我國國內市場一體化的影響因素分析
——基于面板數據的檢驗

崔慶波 梁雙陸

（云南大學，昆明 650091）

我國國內市場一體化的影響因素分析
——基于面板數據的檢驗

崔慶波 梁雙陸

（云南大學，昆明 650091）

在使用價格指數法測算出我國國內市場一體化程度的基礎上，本文實證檢驗我國國內一體化的影響因素。結果表明，地方保護傾向與國內市場一體化水平負相關；鐵路營業里程增長與國內市場一體化水平正相關，公路里程增長與國內的市場一體化負相關；CAFTA建設對國內市場一體化具有顯著正向作用，有利于推進國內區域經濟協調發展；區域GDP差異加劇了地方政府本地市場偏好。這對我國促進國內市場整合與區域協調發展具有現實意義。

市場分割 國內市場一體化 一體化指數 地方保護 CAFTA建設 區域GDP

引言

我國國內市場存在地方分割已被眾多學者所證實。行偉波和李善同 （2009）指出，我國國內市場一體化較低，主要表現在地區間存在較大的貿易壁壘和較高的運輸成本，各省區的產品價格水平在長期缺乏收斂趨勢，各省的產業結構趨同，地區產出與比較優勢相背離和財政分權制度下形成的地方保護主義使地方政府更傾向于扶持本地企業。為此，提高國內市場一體化水平一直是我國經濟改革發展的重要目標。

當前，我國國內市場一體化水平不斷提高已成為共識，但關于市場一體化影響因素的實證研究尚顯不足。為了繼續推動我國國內市場一體化水平的提高，從而更好地促進區域經濟協調發展，本文系統梳理了我國國內市場一體化的影響因素，并在實際測算國內市場一體化指數基礎上，建立計量模型，對相關影響因素進行實證檢驗。

1 文獻綜述

我國國內市場一體化化水平的研究主要集中在測度、趨勢和成因分析三方面。其中，關于我國國內市場一體化的測算結果和趨勢分析已經逐步達成一致。行偉波和李善同 （2010）指出，目前比較成熟的測度方法主要有3種：（1）貿易流量法。主要是通過國內貿易的增長情況判斷國內市場一體化水平，其難度主要在于國內貿易量特別是省際貿易量缺乏直接統計，存在數據和方法上的限制。 （2）產出法。主要是根據產出結構、產出效率和經濟周期的同步性來檢驗市場一體化水平。（3）價格法。主要從 “冰山貿易成本”和“一價定律”出發，根據商品價格的差異衡量市場的一體化水平。雖然在較早前，以Young（2000）、Poncet（2003）為代表的研究者認為，我國國內市場分割非常嚴重，而且趨于上升。但近年來，通過研究方法和數據的改進，蔡昉等 （2002）、白重恩等 （2004）、李善同等 （2004）和盛斌等 （2011）更多學者的研究表明，我國國內市場分割呈現逐步減輕態勢，區域市場日趨整合，一體化水平在不斷提高。

在市場一體化的影響因素方面，根據現有文獻的討論，我國國內市場一體化主要受3類因素的影響。

1.1 政府因素

研究表明，地方政府的本地偏好是市場分割的重要原因。從本地偏好的形成原因來看，Young（2000）的觀點認為，我國的地方市場分割實際上是陷入了漸進性改革陷阱，漸進性改革和財權下放，使地方政府成為既得利益者，而保護既得利益的沖動又誘使地方政府濫用行政權力，進一步制造資源扭曲。這種行政分權導致地方保護和市場分割的觀點得到了眾多國內學者的認同。周黎安 （2004）則指出，政治晉升博弈中的政績競爭才是導致地方保護主義盛行并形成市場分割的原因。魯勇 （2002）、洪銀興和劉志彪 （2003）認為，以省為界限的行政區域管理模式導致了行政區經濟現象，省際邊界成為國內市場一體化的主要障礙。毛其淋等 （2012）則指出，在對外經濟開放與區域市場整合存在替代效應的前提下，對外經濟開放水平越高的地區，其區域市場整合對省際全要素生產率的影響越小，反之亦然。這就形成了一個國內市場一體化的困境：對外經濟開放水平高的東部地區推動市場一體化整合的能力較強，但潛在收益較小，動力不足；而亟待通過國內市場整合，加快經濟發展和承接東中部地區產業轉移的內陸地區雖然潛在收益大，但推動能力較弱，使得國內市場整合難以實現。因此，改革開放以來我國的國內市場一體化主要是中央政府在強力推動，而地方政府的積極性卻不高。

