統一大市場建設對城際經濟協同發展的影響研究

摘 要：城際經濟協同發展是我國現代化城際發展格局構建的重要方向，而統一大市場建設在城際經濟協同發展進程中發揮著重要作用。文章基于2011—2020年全國243個地級及以上城市構成的29403組兩兩城市對樣本，實證檢驗統一大市場建設對城際經濟協同發展的影響效應及其作用機制和調節效應。研究發現：統一大市場建設顯著促進我國城際經濟協同發展，在處理內生性問題和進行穩健性檢驗后結論依然成立；處于同一區域內部的城市間統一大市場建設推動經濟協同發展的作用強于不同區域城市間的作用；統一大市場建設可以通過產業結構優化和市場需求驅動，促進城際經濟協同發展；經濟關聯度可以強化統一大市場建設對城際經濟協同發展的促進作用，而地理臨近性的調節作用并不顯著。

關鍵詞：統一大市場建設 城際經濟協同發展 產業結構優化 市場需求驅動

DOI：10.19592/j.cnki.scje.410738

JEL分類號：O18， P23， R11 中圖分類號：F061.5， F290

文獻標識碼：A 文章編號：1000 - 6249（2024）03 - 038 - 18

一、引言與文獻綜述

自2014年首次提出京津冀協同發展戰略以來，城際經濟協同發展作為國家戰略成為了學術界普遍關注的焦點問題。特別是，隨著我國區域經濟高質量協調發展的推進，“互惠互生、合作共贏”的互動新特征成為了我國現代化區域發展格局構建的重要方向（李琳、劉瑩，2014），而城際經濟協同發展則是這一方向在城際發展層面的外化表現（臧乃康，2022）。城際經濟協同發展是各城市間高效有序整合進而實現一體化運作的經濟發展新模式（劉瑩等，2020）。實現城際間高效有序整合與一體化運作的關鍵，是城市之間市場的多元整合與統一聯動（陳亮、倪靜，2023）。因此，研究統一大市場建設在推動城際經濟協同發展中所發揮的作用具有重要的理論與現實意義。

統一大市場建設是指在全國范圍內建成一體化、高度開放、充分競爭、運行有序的大市場（劉志彪、孔令池，2021；吳華強等，2022）。國內學界對統一大市場建設的研究起步于對地方保護主義和區域市場分割現象的關注（劉志彪，2022a）。2022年4月正式發布《中共中央 "國務院關于加快建設全國統一大市場的意見》，明確提出了統一大市場建設的要求。隨后，學者們從理論內涵（羅必良等，2022；譚皓方、張守夫，2023）、支撐（制約）因素（劉志彪，2022b；戚聿東、郝越，2022；陳斌開、趙扶揚，2023）、經濟效應（徐禮伯、沈坤榮，2022；陸銘、李鵬飛，2023）等視角對統一大市場建設進行了豐富的討論。全國統一大市場建設的關鍵特性是資源自由流動和市場對內開放，其核心特征是市場一體化（劉志彪、徐寧，2020）。推動市場一體化建設是打破城際市場分割進而建設全國統一大市場的核心過程（甘清華、陳淑梅，2021；陳樸等，2021）。

城際經濟協同發展是在區域協調發展基礎上塑造的更高級的城際經濟發展模式。黎鵬（2005）認為，城際經濟協同發展是城市間通過協同與共生，形成高效和高度有序化的整合并實現城際一體化運作的發展模式。目前，基于統一大市場建設視角的城際經濟協同發展研究還相對較少。相關研究主要圍繞市場一體化展開，諸多研究認為，一體化的市場體系可以推動城際經濟協同發展（Ottaviano and Puga，1998；劉華軍等，2018）。而市場一體化作用于區域發展格局的機制主要體現在三方面：一是中心城市帶動與要素自由流動機制（黃少安、謝冬水，2022），二是技術外溢效應與產業結構升級機制（臧鋮等，2022；劉維林等，2023），三是貿易成本效應與市場規模差異機制（李洪濤、王麗麗，2020；趙靜梅等，2023）。

統一大市場建設可以通過微觀要素、中觀產業和宏觀市場三維路徑增進城市間市場一體化程度的提升（Hensher，1997）。隨著城際市場一體化程度的提升，產業結構優化效應和市場需求驅動效應顯現，并推動城際經濟協同發展。產業結構優化效應表現為，城際勞動、資本、技術等生產要素的跨區流動和城際配置，推動產業結構優化并帶動城際產業轉移和地區競爭均衡，進而推動城際經濟協同發展。市場需求驅動效應表現為，城際商品和要素市場整合拓寬了市場需求規模，進而驅動城市間的有序整合和高效率一體化運作，從而推動城際經濟協同發展。本文研究旨在從產業結構優化效應和市場需求驅動效應雙重視角理論分析和量化研究統一大市場建設對城際經濟協同發展的影響及其作用機制，為新發展格局下我國暢通國內大循環提供決策參考。

相對而言，既有研究的局限性主要表現在：其一，針對全國大市場建設的理論探討較為豐富，但城際層面的量化測度與評價相對較少。其二，基于統一大市場建設視角探討城際經濟協同發展的相關文獻還相對較少。而本文的邊際貢獻在于：（1）著眼于城市組的樣本視角研究城際關系，基于2011—2020年全國243個地級及以上城市構成的29403組兩兩城市組，分別測度城際統一大市場建設程度和城際經濟協同發展水平，并考察前者對后者的影響效應。（2）從產業結構優化效應和市場需求規模效應兩個視角，研究統一大市場建設影響城際經濟協同的路徑機制，不僅厘清了統一大市場建設助推城際經濟協同發展的內在機理，而且為我國城際經濟協同發展水平的高質量提升提供了更多的突破口。（3）從地理鄰近性和經濟關聯度視角，探討地理邊界效應與城際經濟關聯的調節作用下統一大市場建設對城際經濟協同發展的影響效應，深化了對我國城際發展格局優化策略的思考。

