經(jīng)濟(jì)開放加劇了國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割嗎
——來自中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

劉 剛

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言及文獻(xiàn)綜述

改革開放以來，中國(guó)經(jīng)濟(jì)在國(guó)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、“人口紅利”和制度變革等要素的聯(lián)合作用下，基于自身比較優(yōu)勢(shì)積極嵌入國(guó)際分工鏈條，對(duì)外貿(mào)易高速發(fā)展，外部市場(chǎng)成為拉動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)飛速增長(zhǎng)的強(qiáng)勁引擎。而與中國(guó)經(jīng)濟(jì)高度融入國(guó)際市場(chǎng)形成鮮明對(duì)比的是，人們對(duì)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的經(jīng)驗(yàn)性判斷是存在著較為嚴(yán)重的市場(chǎng)分割，尤其是地方保護(hù)主義以及地區(qū)間“以鄰為壑”的招商引資政策更是受到社會(huì)的普遍關(guān)注。對(duì)于發(fā)展中的大國(guó)，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割會(huì)導(dǎo)致中國(guó)內(nèi)部市場(chǎng)和國(guó)內(nèi)貿(mào)易的潛力難以得到充分挖掘，大國(guó)潛在的“先天優(yōu)勢(shì)”無法得到有效發(fā)揮。大國(guó)的“先天優(yōu)勢(shì)”是指其廣闊的國(guó)內(nèi)市場(chǎng)規(guī)模不僅可以為國(guó)內(nèi)產(chǎn)業(yè)發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)提供堅(jiān)實(shí)的需求基礎(chǔ)，更為關(guān)鍵的是，能夠?yàn)橐?guī)模經(jīng)濟(jì)和有效競(jìng)爭(zhēng)的共存與兼容提供折衷空間，這是小國(guó)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中所不具備的特殊優(yōu)勢(shì)。對(duì)于內(nèi)外市場(chǎng)失衡發(fā)展的“扭曲”現(xiàn)象，一些文獻(xiàn)認(rèn)為國(guó)內(nèi)市場(chǎng)和國(guó)際市場(chǎng)對(duì)于企業(yè)實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)具有替代效應(yīng)，或者是國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割下出口企業(yè)被迫選擇涌向國(guó)外市場(chǎng)(朱希偉 等，2005)；或者是對(duì)外貿(mào)易對(duì)國(guó)內(nèi)貿(mào)易形成擠出加劇國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割(范愛軍 等，2007)。但是，經(jīng)典貿(mào)易模型“母市場(chǎng)效應(yīng)”理論(Krugman，1980)指出國(guó)內(nèi)需求的規(guī)模效應(yīng)是企業(yè)抵消出口附加成本的特定優(yōu)勢(shì)，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)與國(guó)際市場(chǎng)之間存在互補(bǔ)效應(yīng)。中國(guó)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)真的與經(jīng)典貿(mào)易模型相背離了嗎？經(jīng)濟(jì)開放真的加劇國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割了嗎？這些問題都需要進(jìn)一步深入討論。厘清經(jīng)濟(jì)開放與國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割之間的作用機(jī)制，對(duì)于建設(shè)國(guó)內(nèi)統(tǒng)一大市場(chǎng)具有十分重要的意義。