1.2 基礎設施

從貿易視角，省際貿易強度可以表征國內市場一體化水平，而公路和鐵路交通基礎設施是決定國內貿易成本的重要因素，對省際貿易強度和市場一體化水平具有重要影響。傳統貿易理論指出，貿易量主要受到經濟規模、地理距離和貿易自由度的影響。在距離和經濟規模一定的情況下，以交通基礎設施為基礎的貿易成本是省際貿易的決定性因素。同等條件下，基礎設施越完善，商品的區際流動障礙越小，兩個地區的一體化程度也就越高；反之，則兩個地區的市場一體化程度就越低。陳宇峰、葉志鵬 （2014）的研究結果顯示，公路里程增長與國內的市場一體化負相關。Andrabi和Kuehlwein（2010）研究了鐵路發展對印度國內市場整合的作用，發現鐵路發展可以解釋20%的價格趨同現象。

1.3 國際貿易

開放經濟條件下，國內市場和國際市場在生產、流通和消費環節都有著十分密切的聯系。在省際邊界的屏蔽作用下，國內貿易與國際貿易之間存在替代關系。這意味著對外經濟環境的變化會通過影響國際貿易，間接影響國內貿易，從而對國內市場分割程度造成影響。郭樹清 （2007）指出中國經濟的對外失衡來自內部失衡，對外貿易擴張可部分歸因于內需不足。這實際上意味著地方政府具有用國際貿易替代省際貿易的壓力。同時，自由貿易區對國際貿易的促進作用已經取得廣泛共識，對國內市場一體化的影響也得到初步驗證。當前以自由貿易區為主要形式的國際經濟一體化，主要是通過關稅和非關稅壁壘的消減和貿易自由化、便利化措施降低國界的邊界效應。而這種外部邊界效應的變化，必然會通過地方政府在國際貿易和區際貿易之間的權衡而對內部邊界效應和內部市場一體化產生影響。趙永亮等（2009）研究指出，我國內部市場一體化的推進和外部市場一體化目標具有一致性，我國國內市場一體化與國際市場一體化具有同步性特征，國內市場一體化水平的提高有利于國內市場一體化。

鑒于目前對我國國內市場一體化水平的測度及其結論已經比較充分，但對我國國內市場一體化影響因素的實證研究尚不多見，本文擬在測度國內市場一體化指數的基礎上，綜合上述影響因素，通過構建計量經濟模型，對我國內部市場一體化的影響因素進行實證分析。

2 市場一體化指數測算

本文采用價格指數法對我國國內市場一體化指數進行測算。選擇的時間跨度為1990～2012年，采用零售價格分類指數中的8類商品 （包括商品、食品、糧食、水產品、日用品、中西藥品、書報雜志、燃料等）的零售價格指數的分省數據。各年數據均來自 《中國統計年鑒》。由于重慶、海南、西藏數據不全而未列入樣本。利用以上包括時間、地區和商品的三維面板數據 （23×28×8），采取一階差分計算相對價格方差，即：

由于鄰省之間的市場分割程度是判斷整體市場分割水平的重要依據 （陳敏等，2007），本文對28個省區市按照是否接壤進行了配對，形成61對接壤省區①，并根據式 （1）求出不同時期61對接壤省區的11224個 （＝23×61×8）相對價格方差

由于相對價格波動只與幅度相關，而與方向無關 （即不受接壤省區樣本順序的影響），故對式（1）表征的相對價格方差取絕對值同時，由于不同類別商品的價格方差本身會存在不同水平的差異，為了避免商品異質性導致的不可加性，采取去均值的方法來消除商品的固定效應。

以此類推，按照式 （2）可以求出所有11224個 （＝23×61×8）的觀測值。這里，才是最終用于計算方差價格變動的指標，其方差記為Var（qijt）。Var（qijt）表征的是給定時間下配對省區之間8類商品的相對價格波動的方差。在此，由于Var（qijt）通過式 （2）剔除了與商品自身特征相關的信息，已經能夠直接反應在特定時期兩個接壤省區相對價格的波動范圍。