二、理論分析與研究假說

建設全國統一大市場是構建新發展格局的基礎支撐和內在要求。《中共中央 "國務院關于加快建設全國統一大市場的意見》提出，要“加快建立全國統一的市場制度規則，打破地方保護和市場分割，打通制約經濟循環的關鍵堵點，促進商品要素資源在更大范圍內暢通流動，加快建設高效規范、公平競爭、充分開放的全國統一大市場”。從外化表現來看，統一大市場建設的關鍵特性是資源自由流動和市場對內開放，核心特征是市場一體化。

（一）統一大市場建設促進城際經濟協同發展的有效性討論

統一大市場建設的核心特征是市場一體化，而在城際經濟協同發展的推動進程中市場一體化的作用是一把“雙刃劍”。一方面，統一大市場建設可能強化城際經濟發展的極化效應，表現為“先發城市的過度集聚”。當市場一體化水平較高時，先發城市的要素和產業集聚可能會導致后發城市要素資源的過度外流，形成極化效應（羅富政、羅能生，2019）。極化效應使得后發城市的要素資源向先發城市進行單向集聚，不利于城際經濟協同發展。在繆爾達爾的累計因果循環理論（Myrdal，1957）中，極化效應占據主導地位，市場的力量傾向于拉大先發城市與后發城市之間的發展差距，具體表現為初始條件都占優的城市將在市場機制的作用下變得更好，而原本處于劣勢區位條件的城市則可能維持現有水平甚至惡化。另一方面，統一大市場建設推動城際經濟發展的擴散效應，表現為“集聚中帶來均衡發展”。克魯格曼（Krugman，1991）提出的核心—邊緣模型認為，市場一體化的推進會加速資源在城市之間的流動從而帶來集聚效應，然而先發城市的要素資源集聚會帶來要素資源使用成本的上升，進而使得先發城市與后發城市的要素相對價格趨于均等化，進而導致企業由先發城市向后發城市轉移，形成要素資源回流和產業轉移，外化表現為擴散效應，使得城市間的發展從“集聚中走向平衡”（陸銘、陳釗，2008），進而推動城際經濟協同發展。

那么，統一大市場建設是否可以有效促進城際經濟協同發展？極化效應與擴散效應的權衡是進行統一大市場建設作用有效性討論的關鍵。改革開放初期，市場一體化程度的提升強化了要素名義價格的資源配置作用，進而使得要素資源和企業產業不斷向先發城市集聚，進而在循環累積機制中形成“核心—邊緣”的城際發展格局。在該階段，先發城市的單向極化效應強于其擴散效應，城際經濟協同發展受到限制。隨著全國統一大市場建設的深入推進，城際要素相對價格均等化機制驅動先發城市的要素資源與企業產業向后發城市擴散，進而在城際商品市場和要素市場形成雙向資源配置的發展模式，此時先發城市的擴散效應強于其極化效應，城際經濟發展不斷趨于平衡，城際經濟協同發展水平不斷提升。目前，我國國內市場規模效應已初步顯現和城際市場一體化程度顯著提升，統一大市場建設的作用效應也進入到擴散效應強于極化效應階段，其對我國城際經濟協同發展的正向影響效應已逐步形成。

基于上述分析，提出如下研究假說：

H1：統一大市場建設能夠有效促進城際經濟協同發展。

（二）統一大市場建設促進城際經濟協同發展的作用機制

統一大市場建設可以通過強化擴散效應推動城際經濟協同發展，而擴散效應的作用體現在產業結構優化機制和市場需求驅動機制兩個方面。

（1）產業結構優化機制：統一大市場建設通過外部性效應、要素配置、技術互動等路徑促進市場競爭機制下的產業結構優化，而產業結構優化帶動城市之間的產業轉移與配置，進而在產業鏈條機制下促進城際經濟協同發展。①統一大市場建設促進產業結構優化的理論路徑包括三方面：一是外部性效應視角。統一大市場的建設能夠破除城市之間的市場壁壘、制度障礙等，從而使得資源配置更加有效，促使城市之間發揮學習、共享和匹配機制以強化集聚的外部性，形成更大規模的擴散效應帶動產業結構優化。二是要素配置視角。統一大市場建設強化勞動力、資本和技術等生產要素的自由流動并能夠提高城際要素配置效率，進而使得產業能夠基于城市要素稟賦進行調整，在市場機制的作用下要素會流向邊際要素報酬更高的產業和地區，促進產業結構的優化（甘清華、陳淑梅，2021）。三是技術互動視角。隨著統一大市場建設的推進，城市之間的技術互動強度增加，加速了技術要素市場整合，進而基于技術要素配置視角推動產業結構優化。同時，城際技術互動增加了企業競爭壓力，企業為了更好地生存不斷加大技術創新，帶來技術進步效應的良性循環，進而推動產業結構的整體優化（袁茜等，2019）。②產業結構優化推動城際經濟協同發展的理論路徑包括：一是產業轉移路徑。先發城市的產業結構優化帶動了部分產業向后發城市的動態轉移（李雪松等，2017），同時引致了勞動、資本、技術等生產要素向后發城市的擴散，進而促進城際經濟協同發展。二是地區競爭路徑。產業結構優化引領高端產業的升級，實現資源更高效地利用，不斷強化地區競爭的均衡，進而有效促進城際經濟協同發展（宋濤等，2017）。