針對(duì)經(jīng)濟(jì)開放與國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割關(guān)系的研究，較早可追溯到Poncet(2003，2005)運(yùn)用引力模型考察中國(guó)國(guó)內(nèi)邊界效應(yīng)的分析，其發(fā)現(xiàn)1987—1997年間各省級(jí)單位的對(duì)外貿(mào)易和省內(nèi)貿(mào)易在總貿(mào)易中的占比持續(xù)上升，各省自給自足傾向和國(guó)際貿(mào)易偏好對(duì)省際間貿(mào)易形成了擠出效應(yīng)。范愛軍等(2007)進(jìn)一步利用1985—2005年間省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了進(jìn)出口依存度和政府財(cái)政支出、國(guó)有企業(yè)就業(yè)比重、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等因素對(duì)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割的影響，發(fā)現(xiàn)進(jìn)口依存度對(duì)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割具有顯著的線性正向效應(yīng)。陳敏等(2008)認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)開放對(duì)市場(chǎng)分割存在非線性的門檻效應(yīng)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)開放處于較低水平時(shí)，經(jīng)濟(jì)開放會(huì)促進(jìn)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割加?。划?dāng)經(jīng)濟(jì)開放提高到一定階段，其對(duì)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割的作用效果出現(xiàn)拐點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)開放有助于消除國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割。任志成等(2014)考察了貿(mào)易開放和財(cái)政分權(quán)對(duì)市場(chǎng)分割的影響機(jī)制，研究顯示，貿(mào)易開放對(duì)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割具有非線性影響，且與財(cái)政分權(quán)交互作用于市場(chǎng)分割。

此外，還有部分文獻(xiàn)研究了國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割對(duì)經(jīng)濟(jì)開放的作用機(jī)制。朱希偉等(2005)將基于中國(guó)經(jīng)濟(jì)經(jīng)驗(yàn)性觀察的假設(shè)條件引入Melitz(2003)模型進(jìn)行拓展分析，發(fā)現(xiàn)嚴(yán)重的國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割是導(dǎo)致中國(guó)對(duì)外貿(mào)易 “爆炸式”發(fā)展的重要推手，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割下國(guó)內(nèi)企業(yè)的國(guó)際貿(mào)易成本低于國(guó)內(nèi)貿(mào)易成本，激勵(lì)企業(yè)被迫形成“舍近求遠(yuǎn)”的對(duì)外貿(mào)易偏好。長(zhǎng)此以往，無法有效依靠國(guó)內(nèi)需求發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)的中國(guó)企業(yè)會(huì)被鎖定在國(guó)際價(jià)值鏈的低端。張杰等(2010)進(jìn)一步利用微觀企業(yè)的數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了市場(chǎng)分割對(duì)本土企業(yè)和外資企業(yè)的出口激勵(lì)差別，發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)分割迫使能力強(qiáng)的本土企業(yè)進(jìn)入到國(guó)外低端市場(chǎng)，而中國(guó)國(guó)內(nèi)的高端市場(chǎng)空間被外資企業(yè)所占據(jù)。黃玖立(2011)的研究認(rèn)為，對(duì)外貿(mào)易與區(qū)域市場(chǎng)整合之間存在相互作用，對(duì)外貿(mào)易會(huì)改變地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和速度，導(dǎo)致地區(qū)的比較優(yōu)勢(shì)和經(jīng)濟(jì)特征發(fā)生變化，進(jìn)而影響國(guó)內(nèi)地區(qū)間的貿(mào)易流向與結(jié)構(gòu)。同樣，市場(chǎng)分割將促使各地區(qū)積極發(fā)展對(duì)外貿(mào)易，反作用于地區(qū)的國(guó)際化進(jìn)程。

也有少量文獻(xiàn)探討了區(qū)域市場(chǎng)整合和對(duì)外經(jīng)濟(jì)開放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的關(guān)系。盛斌等(2011)的研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放和國(guó)內(nèi)市場(chǎng)一體化均會(huì)顯著促進(jìn)省際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，貿(mào)易開放和國(guó)內(nèi)市場(chǎng)一體化對(duì)省際人均GDP的平均貢獻(xiàn)度分別為7.2%和17.9%，在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面，兩者之間是相互替代的。陸銘等(2009)指出，適當(dāng)?shù)氖袌?chǎng)分割有利于當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但是如果分割程度超過一定閥值，當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)便會(huì)受到損害。在其考察的樣本中，超過96%的觀察點(diǎn)的市場(chǎng)分割促進(jìn)了本地的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。而且，對(duì)于經(jīng)濟(jì)開放程度更高的省級(jí)單位而言,市場(chǎng)分割更有利于當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。毛其淋等(2012)考察了區(qū)域市場(chǎng)整合和對(duì)外開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響，其通過構(gòu)建內(nèi)生化全要素生產(chǎn)率的模型，利用1985—2008年的省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)區(qū)域市場(chǎng)一體化和對(duì)外經(jīng)濟(jì)開放對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率都具有顯著的正向效果，并且兩者之間存在替代效應(yīng)。