通過逐年對給定配對省區計算Var（qijt），可得到61組省份23年的時間序列，共包括1403個（＝61×23）Var（qijt）的觀測值。這些觀測值能夠反映不同接壤省區之間市場分割程度。

為了獲得市場一體化指數，參照盛斌、毛其淋 （2011）的方法，本文在市場分割指數的基礎上進一步構造國內市場一體化指數如下：

依據式 （3），得到1403個表征接壤省區之間市場一體化指數。為了進一步判斷某個省區的市場分割程度，可以將61組觀測值以省為單位合并，例如，云南的市場一體化程度指數就是取云南與廣西、云南與貴州、云南與四川3組指數的平均值，以此類推，得到28個省區的一體化指數，共644個 （＝28×23）數據②，記為INDEXit。

按照式 （1）～（3）測算的國內各省區、各地區和全國整體市場一體化指數相關結果如下。

2.1 各省區的市場一體化指數

以省為單位，對各省依次取與接壤省區的一體化指數平均值即得到各省市場一體化的平均水平。作為一種非參數估計方法，核密度估計是研判數據動態變化的有力工具。本文使用全國28省區國內市場一體化指數繪制的核密度圖 （見圖1）顯示，1990年以來，除1995年外，歷年的核密度圖均呈現單峰形態，峰值呈現持續下降態勢，變得更加平坦，同時密度曲線整體向右移動。其中2000年以后的右移趨勢更為顯著。這表明，在全國28省區的一體化水平仍穩步提高 （曲線向右平移）的同時，省際之間的一體化水平差異也呈持續擴大趨勢 （曲線變平坦）。

圖1 全國28省區國內市場一體化指數核密度圖

2.2 國內各區域的市場一體化指數

在測算出各省區一體化指數的基礎上，將各省區一體化指數Integit按不同區域板塊分組并取平均值，就得到不同區域的市場一體化指數。按照東、中、西分組的結果顯示，3個區域的市場一體化程度都呈收斂趨勢。但在1990～2012年的大多數時期，3個地區的市場一體化呈現了東部最低，中部次之，西部最高的特征。這與桂琦寒（2006）、劉再起和徐艷飛 （2013）的結論基本一致；同時，也驗證了陸銘和陳釗 （2009）關于具有較高經濟發展水平和經濟開放程度的地區具有更強烈的市場分割動機的判斷。說明在過去較長時期，東部地區外向型經濟發展模式使得東部市場分割十分顯著，中部和東部地區之間非對等的市場整合程度和中部較東部更低的市場分割表明中部地區確實面臨一定的邊緣化壓力。隨著東部地區更加依賴國內市場，東部地區的市場分割實現了較快下降，提升了國內市場一體化水平。見圖2。

圖2 東部、中部和西部地區市場一體化程度變化趨勢 （1990～2012年）

2.3 全國整體的市場一體化指數

繼續按年對28省區的分割指數取平均值，可得到23個能夠反映全國國內市場一體化程度的時間序列③。與大多數學者的測算結果相同，本文的測算數據顯示，除了上世紀90年代初期國內市場一體化程度有所下降外，1995年以來，全國市場一體化水平不斷上升，市場呈現一體化整合趨勢。桂琦寒等 （2006）已經通過面板單位根檢驗證明，這種以相對價格的方差運動表征的國內市場一體化進程屬于規律性的逐漸收斂過程。圖3顯示了本文國內市場一體化指數的變化趨勢。

圖3 國內市場一體化程度的變化趨勢 （1990～2012年）

3 模型設定及數據說明

現有文獻的研究表明，我國國內市場分割主要受政府的本地產品偏好和地方保護、決定省際貿易成本的基礎設施和對外貿易3類因素的影響。為此，本文引入地方政府財政收入占GDP比重測度財政分權下的本地偏好和地方保護動機，引入公路和鐵路里程基礎設施水平表征國內區域貿易成本，引入是否屬于同一個自由貿易區和對外貿易占GDP比重兩個指標測度我國對外貿易發展。計量模型設定如下：