（2）市場需求驅動機制：統一大市場建設帶動城際商品和要素市場一體化，進而拓寬市場需求規模，并驅動城市之間的市場有序整合和需求一體化運作，從而推動城際經濟協同發展。市場需求驅動機制的實現主要體現在兩個方面：一是市場有序整合路徑。分工是城市之間實現有序整合的關鍵。亞當×斯密曾提出“分工受市場范圍限制”的觀點，而統一大市場的建設能夠使得分工在更大的市場范圍內得以實現，進而避免城市之間出現非合作的“囚徒困境”，從而使得城市之間能夠進行充分的信息交流，強化城際貿易協作，推動城際經濟協同發展。二是需求一體化運作路徑。統一大市場建設能夠擴大地區間的市場范圍和需求規模（卞元超、白俊紅，2021），使得商品能夠更加暢通無阻地跨城市銷售，帶來了更加多元的差異化需求和跨城市需求的一體化，進而引導企業基于需求的城際差異進行多元化產品供給，帶動城際需求互動，推動城際經濟協同發展。換言之，充分利用城市之間在市場需求偏好等方面的互補性，推動城際經濟協同發展（黃賾琳、姚婷婷，2020）。

基于上述分析，提出如下研究假說：

H2：統一大市場建設能夠促進產業結構優化，進而推動城際經濟協同發展。

H3：統一大市場建設能夠強化市場需求驅動，進而推動城際經濟協同發展。

三、實證研究設計

（一）模型設定

結合前文分析，構建基準回歸模型如下：

[Synergyi，j，t=α0+α1?MIi，j，t+k=1θk?Controli，j，tk+μi，j+δt+εi，j，t] " " " " " " " " " " " " "（1）

其中，[Synergyi，j，t] 表示t時期城市i與城市j間的經濟協同發展水平。[MIi，j，t]表示t時期城市i與城市j間的統一大市場建設程度。[Controli，j，tk]和[θk]分別表示第k個控制變量及其系數。[α0]和[α1]分別表示常數項和主要解釋變量的系數。[μi，j]代表不隨時間變化的個體固定效應，[δt]代表控制城市對的時間固定效應，[εi，j，t]則表示隨機誤差項。

（二）變量選取

1. 被解釋變量：城際經濟協同發展（Synergy）

目前，學術界既有的協同測度模型主要包括復合系統協同度模型、哈肯模型、耦合協調模型及效率增值模型（劉瑩等，2020）。前三種模型測度的是區域內部各個系統之間的協同，無法測量出兩兩區域間的二維數據。據此，本文借鑒劉瑩等（2020）的研究，采用效率增值模型結合產出導向規模報酬不變的數據包絡分析（DEA）測度我國城際經濟協同發展水平。首先，選取城市投入產出指標，以勞動力（L）和物質資本（K）為投入，以GDP為產出指標（Y）。其中，勞動力采用城市年末就業人數進行衡量，物質資本存量則是參考張軍等（2004）使用的永續盤存法進行測算，測算公式為[Ki，t=Ii，t+（1?δ）Ki，t?1]。其中，[Ii，t]表示i城市在t期的全社會固定資產投資額。[Ki，t]和[Ki，t?1]分別表示i城市在t期和t-1期的物質資本存量，其中初始物質資本存量的確定是借鑒張軍等（2004）的方案，即各城市2010年全社會固定資產投資額除以10%。[δ]為經濟折舊率，參考張軍等（2004）的做法，設置為9.6%。產出指標主要是城市GDP，采取各個城市經過指數平減后的實際GDP衡量。目前各類平減指數均僅統計到省級層面，而地級市層面的固定資產投資價格指數無法獲得。固定資產投資價格指數涉及建筑安裝工程，設備、工器具購置和其他費用三部分，其價格波動與市場整體價格波動趨勢是相關的。鑒于此，本文采用2010年為基期的居民消費價格指數對固定資產投資總額和GDP進行平減。其次，構造Malmquist指數，并將其分解為效率變化和技術進步。其中，效率變化為剔除了技術因素后的技術效率變化，可反映各決策單元（DMU）在既定技術水平下的效率變化，以此求解單個城市的效率以及兩兩城市的整體效率，效率數據由MAXDEA Ultra 8計算得出。最后，由于城市對協同前后的效率不可兼得，本文假設整體城市對與單個城市協同前后的效率差值保持不變，用城市對通過協同作用融合為整體城市群后的效率高出各單個城市的效率增值部分來反映城際經濟協同發展水平（Liu et al.， 2019），即效率增值模型，測度公式如下：

[Synergyi，j，t=π'i，j?π'i，j?π'i?π'n+π'i，j?π'i，j?π'j?π'n] " " " " " " " " " " " " （2）

其中，[π'i，j]表示整體城市對協同后的效率，[π'i]和[π'j]表示單個城市協同后的效率，[π'i，j]和[π'n]分別表示整體運行效率和單個城市運行效率的樣本均值。