現(xiàn)有研究成果無疑具有重要的參考價(jià)值和借鑒意義，但這些文獻(xiàn)大多從貿(mào)易開放的角度，分析經(jīng)濟(jì)開放與市場(chǎng)分割之間的關(guān)系，而實(shí)際上經(jīng)濟(jì)開放的內(nèi)涵并不僅僅包含貿(mào)易開放這一維度。本研究力圖在以下兩個(gè)方面做出拓展：一是在研究視角方面，從貿(mào)易開放和外資開放兩個(gè)維度綜合考察經(jīng)濟(jì)開放對(duì)地區(qū)市場(chǎng)分割的影響效應(yīng)，探討貿(mào)易開放和外資開放對(duì)市場(chǎng)分割是否具有一致的作用機(jī)理。二是在實(shí)證研究方面，本文利用相對(duì)價(jià)格法對(duì)國(guó)內(nèi)整體市場(chǎng)整合趨勢(shì)進(jìn)行測(cè)度，在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析長(zhǎng)三角和京津冀等區(qū)域經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)一體化進(jìn)展，更加全面地解構(gòu)和描繪了國(guó)內(nèi)市場(chǎng)整合的演進(jìn)特征。

二、變量選取、數(shù)據(jù)說明及模型設(shè)定

(一)被解釋變量及其測(cè)度

1．市場(chǎng)分割指數(shù)的構(gòu)造

本文構(gòu)建市場(chǎng)分割指數(shù)作為計(jì)量模型的被解釋變量。目前，對(duì)市場(chǎng)分割的測(cè)度方法主要有生產(chǎn)結(jié)構(gòu)法(Young，2000；白重恩 等，2004)、貿(mào)易流量法(Naughton，1999；Poncet，2003)、價(jià)格指數(shù)法(Parsley et al.，1996；桂琦寒 等，2006；陳敏 等，2008)和經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)性法(Xu，2002)。生產(chǎn)結(jié)構(gòu)法、貿(mào)易流量法和經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)性法存在邏輯難以自洽的內(nèi)在缺陷(桂琦寒 等，2006)，而價(jià)格指數(shù)法利用商品價(jià)格信息可以更為準(zhǔn)確地反映國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割程度的變化。因此，本文在遵循Parsley et al.(1996)研究思路的基礎(chǔ)上，借鑒桂琦寒等(2006)和陳敏等(2008)的方法來測(cè)算2000—2014年中國(guó)各省級(jí)單位市場(chǎng)分割程度的演進(jìn)趨勢(shì)。

在套利機(jī)制的作用下，兩地區(qū)間同類商品的相對(duì)價(jià)格Pm/n(m、n表示任意兩個(gè)地區(qū))會(huì)在一特定區(qū)間內(nèi)波動(dòng)，兩地間交易成本的下降會(huì)使相對(duì)價(jià)格Pm/Pn的波動(dòng)區(qū)間收斂，反之，波動(dòng)區(qū)間會(huì)隨之發(fā)散。兩地間交易成本的下降意味著市場(chǎng)整合程度的提高，即兩地間市場(chǎng)整合程度與Pm/Pn波動(dòng)區(qū)間成反比。因此，我們可以通過考察Pm/Pn的波動(dòng)規(guī)律得到市場(chǎng)整合的演進(jìn)狀況。

