利益的損害具有隱蔽性。

(三)湘鄂贛皖四省區域合作政策分析

長江中游地區湘鄂贛皖四省抱團發展是大勢所趨。從我國的整體區域布局來講，區域開放政策、開放戰略布局從沿海線性過渡到沿海與沿江并重;同時，長三角地區作為我國重要的經濟增長極，其經濟輻射開始由沿江流域逐漸向整個長江流域傳導，從而加強長江中游地區湘鄂贛皖四省合作，打造長江中游城市是區域經濟發展規律的集中體現。長江中游城市群是以湖北武漢、湖南長沙、江西南昌、安徽合肥四個中心城市為核心，以武漢城市圈、長株潭城市群、鄱陽湖經濟圈、江淮城市群等中部經濟發達地區和浙贛線、長江中下游交通走廊為主軸，向東、向南分別呼應長江三角洲和珠江三角洲打造的國家規劃重點地區和全國區域發展新的增長極。湘鄂贛皖四省山水相連、文化相親、經濟相依，整個城市群連南接北、承東啟西，地理位置優越。人口資源豐富、科教優勢明顯、產業基礎雄厚，同時也蘊藏著巨大的消費潛力。武漢、長沙、南昌、合肥四個城市作為經濟圈或經濟區中的核心，具有廣闊的發展前景。雖然我國整體環境處于經濟下行的趨勢，湘鄂贛皖四省依然保持接近兩位數的經濟增速。2012年，湖北、湖南地區生產總值均邁上兩萬億元臺階，江西超過萬億元，安徽也已經達到1．7萬億元。

從區域合作協議框架來看，《武漢共識》將通過合作聯手打造以長江中游城市群為依托的中國經濟增長“第四極”。根據協議安排，四省會城市將在以下多個層面深入開展協作，包括:共同推進區域發展戰略的謀劃，以創新驅動為導向、深化轉型發展，推進產業的分工合作，共同促進內需市場的發展和加強區域開放市場體系建設，大力發展區際交通基礎設施的建設，加大生態文明建設力度，共同建設文化旅游強區，建設公共服務共享區等方面。湘鄂贛皖四省未來在區域合作框架的指導之下，通過建立區域合作機制、資源共享機制、發展問題解決的聯動機制，進一步提高市場整合程度以及區域經濟一體化水平。

表3 1995—2012年長江中游地區四省區際相對價格方差時間趨勢回歸分析

皖贛兩省2005年簽訂了進一步加強技術合作的框架協議，增強兩省在農業技術推廣應用、能源利用、交通設施改善以及城市等方面的合作。農業合作方面，兩省大力推進農產品價格的市場化改革，通過毗鄰長三角的重要優勢推進農產品的外貿出口以及深加工，農民的利益得到很大的保證;此外，昌九工業帶以及包括八大重點產業基地、六大基礎工程以及安徽省一萬億經濟目標在內的安徽省“861”計劃的實施為兩省合作提供了新的基礎。

鄂皖兩省也有較深的合作基礎。在經濟合作方面，據統計，2010年湖北在安徽累計投資接近400億元，安徽也有近兩千家企業在湖北投資，企業家為兩省交流發揮了重要的紐帶作用。從交通運輸來看，兩省開通了武漢到合肥高鐵，進一步縮短了空間交流的距離;兩省共享長江黃金水道，都將在打造長江經濟帶過程中發揮重要的角色。從具體的實踐路徑來看，自主創新試驗協作的典范合蕪蚌試驗區以及東湖國家自主創新示范區，通過資源共享以及產學研合作的方式不斷提升兩省的自主創新能力，此外兩省嘗試合作服務平臺，促進政府、企業以及社會的多層次的合作，保障企業的合法權利，創造良好的投資環境，是進一步深化合作的基礎。

湘鄂兩省簽訂了一系列區域合作框架協議。在基礎設施建設方面，兩省不斷實現水利與能源設施的銜接，加大對京珠高速以及荊岳鐵路項目的建設力度，充分利用長江黃金水道的作用，建立現代立體的交通體系;兩省均為“兩型建設”試點，長株潭城市群以及武漢城市圈在“兩型社會”建設的探索方面取得了一定進展;此外，進一步建立和完善湘鄂兩省的常態化交流以及建立更為緊密的合作機制，將是促進區域經濟一體化的重要措施，這就要求兩省充分發揮市場經濟主體的作用，鼓勵形式多樣的民間交往活動，形成多維度、全方位的交流格局。但從實證的結果來看，湘鄂兩省市場整合程度存在平穩性，而且在2008年之后具有分割加大的趨勢，這對于兩省互惠合作，促進區域經濟一體化的初衷來講是一個警醒，究其原因，可能是兩省經濟總量接近以及對于所謂“中部老大”競爭的沖動，此外還有地方政府之間的利益博弈和地方保護主義的因素。

四、結論與政策建議

采用長江中游地區湘鄂贛皖四省區1995—2012年九大類商品的面板數據，使用價格法對四省區的區域市場整合和市場分割問題進行測度分析，以相對價格方差指標的形式對區域市場整合程度進行了評價，研究結果顯示:(1)從總體來看，區域市場相對價格方差在1995—1997年有一個較大的波動，而且各個省際的波動基本同步;從四省均值來看，除湘鄂鄰省之外，其余各省際數據有一個收斂的趨勢;從相鄰省區的市場整合程度來看，1995—2012年長江中游地區四省相鄰省區之間的市場整合程度呈現出一個波動到收斂的趨勢，其趨勢大抵符合四省區際市場整合的一般趨勢，體現出區域經濟一體化的發展趨勢。(2)相對價格方差從高到低排名依次為湖北－湖南、湖北－江西、湖南－江西、安徽－湖北、安徽－湖南、安徽－江西。結論與桂琦寒等采用1985—2001年的數據，從相鄰省區的角度研究省際之間相對價格方差的大小以及萬倫來等對中國省級貿易壁壘的研究接近，反映了市場一體化的規律性變動。(3)安徽與湖南、湖北、江西三省的市場整合程度均高于其他三省省際的市場整合程度，說明安徽與其他三省之間區域要素流動性較強，區域經濟一體化基礎較好，區域合作機制較為完善。非相鄰省區的安徽－湖南兩省市場整合程度較高，說明除距離之外，可能存在其他方面的減少分割的因素，需要我們進一步深入探討。

從而，長江中游地區應當在發展壯大長江中游城市集群的基礎上，深化分工協作，調整產業結構，破除市場障礙、政策障礙和體制障礙，推動要素、商品、服務、資源、信息的自由流動。在政府聯動基礎上，構建跨行政區域的區域協作機制，在戰略規劃和產業政策上加強融合，發揮安徽、湖南、湖北、江西四省中部崛起戰略腹地的優勢，提高生產要素得利用效率和承接東部產業轉移，充分享受沿海地區優勢資源與高新技術產業的外溢作用，提升內部經濟耦合性。消除市場分割因素，打破區域行政壁壘和貿易壁壘，清除具有地域歧視性政策，建設服務型政府。加強基礎設施的一體化建設，完善現代交通網絡，建立現代物流體系。湘鄂兩省經濟發展水平接近，兩省應強化互信，精誠合作，充分發揮中部崛起的帶頭作用，通過區域合作框架協議的簽訂力求降低地方保護帶來的效率損失，減少以鄰為壑的發展政策。充分發揮安徽既臨近“長三角”地區，又與長江中游地區其他三省的市場整合程度較高的優勢，加強江淮城市群的橋梁紐帶作用。

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