2. 核心解釋變量：統一大市場建設（MI）

目前學術界尚缺少針對統一大市場建設的較為成熟的量化測度方法，為此本文結合全國統一大市場建設的政策特性進行指標開發。全國統一大市場建設的關鍵特性是資源自由流動和市場對內開放，其核心表征是市場一體化。基于此，可從市場一體化視角對統一大市場建設指標進行設計。本文參考盛斌、毛其淋（2011）的做法采取價格指數法測算2011—2020年城際之間的統一大市場建設程度。首先，構造三維（t×n×z）面板數據集，其中，t表示年份，n表示城市，z表示商品種類。相關原始數據源于2011—2020年各省市統計年鑒及統計公報中243個城市的環比價格指數。需要說明的是，2011—2015年期間居民消費價格指數分為食品、煙酒、衣著、居住、家庭設備用品及維修服務，娛樂教育文化用品及服務、交通和通信、醫療保健和個人用品八大類；自2016年起，居民消費價格指數的商品服務統計大類發生了變化但大類下統計的商品變化并不大，故此本文相應地選取了食品、煙酒、衣著、居住、生活用品及服務、教育文化和娛樂、交通和通信、醫療保健和其他用品和服務八類居民價格消費指數進行大類匹配。加之，本文關注的是每年城市之間不同商品種類的相對價格波動，因此本文認為指標計算結果仍具有可比性。

其次，采用兩個城市之間的價格比的對數一階差分來表示相對價格。為避免兩個城市價格比的大小順序不同而影響到相對價格波動值，且兩城市價格指數差分無論正負，只要存在差異則意味著兩城市的市場存在著一定程度的分割。因此需要對相對價格進一步取絕對值，即計算兩地i和j的相對價格絕對值，表示為：

[?Pzi，j，t=ln （Pzi，tPzj，t）?ln （Pzi，t?1Pzj，t?1）] " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（3）

其中，P表示商品的價格水平。根據式（3），由樣本中的2011—2020年29403組城市對組合以及8類商品的數據計算得到2352240個差分形式的相對價格。

再次，由于商品存在異質性，會帶來不同程度的商品價格波動，導致商品之間具有不可比性，因此應消除與特定商品相關的固定效應導致的系統偏差，即對商品的相對價格減去同類產品價格比波動均值，得到僅與地區分割因素及其他隨機因素相關的商品價格變動：

[Pzi，j，t=?Pzi，j，t?izi，j，t] " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（4）

接著，計算每兩城市所有產品的價格比波動的方差。該方差用于度量與市場分割相關的兩地所有z類商品總價格比的相對波動；從而將三維數據轉化為二維數據，進而計算出每兩個城市之間8類商品的相對價格波動方差：

[VARi，j，t=var?Pzi，j，t?Pzi，j，t] " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（5）

最后，將上述相對價格方差按照城市合并，得到樣本期間29403組城市對組合的相對價格方差。進而，基于相對價格方差得城市i和j之間的統一大市場建設程度（MI）：

[MIi，j，t=1VARi，j，t] " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （6）

3. 機制變量

（1）產業結構優化（Ind）。產業結構優化是城際經濟協同發展的必要基礎，城市通過發展第三產業的方式使得產業結構趨于優化，通過引領服務業提升進而實現資源更高效利用和城際產業轉移，有效促進城際經濟協同發展（宋濤等，2017）。故此，本文參考陶長琪、周璇（2015）的做法，采用第三產業生產總值占地區生產總值的比重刻畫產業結構優化，由于本文的觀測單元為兩兩城市對，因此將兩個城市的第三產業比重加總表示城際產業結構優化水平。

（2）市場需求規模（Dem）。統一大市場建設帶動城際商品和要素市場一體化，進而拓寬市場需求規模，并通過市場有序整合和需求一體化運作推動城際經濟協同發展。考慮到數據的可得性并兼顧與需求規模相關的指標，本文參考黃賾琳、姚婷婷（2020）的做法采取社會消費品零售總額占GDP的比重作為市場需求規模的代理變量，同樣取兩個城市數據加總之和來反映市場需求規模。

4. 調節變量

（1）地理鄰近性（Geo）。地理位置上越毗鄰的城市越有利于實現貿易往來，增強地區之間的互動。因此地理鄰近性可以調節統一大市場建設與城際經濟協同發展之間的關系，本文參考黨興華、弓志剛（2013）的做法使用邊界是否相鄰的虛擬變量來考察地理鄰近性，從中國地圖上看，當城市i與j毗鄰時，取值為1；當城市i與j不毗鄰時，則取值為0。

（2）經濟關聯度（Eco）。城市之間可以通過各個經濟主體的有機聯系和經濟活動來強化城市之間的經濟關聯度，進而通過高效的區域間運作機制推動城際經濟協同發展。因此經濟關聯度能夠調節統一大市場建設與城際經濟協同發展之間的關系，目前學界中常用引力模型來衡量區域間經濟關聯程度，本文參考孟德友、陸玉麟（2009），李琳、蔡麗娟（2015）的做法對城際經濟關聯程度進行衡量，具體測度公式如下：

[Ecoi，j=GDPi×GDPjd2i，j] " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （7）

式中，[Ecoij]表示i和j之間的經濟關聯強度，[GDPi]和[GDPj]表示i和j地區的地區生產總值，[d2ij]表示兩地之間距離的平方。其中，243個城市組成的29403組兩兩城市對之間的距離為最短公路里程，較通過地理地圖提取出的兩點之間的直線距離更貼近現實，數據通過查詢全國公路里程網站手動獲取。