本文利用2000—2014年中國(guó)31個(gè)省級(jí)單位的商品零售價(jià)格分類指數(shù)，可獲得的原始數(shù)據(jù)是商品價(jià)格環(huán)比指數(shù)，因此使用其差分形式來構(gòu)造反映市場(chǎng)整合進(jìn)展的指標(biāo)，設(shè)

(1)

其中，P表示商品零售價(jià)格指數(shù)，m、n表示任意兩個(gè)省級(jí)單位，t代表年份，k表示商品種類。Var(|ΔQmnt|)與Var(Pm/Pn)在數(shù)據(jù)特征上具有等效性。

2．國(guó)內(nèi)整體市場(chǎng)*基于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的可得性和一致性，本文所考察的中國(guó)或國(guó)內(nèi)市場(chǎng)是指31個(gè)省、直轄市和自治區(qū)，不包括港澳臺(tái)地區(qū)。、區(qū)域市場(chǎng)與各省級(jí)單位市場(chǎng)分割的演進(jìn)狀況

圖1 國(guó)內(nèi)商品市場(chǎng)分割程度(2000—2014年)

近年來，中央密集出臺(tái)海峽西岸經(jīng)濟(jì)區(qū)、北部灣經(jīng)濟(jì)區(qū)、成渝經(jīng)濟(jì)區(qū)、黃三角經(jīng)濟(jì)區(qū)等區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略，旨在通過促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)融合，實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)有序分工與協(xié)調(diào)發(fā)展。本文進(jìn)一步選取長(zhǎng)三角經(jīng)濟(jì)圈和京津冀經(jīng)濟(jì)圈這兩個(gè)具有代表性的樣本來考察區(qū)域經(jīng)濟(jì)的市場(chǎng)整合進(jìn)程。長(zhǎng)三角經(jīng)濟(jì)圈包括上海、浙江和江蘇，長(zhǎng)三角經(jīng)濟(jì)圈的市場(chǎng)分割指數(shù)為上海-浙江、浙江-江蘇和上海-江蘇的市場(chǎng)分割指數(shù)的均值。同理，京津冀經(jīng)濟(jì)圈的市場(chǎng)分割指數(shù)為北京-天津、天津-河北和北京-河北的市場(chǎng)分割指數(shù)的均值。我們按年份將長(zhǎng)三角經(jīng)濟(jì)圈和京津冀經(jīng)濟(jì)圈內(nèi)部省級(jí)單位配對(duì)組的市場(chǎng)分割指數(shù)進(jìn)行平均，可得到15年間長(zhǎng)三角經(jīng)濟(jì)圈和京津冀經(jīng)濟(jì)圈市場(chǎng)分割指數(shù)的時(shí)間序列(見圖2)。本文發(fā)現(xiàn)，2000—2014年間，長(zhǎng)三角經(jīng)濟(jì)圈和京津冀經(jīng)濟(jì)圈的市場(chǎng)分割程度長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)顯著高于國(guó)內(nèi)整體市場(chǎng)分割程度，且波動(dòng)幅度明顯更為劇烈。長(zhǎng)三角與京津冀經(jīng)濟(jì)圈“圈而不融、圈而不合”的現(xiàn)象表明，現(xiàn)階段中國(guó)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略尚未發(fā)揮有效作用，區(qū)域資源的整合和合理配置仍未實(shí)現(xiàn)，嚴(yán)重阻礙了區(qū)域經(jīng)濟(jì)整體競(jìng)爭(zhēng)力的提升。

圖2 全國(guó)、長(zhǎng)三角和京津冀市場(chǎng)分割程度(2000—2014年)

作為下文中回歸模型的被解釋變量，各省級(jí)單位市場(chǎng)分割程度的時(shí)序變化也是本文所關(guān)心的。每一個(gè)省級(jí)單位的市場(chǎng)分割指數(shù)實(shí)際上表示的是這個(gè)省級(jí)單位與所有其他省級(jí)單位的市場(chǎng)整合程度。例如：北京的市場(chǎng)分割指數(shù)就是北京與其他30個(gè)省級(jí)單位之間市場(chǎng)分割指數(shù)的均值，其他各省、直轄市和自治區(qū)的市場(chǎng)分割指數(shù)同理可得。由此，本文可得31個(gè)省級(jí)單位15年間市場(chǎng)分割程度的變化。