其中，下標i為省區，t為時間。INDEX各省區國內市場一體化指數；GOV為地方政府的本地偏好，TRADE為各省區對外貿易比重，RAIL為各省區鐵路里程占全國比重，ROAD為各省區公路里程占全國比重。各項數據均根據歷年 《中國統計年鑒》整理計算。FTA為表征自由貿易區建設的虛擬變量，這里采用目前我國全面建成的最大自由貿易區中國——東盟自由貿易區替代。為克服CAFTA建成時間較短的問題，本文根據CAFTA于2005年7月開始實施全面降稅的實際，選擇對2006年及以后賦值為1，之前為0，各省區市取值一致。各主要變量的含義和描述性統計見表1。

表1 主要變量的含義

4 實證結果分析

全國28個省區市1990～2012年的平衡面板數據的描述性統計結果見表2。

表2 主要變量的描述性統計

使用stata12.1軟件對面板數據分別進行混合OLS、FE和RE估計，其回歸結果見表3。

表3 回歸結果

表3分別報告了不同方法的估計結果。其中，列 （1）、（3）、（5）是考慮自由貿易區和地方政府本地偏好兩個變量的情形，列 （2）、（4）、（6）是把對外貿易、公路和鐵路里程納入模型的解釋變量后的結果。在各次回歸結果中，自由貿易區和地方保護傾向對國內市場一體化水平的影響保持一致，自由貿易區與國內市場一體化水平正相關，而地方政府本地偏好則與國內市場一體化負相關。

從包含兩個解釋變量的模型來看，表3列（1）報告了使用混合最小二乘法的估計結果，列（3）和列 （5）分別是固定效應 （FE）和隨機效應（RE）的回歸結果。hausman檢驗的P值為0.8，無法拒絕原假設，回歸系數不存在系統差異，隨機效應模型優于固定效應模型；另外，由于隨機效應模型的P值在0.01水平上顯著，表明隨機效應模型優于混合OLS，同時，Breusch and Pagan LM檢驗結果顯著，也說明隨機效應模型優于混合OLS模型，故最終選擇隨機效應模型。后續包括兩個解釋變量的分析將以隨機效應模型為基礎。

從包含5個解釋變量的模型來看，在列 （2）、（4）和 （6）基礎上，hausman檢驗的P值為0.44，無法拒絕原假設，隨機效應優于混合 OLS；Breusch and Pagan LM檢驗結果顯著，說明隨機效應模型優于混合OLS模型，故而仍然選擇隨機效應模型。后續包括5個解釋變量的分析也將以隨機效應模型為基礎。

表3列 （3）和列 （4）的結果均表明，中國東盟自由貿易區的建成對國內市場一體化水平的提高均有顯著的推動作用，而地方政府的本地偏好則始終是顯著的阻礙因素。

為解決解釋變量的內生性問題，本文引入市場接近度作為對外貿易開放度的工具變量。考慮到我國對外貿易以海運為主，這里的市場接近度采用各省區到最近的主要出海港口 （廣州、上海和天津）的距離作為對外貿易的工具變量，其中，出海港口的省區距離視為為0。同時，本文進一步考慮地方政府本地偏好的內生性。鑒于地方政府本地市場偏好主要是為了在GDP競標賽中勝出，其中最重要的目標是實現對周邊省區GDP的趕超。因此，本文建立GDP領先度作為地方政府本地偏好的工具變量。具體地，把各省區按照東中西區域歸屬進行劃分，分別取年度內各省區GDP的平均值作為區域GDP的基準，然后用各個省區GDP減去區域均值，再除以區域均值并乘以100，得到各省份的GDP領先度。相關數據來自中國統計年鑒。結果見表4。

表4 工具變量回歸結果

表4是使用工具變量的GMM回歸結果。其中，列 （1）～（3）和列 （4）～（6）分別是包含3個和5個解釋變量的模型。各次回歸結果都證實了中國東盟自由貿易區的建立對我國國內市場一體化存在顯著的正向拉動，FTA都在1%的水平上保持顯著。