5. 控制變量

為盡可能地減少模型的遺漏變量偏誤，本文選取對城際經濟協同發展可能有潛在影響的控制變量如下：

（1）交通運輸能力（Trans）。交通運輸能力是影響城市之間溝通來往的直接因素，完善的交通運輸能力能夠降低貿易成本，加強經濟發展的空間關聯，推動城際經濟協同發展。由于公路里程是新經濟地理因素中，反映交通基礎設施狀況和交通運輸能力的變量（張學良，2012），因此本文參考洪勇、許統生（2016）的做法，選取每10000平方千米的公路里程數據，并取兩地數據之和來表示交通運輸能力。該變量的估計系數符號預期為正。

（2）信息傳輸能力（Info）。通訊技術的發展極大地便利了地區之間的信息交流，信息傳輸能力越高越有利于減少信息不對稱，增強城際擴散效應，進而推動城際經濟協同發展。因此本文參考李琳、彭宇光（2017）的做法選取每百人移動電話用戶數來表示信息傳輸能力，同樣采用兩兩城市之和來反映城際信息傳輸能力。該變量的估計系數符號預期為正。

（3）政府干預程度（FI）。借鑒學界的常用做法，本文采用地區政府財政支出占GDP的比重來衡量，并通過兩兩城市加總表示政府干預程度。政府干預可以彌補市場失靈，引導城市之間生產要素的流動、資源的配置和優化、公共服務的投放等，促進城際經濟協同發展。但政府干預也可能會加劇區域經濟發展不平衡，在過度的政府干預下很難形成促進城際經濟協同發展的長期有效的合作機制（劉英基，2012）。因此該變量的估計系數符號并不確定。

（4）比較優勢（Adv）。比較優勢反映的是各區域中的區位、勞動力、資金、技術等稟賦的相對豐裕程度，通常決定了城市在協同發展格局中定位的前提條件，是影響城際經濟協同發展的重要因素（李琳、劉瑩，2014）。本文參考鄭玉雯、薛偉賢（2019）的做法選取比較勞動生產率來衡量城市i的比較優勢，具體測算公式如下：

[Advi，t=GDPi，t/i=1nGDPi，tLabori，t/i=1nLabori，t "i=1，2，…，n] （8）

其中，[GDPit]為i城市t年的地區生產總值，[Laborit]為i城市t年的從業人數。同樣地，取兩個城市比較優勢指數加總之和來反映整體比較優勢。該變量的估計系數符號并不確定。

（三）數據說明與描述性統計

本文的數據主要來源于歷年的《中國城市統計年鑒》、各省市統計年鑒、統計公報，剔除了行政規劃發生調整以及數據缺失嚴重的城市樣本，針對部分城市的缺失數據，采用線性插值法和均值插值法予以補足，最終得到了2011—2020年中國243個主要地級市及以上城市構成的29403組兩兩城市對的面板數據作為研究樣本。為了避免樣本期內物價變動對結果的影響，所有名義變量均通過所在城市的價格指數調整為以2010年為基期，同時所有變量都經過了標準化處理，本文主要變量的描述性統計如表1所示。

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果

表2報告了統一大市場建設影響城際經濟協同發展的基準回歸結果，各列均控制了時間和地區固定效應，且在回歸過程中逐步加入控制變量以檢驗回歸結果的穩健性。

列（1）是未加控制變量的回歸結果，統一大市場建設的系數在1%顯著性水平上為正。列（2）至列（5）是逐步加入交通運輸能力、信息傳輸能力、政府干預程度和比較優勢等控制變量后的回歸結果，結果顯示統一大市場建設的系數方向及顯著性水平均未發生變化，僅系數大小發生了變化，驗證了回歸結果的穩健性。從列（5）的估計結果來看，統一大市場建設程度每提高1單位，城際經濟協同發展水平將提高0.0223個單位。這表明統一大市場建設能夠促進城際經濟協同發展，驗證了假說1。市場分割現象阻礙了城際經濟協同發展，制約了欠發達地區的趕超發展，造成地區內外貿易割裂，地區之間出現產業同構、重復建設等惡性競爭局面（江飛濤、曹建海，2009）。而統一大市場建設進程的推進，能夠逐漸破除貿易壁壘和制度障礙加強城際經濟互動，均衡內外貿易成本激發企業活力，跨區域交易擴大商品供給層次刺激消費者需求，通過推進區域共通、資源互補、產業共享等為實現城際經濟協同發展提供有利條件。

控制變量的回歸結果顯示：①交通運輸能力的估計系數均在1%的顯著性水平上為正，表明交通運輸能力的提升能夠促進城際經濟協同發展。交通運輸能力是以交通干線為基礎實現暢通的人流、物流以及資金流等的能力，是連接社會經濟生產活動各個流程的關鍵樞紐。城市之間交通運輸能力的增強減少了由于空間地理位置差異導致的社會經濟活動的分散，是實現城際經濟協同發展關鍵性的物質基礎（張天悅、林曉言，2011）。②信息傳輸能力的估計系數均在1%的顯著性水平上為正，表明信息傳輸能力顯著促進了城際經濟協同發展。信息通訊技術的出現打破了原有的城市組織結構，使得城市由原來的中心—外圍結構逐漸邁向更高級的發展模式即網絡狀城市空間結構，城市之間產生的信息流網絡對城際經濟發展格局形成重要影響（李硯忠，2022），特別是通過信息資源的互通互融使得城際聯系更加緊密，城際經濟協同發展效應更為顯著。相較于交通運輸能力，信息傳輸能力深度融合了移動互聯網、大數據等信息技術，承載了物流、技術流及信息流等多元功能，其使用不存在排他性和擁擠效應，對城際經濟協同發展具有更強的正外部性（王煒等，2018）。③政府干預程度的估計系數同樣在1%顯著性水平上為正，這說明政府的干預能夠促進城際經濟協同發展，這可能是因為政府利用財政支出能夠整合區域內的各類資源，協調區域內部和區域之間的利益，創造兼顧效率與公平的社會經濟環境，從而推動城際經濟協同發展（王麗，2018）。④比較優勢的估計系數在1%的顯著性水平上為負，這說明比較優勢并不能帶動城際經濟協同發展，這可能是因為當前我國區域比較優勢還并不突出，各地區在統一大市場建設的推動下應積極基于自身資源稟賦調整經濟布局，挖掘自身比較優勢以形成城際經濟協同發展合理有效的合作互動機制。