表1 各省級(jí)單位市場(chǎng)分割程度指標(biāo)的排序

相比較2000年與2014年的市場(chǎng)分割程度，可以發(fā)現(xiàn)不少省級(jí)單位的排序發(fā)生了較為明顯的變化。就整個(gè)15年間的平均水平來看，天津、西藏、重慶、上海和北京依次居一至五位。西藏的地理位置較為特殊，且交通條件比較落后，其市場(chǎng)分割程度高是容易令人理解的。但是，四個(gè)直轄市的市場(chǎng)分割程度均居全國(guó)前列，卻值得我們注意和思考。原因可能正如陳敏等(2008)所解釋的那樣：直轄市的地域面積相對(duì)較小，地方政府更易于有效實(shí)施市場(chǎng)分割的政策措施。

(二)解釋變量的選取說明

在解釋變量的選取上，本文著重關(guān)注經(jīng)濟(jì)開放，并將經(jīng)濟(jì)開放分為貿(mào)易開放(Trade)和外資開放(Fgio)兩個(gè)維度，考察貿(mào)易開放和外資開放是否會(huì)對(duì)市場(chǎng)分割產(chǎn)生同向的作用效果?，F(xiàn)有文獻(xiàn)大都認(rèn)為貿(mào)易開放度高的省份借助國(guó)際市場(chǎng)實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，外部市場(chǎng)對(duì)內(nèi)部市場(chǎng)具有替代效應(yīng)，因此，其國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割程度會(huì)進(jìn)一步加劇。然而，這似有商榷之處：自2001年加入WTO以來，中國(guó)融入世界經(jīng)濟(jì)的程度日益加深，中國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)改革亦不斷深化，雖然存在著一定程度的市場(chǎng)分割，但總體上國(guó)內(nèi)市場(chǎng)趨于日益整合(桂琦寒 等，2006；陳敏 等，2008)。國(guó)際市場(chǎng)和國(guó)內(nèi)市場(chǎng)之間似乎呈現(xiàn)出互補(bǔ)關(guān)系而非替代關(guān)系。引進(jìn)外資是推動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量，地方政府在引進(jìn)外資中時(shí)常進(jìn)行“以鄰為壑”的競(jìng)爭(zhēng)，甚至制定分割市場(chǎng)的政策措施以吸引其流入，因此，外資開放程度越高，越有可能加劇地區(qū)的市場(chǎng)分割。