列 （1）是把GDP領先度作為地方政府本地偏好的工具變量的回歸結果。最小特征值統計量大于10%水平上的臨界值，拒絕 “弱工具變量”的原假設，所選工具變量與內生變量存在較強相關性。列 （2）是把市場接近度作為對外貿易的工具變量的回歸結果。最小特征值統計量也顯示了工具變量與內生變量存在較強相關性。列 （3）是同時引入兩個工具變量的回歸結果。在列 （1）～（3）的回歸中，FTA對國內市場一體化水平的影響始終保持在1%水平上顯著。列 （4）是把滯后一期的地方政府本地偏好的工具變量的回歸結果。最小特征值統計量原大于10%水平上的臨界值，拒絕 “弱工具變量”的原假設，所選工具變量與內生變量存在顯著相關性。列 （5）是把市場接近度作為對外貿易的工具變量的回歸結果，列 （6）是把滯后一期的地方政府本地偏好和市場接近度兩個工具變量同時引入的回歸結果。由于列 （5）和列 （6）回歸的最小特征值統計量遠都拒絕 “弱工具變量”的原假設，所選工具變量與內生變量存在較強相關性。在所有的回歸結果中，自由貿易區和地方政府本地偏好兩個核心變量都保持顯著，系數都保持高度一致。值得注意的是，雖然基礎設施在各次回歸結果并不顯著，但并不影響得出CAFTA的建立顯著提高了國內市場一體化水平的基本結論。

5 回歸結果的穩健性分析

為了檢驗分析結果的穩健性，本文針對全國28個省區的面板回歸結果進行了以下3個方面的檢驗。

5.1 對工具變量進行替換

按照一般性的做法，采用變量GOV、FDI、RAIL、ROAD的滯后一期作為工具變量，進行了面板模型回歸。與之前的在各次回歸結果相比，沒有對變量的顯著性造成實質影響，回歸系數的符合保持一致，結果見表5列 （1）～（2）。FTA和 GOV都在1%的水平上保持顯著。

5.2 剔除樣本中的極值

以2012年為基準，分別把全國28個省區中市場一體化程度處于最高和最低水平的10%的省區剔除，分別剔除了最高的上海 （193.9）和浙江（151.1）以及最低的安徽 （43.7）和河南 （42.1），然后進行再次回歸，發現各變量，特別是自由貿易區的影響仍然保持顯著，結果見表5列 （3）～（4）。這表明樣本中的極端樣本的存在并不影響本文結論的穩健性。

5.3 對自由貿易區的賦值進行調整

區別于前文從2006年起賦值為1，本部分把2010年CAFTA全面實施作為賦值分界點，之前賦值為0，滯后賦值為1。結果見表5列 （5）、列（6）。估計結果顯示，自由貿易區、地方政府本地偏好、對外貿易等變量都至少在5%的顯著性水平上顯著，估計系數符號也沒有發生變化，這表明，本文中國東盟自由貿易區的建立有利于我國國內市場一體化程度的提高，估計結果具有較強穩健性。其中，由于賦值為1的年份從2006年后推到2010年，使得FTA對一體化的解釋力下降，從而使整個模型解釋力略有下降也符合預期。

表5 穩健性分析結果

7 結論及啟示

本文運用價格指數法對國內市場一體化程度進行了測算，并在此基礎上引入能夠反映地方政府、基礎設施和國際貿易3個因素的變量對我國國內市場一體化的影響因素進行了實證分析。本文的主要結論如下。

7.1 地方保護傾向與國內市場一體化水平負相關

在我國財政分權體制下，地方政府的本地偏好強化了國內市場分割，地方政府為了保護本地企業而對市場進行過度干預，造成了跨地區貿易成本的加大。

7.2 基礎設施對國內市場一體化存在不同影響

鐵路營業里程增長與國內市場一體化水平正相關，有利于國內市場一體化；公路里程增長與國內的市場一體化負相關。公路與國內市場分割正相關可能是由于營業里程分布不均衡造成的。與鐵路相比，公路在跨省遠程運輸的方面具有明顯的成本劣勢。因此，進一步加大落后省區鐵路網的建設顯然有利于提高國內市場一體化水平。