（二）內生性控制和穩健性檢驗

1. 內生性控制

本文可能導致內生性的原因主要包括兩個方面：一是反向因果。在本文的理論框架中，統一大市場建設在城際層面的政策目標之一是推動城際經濟協同發展。然而，城際經濟協同發展水平的提升可以進一步提升統一大市場建設程度，因而反向因果問題需給予關注。二是遺漏變量。城際經濟協同發展受到宏觀、微觀等層面眾多自然與社會經濟因素的影響，實證分析中難以對全部影響因素進行控制。為了控制可能存在的內生性問題，本文使用工具變量法進行處理。一個有效的工具變量應該滿足以下兩點：一是工具變量和內生解釋變量存在相關性；二是工具變量和誤差項不相關，即工具變量嚴格外生。為此，本文參考陸銘、陳釗（2009）的思路，選擇對外開放程度作為工具變量，進而基于兩階段最小二乘法（2SLS）進行估計。一方面，對外開放程度會通過“擠出”對內開放效應（陸銘、陳釗，2009），進而影響統一大市場建設。另一方面，對外開放程度與城市組之間的經濟協同發展程度具備外生性特征。對外開放程度指標設計為城市進出口總額占GDP的比重（利用人民幣匯率中間價進行折算），并取兩地數據之和。在實證估計中，本文采用Durbin Wu-Hausman（DWH）進行變量內生性檢驗。引入工具變量后進行兩階段最小二乘法估計的估計結果如表3所示。

在引入工具變量的情況下，主要解釋變量統一大市場建設的估計系數均在1%水平上顯著為正，驗證了基準估計結果的穩健性，表明內生性問題并未影響統一大市場建設與城際經濟協同發展之間的因果效應。DWH檢驗表明拒絕“變量是外生的”原假設。

2. 穩健性檢驗

本文將從以下四個方面進行穩健性檢驗：

（1）替換核心解釋變量。參考甘清華、陳淑梅（2021）的做法使用統一大市場建設程度的反向指標進行衡量，統一大市場建設的對立面是市場分割，因此使用統一大市場建設程度的倒數平方項求得市場分割指數重新進行估計，結果如表4列（1）所示。

（2）截尾與縮尾檢驗。由表1的描述性統計可知，統一大市場建設程度的最大值與最小值相差較大，為防止存在異常樣本對回歸結果產生影響，本文對統一大市場建設程度進行1%和99%分位數的截尾與縮尾處理，并重新進行雙向固定效應回歸分析，估計結果如表4列（2）所示。

（3）分時間段回歸。參考才國偉等（2011）的做法分時間段（2012—2020，2013—2020）對基準模型進行回歸檢驗，估計結果如表4列（3）所示。

（4）變量滯后一期。考慮到統一大市場建設程度對城際經濟協同發展的影響可能存在滯后效應，且模型中的控制變量對城際經濟協同發展的影響可能存在反向因果所引起的內生性問題，故借鑒毛其淋、盛斌（2012）的做法將統一大市場建設以外的變量都進行滯后一期處理，估計結果如表4列（4）所示。

表4列（1）結果表明，利用反向指標回歸后，市場分割指數的估計系數在1%的顯著性水平上表現為負，表明市場分割與城際經濟協同發展之間存在負向相關關系，間接驗證了統一大市場建設有利于城際經濟協同發展。表4列（2）結果顯示，核心解釋變量和控制變量的估計系數符號及其顯著性均未發生較大變化，再次驗證了統一大市場建設正向影響城際經濟協同發展這一結果的穩健性。表4列（3）結果顯示，統一大市場建設對城際經濟協同發展具有促進作用的回歸結果在不同的樣本內變化不大，仍然與前文所述一致，表明了基準估計結果的穩健性。表4列（4）結果表明，統一大市場建設依然在1%的顯著性水平上表現為促進城際經濟協同發展，控制變量的系數符號也基本與基準回歸結果一致，表明在控制內生性問題后的滯后模型中，前文的結論仍然穩健。

（三）區域異質性分析

為分析在不同地區的統一大市場建設影響城際經濟協同發展的區域異質性，本文將樣本劃分為東部內部（東部地區城市之間）、中部內部（中部地區城市之間）、西部內部（西部地區城市之間）、東部與中部（東部地區城市與中部地區城市之間）、東部與西部（東部地區城市與西部地區城市之間）、中部與西部（中部地區城市與西部地區城市之間）六種類型。需要說明的是，本文并未將東北地區城市進行專項區域劃分，究其原因：一是東北地區城市樣本量相對不足，估計結果的可靠性存疑；二是東北地區城市發展異化程度不斷提升，自身區位特征不具有一致性，而將相應城市樣本納入東、中、西區位分類更便于分析。基于區域異質性分析的回歸結果如表5所示：

在所有區域分組中，統一大市場建設對城際經濟協同發展的作用系數均在1%水平上顯著為正，驗證了統一大市場建設正向促進城際經濟協同發展的結果穩健性。異質性檢驗結果表明：①處于同一區域內部城市之間的統一大市場建設顯著推動城際經濟協同發展，其中中部地區和西部地區內部城市間樣本的推動作用更為顯著（估計系數分別為0.0558和0.0568），而東部地區內部城市間樣本的推動作用相對較弱（估計系數為0.0260）。其政策啟示是，扎實推進東部地區現代化發展、中部崛起和西部大開發戰略的關鍵是實現區域內統一大市場建設，以此推動城際經濟協同發展。②不同區域城市間的統一大市場建設顯著推動城際經濟協同發展，其中中部地區與西部地區城市之間樣本的推動作用更為顯著（估計系數為0.0387）。這說明統一大市場建設強化了西部內部以及西部地區的對外互動，進而提升區際經濟發展的效率與公平，并促進城際經濟協同發展。當然，東部地區經濟發展起步較早，市場一體化建設進程相對更為完善，東部內部以及東部與其他地區之間的協同發展水平相對更強，因此其促進城際協同發展的效應呈現邊際遞減趨勢。③不同區域城市之間樣本的促進作用要強于區域內部城市之間樣本的促進作用。一般而言，區域內部城市處于同一區位，其比較優勢更為相似，優勢互補作用的發揮受到限制，而不同區域城市可以更好地發揮其優勢互補效應。

（四）產業結構優化與市場需求驅動的機制檢驗

統一大市場建設通過產業結構優化和市場需求驅動效應促進城際經濟協同發展，本部分將對該作用機制進行識別和驗證，即驗證假說2和3。在基準回歸模型（1）的基礎上參考溫忠麒等（2004）的方法構建機制檢驗模型如下：

[MEi，j，t=β0+β1?MIi，j，t+k=1θk?Controli，j，tk+μi，j+δt+εi，j，t] " " " " " " " " " " " " " " " （9）

[Synergyi，j，t=β0+β1?MIi，j，t+β2?MEi，j，t+k=1θk?Controli，j，tk+μi，j+δt+εi，j，t] " " " " " " " " "（10）

其中，[MEi，t]為作用機制變量，包括產業結構優化（Ind）和市場需求規模（Dem）；[β0]為常數項，[β1]、[β2]分別為各變量的估計系數。式（9）旨在檢驗統一大市場建設與機制變量（產業結構優化與市場需求規模）的關系；式（10）旨在檢驗統一大市場建設和機制變量共同對城際經濟協同發展的影響效應。根據估計系數的顯著性及大小方向來判斷機制作用是否有效傳導。表6報告了統一大市場建設影響城際經濟協同發展的機制檢驗結果。

列（1）為統一大市場建設影響產業結構優化的回歸結果，MI的系數在1%水平上顯著為正（0.0202），表明統一大市場建設能夠促進產業結構優化。列（2）中將產業結構優化納入統一大市場建設與城際經濟協同發展的回歸方程中，結果顯示：產業結構優化對城際經濟協同發展有著顯著的促進作用（Ind的系數在1%水平上顯著為正），而MI的系數相比于前文基準回歸模型中的結果有所下降。據此可說明，產業結構優化是統一大市場建設影響城際經濟協同發展的機制變量。這也驗證了假設2的結論：統一大市場建設能夠促進產業結構優化，進而推動城際經濟協同發展。

列（3）為統一大市場建設影響市場需求規模的回歸結果，MI的系數在1%水平上顯著為正（0.0262），表明統一大市場建設能夠正向影響市場需求規模。列（4）中將市場需求規模納入統一大市場建設與城際經濟協同發展的回歸方程中，結果顯示：市場需求規模對城際經濟協同發展有著顯著的促進作用（Dem的系數在1%水平上顯著為正），而MI的系數相比于前文基準回歸模型中的結果有所下降。據此可說明，市場需求規模是統一大市場建設影響城際經濟協同發展的機制變量，且其機制效應占總效應的1.38%。這也驗證了假設3的結論：統一大市場建設拓寬了市場需求規模，進而驅動了城市之間的市場有序整合和需求一體化運作，從而推動城際經濟協同發展。

此外，通過比較產業結構優化機制和市場需求驅動機制在總效應中的比重，發現產業結構優化所占的比重遠大于市場需求規模。說明產業結構優化在統一大市場建設促進城際經濟協同發展的傳導路徑中的作用強于市場需求規模。

五、進一步討論：地理鄰近性與經濟關聯度的調節效應

地理鄰近性和經濟關聯程度大小均有可能對統一大市場建設影響城際經濟協同發展水平存在調節作用，故設立如下形式的模型：

[Synergyi，j，t=γ0+γ1?MIi，j，t+γ2?MAi，j，t+γ3?MIi，j，t?MAi，j，t+k=1θk?Controli，j，tk+μi，j+δt+εi，j，t] " " " （11）

其中，[MAi，t]為調節變量，包括地理鄰近性（Geo）和經濟關聯度（Eco）；[γ0]為常數項，[γ1]、[γ2]、[γ3]分別為各變量的估計系數。[MIi，j，t?MAi，j，t]為統一大市場建設與調節變量的交互項，根據系數[γ3]判斷地理鄰近性與經濟關聯度是否可以調節統一大市場建設對城際經濟協同發展的影響效應。其他模型設計同前文一致。表7報告了調節效應的估計結果。