7.3 CAFTA建設對我國國內市場一體化具有顯著的正向作用

從實證結果來看，以降低外部邊界效應為主的自由貿易區降低了國內市場分割，提高了國內市場的一體化水平。這表明，CAFTA的建立直接加強了我國與東盟各國接壤的邊疆省份的沿邊開放進程，CAFTA帶來的市場擴大效應改善了西部地區承接產業的條件，促進了產業從東部到中西部的梯度轉移，從而消減了市場分割，為內陸沿邊聯合開放提供了條件。當前我國加快實施自由貿易區戰略有利于推進國內區域經濟協調發展。

7.4 各省區到出海港口距離對貿易開放度有顯著影響

考慮到我國主要對外貿易省區分布存在顯著區域特征，同時我國對外貿易以海運為主，本文引入各省區到市場接近度作為對外貿易開放度的工具變量。具體地，市場接近度采用各省區到最近的主要出海港口 （廣州、上海和天津）的距離作為對外貿易的工具變量。結果顯示，市場接近度是對外貿易開放度的有效工具變量，各省區到出海港口距離對貿易開放度具有顯著影響。

7.5 區域GDP差異加劇了地方政府本地市場偏好

考慮到地方政府受 “GDP競標賽”的影響實現對周邊省區GDP的趕超是地方政府的首要目標之一。為此，本文建立GDP領先度作為地方政府本地偏好的工具變量。具體地，把各省區按照東中西區域歸屬進行劃分，分別取年度內各省區GDP的平均值作為區域GDP的基準。結果顯示，GDP領先度是地方政府本地偏好的有效工具變量，區域GDP差異加劇了地方政府本地市場偏好。

本文從經驗層面解釋了我國國內市場一體化影響因素，但其中蘊含的動力機制和邏輯聯系仍待進一步研究和探索。

注釋：

①剔除海南、重慶和西藏后，行政邊界意義上的接壤僅有58對，把被重慶間隔的四川與湖北、四川與湖南、貴州與陜西視為接壤省區加入，則達到61對。

②由于考察范圍限定于相鄰省份，所以在嚴格意義上來說，本文的市場分割和一體化程度指的是某一省區與所有接壤省區之間的平均分割水平和平均一體化程度。但正如陳敏等 （2007）所指出的那樣，某個省區在對周邊地區設置貿易壁壘時，對距離更遠的省份也不會例外，因此接壤省區之間的平均水平也能很好地反映一個省區的市場分割程度。劉小勇 （2013）的研究已經證明采用全部省份計算得到的市場分割指數與采用相鄰省份得到的結果基本一致。這既保證了市場一體化指數的一致性和可靠性，又顯著降低了計算量。

③實際上，如果不需要比較各省的市場分割情況，全國市場分割指數可以通過直接逐年對61組接壤省區的Var（qijt）取平均值得到。文中方法相當于把61組數據進行了兩次平均，首先是以省為單位對接壤省份求平均，得到一個表征單個省份分割程度的指標，其次是在28個省區之間求平均，得到一個表征全國市場分割程度的指標。

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The Empirical Analysis on the Influence Factors of the Domestic Market Integration in China——An Test Based on Panel Data

CuiQingbo Liang Shuanglu
（Yunnan University，Kunming 650091，China）

Price indexmethod is used in this article to calculate the degree of Chinese domesticmarket integration，based on which to establish an econometricmodel of Chinese domesticmarket integration.It is found that there is a negative correlation between the local government protection and the domesticmarket integration.The growth of the railway businessmileage is positively related to the domestic market integration，and the roadmileage growth is negativewith the domesticmarket integration.The CAFTA construction shows a significant positive effecton the domesticmarket integration，which is conductive to promote the coordinated development of regional economy.Finally，the differences between regions in GDP has increased the localmarket preference.These conclusions are beneficial for China to promote the integration of the domestic market and the coordinated development of regional economy.

marketsegmentation；the integration of the domesticmarket；integration index；localgovernment protection；CAFTA construction；regional GDP

10.3969／j.issn.1004－910X.2016.01.004

F224；F127

A

（責任編輯：史 琳）

2015—10—07

本研究系國家社科基金青年項目 （項目編號：15CJL051）、云南省哲學社會科學規劃項目 （項目編號：YB2013115）、云南省教育廳科學研究基金項目 （項目編號：2013Y381）階段性成果。

崔慶波，云南大學經濟學院助理研究員。研究方向：區域經濟一體化。梁雙陸，云南大學發展研究院博士生導師。研究方向：空間經濟學。