從表7可知，在引入交互項之后，統一大市場建設的影響效應依然在1%水平上顯著為正。地理鄰近性與統一大市場建設的交互項系數為正，但是未通過統計顯著性檢驗；經濟關聯度與統一大市場建設的交互項系數在1%水平上顯著為正。這表明，地理鄰近性作為調節變量，對統一大市場建設進程中城際經濟協同發展水平的提高，所起的作用并不明顯；而經濟關聯度在統一大市場建設促進城際經濟協同經濟發展水平中具有顯著的調節效應。隨著城市之間經濟關聯程度的提高，才能真正暢通城際經濟循環推進統一大市場建設，不斷增強城際經濟互動，并促進城際經濟協同發展水平的進一步提高。換言之，城市之間加強經濟聯系，增進資源要素的流動和共享，可以強化統一大市場建設對城際經濟協同發展的促進作用。

進一步，對比地理鄰近性和經濟關聯度的系數和顯著性，可以發現經濟關聯度與統一大市場建設產生的協同效應更強。由此得出，經濟關聯程度成為了統一大市場建設推動城際經濟協同發展的重要動力。城際經濟關聯程度越高，為勞動力、資本以及技術信息等的流動創造了良好的外部環境，使得統一大市場建設的效率得到提升，有利于提高城際經濟協同發展水平。地理鄰近性對統一大市場建設促進城際經濟協同發展的效應作用并不明顯，可能是因為隨著統一大市場建設進程的深入，特別是雙邊行政性壁壘逐漸破除，城際資源要素的流通、貿易之間的往來因地理距離產生的制約有限，因此地理鄰近性的優勢在統一大市場建設促進城際經濟協同發展水平所起的作用中并不顯著。此外，地區之間遠距離的協作反而更可能集聚不同區域內的優勢資源，通過降低相鄰區域內部的競爭，削弱地區的邊界效應（黃新飛等，2013）。后發城市有機會通過經濟聯系依托于先發城市的協同輻射力搭建協同發展走廊，提升協同作用，進而實現城際經濟協同發展（劉瑩等，2020）。

六、結論與啟示

城際經濟協同發展是各城市間高效有序整合進而實現一體化運作的經濟發展新模式。而實現城際間高效有序整合與一體化運作的關鍵，是城市之間市場的多元整合與統一聯動。因此，研究統一大市場建設對城際經濟協同發展的影響具有重要的理論與現實意義。

本文基于2011—2020年全國243個地級及以上城市構成的29403組兩兩城市對樣本，實證檢驗統一大市場建設對城際經濟協同發展的影響效應及其作用機制和調節效應。研究發現：統一大市場建設顯著促進我國城際經濟協同發展，在處理內生性問題和進行穩健性檢驗后結論依然成立；處于同一區域內部的城市間統一大市場建設推動經濟協同發展的作用強于不同區域城市間的作用；統一大市場建設可以通過產業結構優化和市場需求驅動，促進城際經濟協同發展；經濟關聯度可以強化統一大市場建設對城際經濟協同發展的促進作用，而地理臨近性的調節作用并不顯著。

基于本文的結論，得到了如下的政策啟示：

（1）應破除城際保護壁壘，打造高效、公平、開放的市場環境，強化我國統一大市場的建設。應通過建立更加密切的城際政府溝通機制，加強產業政策在城市之間的協調耦合，引導要素資源在城市之間的流動機制，推進區域共通、產業共享、資源互補，破除市場分割的各項障礙，為實現城際經濟協同發展提供有利條件。此外，政府應充分考慮統一大市場建設對不同地區的經濟協同發展水平的差異化影響，尤其重視對中西部地區統一大市場建設推進的緊迫性，充分利用當地的比較優勢，助力區域經濟協調發展。

（2）充分利用統一大市場建設帶來的產業結構優化效應和市場需求驅動效應，建立起城際高端產業發展合作機制，優化產業合理布局，避免城際產業重復性建設和同質性競爭引起的非協同發展；建立起商品和資源要素的跨區域流通渠道，形成多元化的市場需求，實現城際市場的通暢運行。

（3）應加強兩地之間經濟合作交流的緊密性，增進城際交往的互動頻率，為跨區域的資源要素和技術交流等提供更多平臺，這也是城際經濟協同發展的突破性空間節點。在區域內外聯動的基礎上，改善雙邊市場環境，形成跨區域協同發展模式，提升城際經濟整體協同發展水平。

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the Intercity Economic Coordinated Development

Luo Fuzheng "Lai Wenhui

Abstract： The coordinated development of intercity economy is an important direction for the construction of China's modern intercity development pattern， and the construction of a unified large market plays an important role in the process of intercity economic coordinated development. Based on a sample of 29403 pairwise cities consisting of 243 prefecture level and above cities in China from 2011 to 2020， this article empirically tests the impact， mechanism， and regulatory effect of the construction of a unified large market on the coordinated development of intercity economy. The findings are as follows：the construction of a unified market has significantly promoted the coordinated development of China's intercity economy， and the conclusion remains valid after addressing endogeneity issues and conducting robustness tests; the role of building a unified large market among cities within the same region in promoting coordinated economic development is stronger than that of cities in different regions; the construction of a unified large market can promote the coordinated development of intercity economy through the optimization of industrial structure and the driving force of market demand; Economic correlation can strengthen the promoting effect of the construction of a unified large market on the coordinated development of intercity economy， while the regulatory effect of geographical proximity is not significant.

Keywords： Unified Large Market Construction; Intercity Economic Coordinated Development; Industrial Structure Optimization; Market Demand Driven

（責任編輯：徐久香）