基于現(xiàn)有理論和文獻(xiàn)成果，我們將除經(jīng)濟(jì)開放之外的其他影響國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割的主要因素劃分為四組：第一，交通基礎(chǔ)設(shè)施。擁有更完善的交通基礎(chǔ)設(shè)施的國(guó)家可以有效降低國(guó)際貿(mào)易的成本，從而獲得更高的貿(mào)易流量，推進(jìn)其國(guó)際經(jīng)濟(jì)一體化(Behrens,2004)。同樣，各省份交通基礎(chǔ)設(shè)施越發(fā)達(dá)，越有利于降低省際邊界效應(yīng)，促進(jìn)省際間貿(mào)易量增加，推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化(劉生龍 等，2011)。因此，本文預(yù)計(jì)交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)于市場(chǎng)分割應(yīng)具有負(fù)向影響。第二，地方政府對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的干預(yù)強(qiáng)度。分權(quán)式改革導(dǎo)致的地方政府間競(jìng)爭(zhēng)實(shí)質(zhì)是一把“雙刃劍”，一方面激勵(lì)地方政府為促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展采取“順市場(chǎng)”行為，另一方面也激勵(lì)地方政府為保護(hù)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)利益而采取 “逆市場(chǎng)”行為。本文推斷地方政府對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的干預(yù)會(huì)對(duì)市場(chǎng)整合產(chǎn)生顯著影響，正影響還是負(fù)影響則取決于地方政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)的方式。第三，流通產(chǎn)業(yè)作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)(黃國(guó)雄，2003)，流通企業(yè)的規(guī)模越大，流通競(jìng)爭(zhēng)力越強(qiáng)，則流通效率越高，流通環(huán)節(jié)的時(shí)滯和沉淀成本就越少，商品流動(dòng)和價(jià)值實(shí)現(xiàn)的速率就越快，市場(chǎng)一體化的進(jìn)程也越快。因此，流通企業(yè)的規(guī)模對(duì)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)整合應(yīng)具有積極的正向作用。第四，經(jīng)濟(jì)的國(guó)有化程度。在國(guó)企改革尚未取得突破性進(jìn)展之前，大量的隱性失業(yè)還存在于國(guó)有企業(yè)部門(袁志剛 等，1998)，地方政府迫于就業(yè)壓力，具有分割市場(chǎng)保護(hù)國(guó)有企業(yè)的激勵(lì)(陳敏 等，2008)。而且，地方政府與國(guó)有企業(yè)之間具有天然的緊密聯(lián)系，地方政府可以從國(guó)有企業(yè)中獲得其他所有制性質(zhì)企業(yè)不能提供的特殊隱性利益(白重恩 等，2004)，因此，本文推斷地方經(jīng)濟(jì)的國(guó)有化程度越高，地方政府分割市場(chǎng)的意愿越強(qiáng)。

另外，為了進(jìn)一步驗(yàn)證前文的推測(cè)：2008年爆發(fā)的全球金融危機(jī)導(dǎo)致國(guó)際需求急劇萎縮，各省、直轄市和自治區(qū)都面臨嚴(yán)峻的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和就業(yè)的壓力，地方保護(hù)主義和行政性壁壘大幅反彈，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割程度加劇。因此，我們?cè)谀Ｐ椭屑尤肴蚪鹑谖C(jī)因素。

(三)計(jì)量模型的構(gòu)建

根據(jù)前文的理論分析和提出的影響國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割的主要因素，本文構(gòu)建如下面板數(shù)據(jù)模型：

Segmit=α0+α1Tradeit+α2Fgioit+∑βkXkit+λDummy08+μi+υt+εit

(2)

方程左邊是作為被解釋變量的市場(chǎng)分割指數(shù)(Segm)，方程右邊是模型選擇的一系列解釋變量，下標(biāo)i和t分別表示省級(jí)單位的代碼與年份，μi表示非觀測(cè)的地區(qū)固定效應(yīng)變量，υt表示非觀測(cè)的時(shí)間固定效應(yīng)變量，εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

在方程(2)所包括的解釋變量中，Trade為外貿(mào)依存度，即進(jìn)出口總額占GDP比重，是衡量貿(mào)易開放度的指標(biāo)；Fgio為外商及港澳臺(tái)商工業(yè)總產(chǎn)值占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值的比重，該變量表示外資開放度。控制變量集合Xkit所包含的變量具體如下：

(1)Hwden，公路密度，即每省單位面積的公路里程。該指標(biāo)表示的是公路交通基礎(chǔ)設(shè)施條件。公路交通的特點(diǎn)是四通八達(dá)的通達(dá)性和靈活性，是實(shí)現(xiàn)商品門到門運(yùn)輸?shù)谋匦璺绞?，公路交通運(yùn)輸資源的優(yōu)劣對(duì)商品跨區(qū)域流通的效率應(yīng)有顯著影響。

(2)Rwden，鐵路密度，即每省單位面積的鐵路里程。該指標(biāo)表示的是鐵路交通基礎(chǔ)設(shè)施條件。中國(guó)國(guó)土面積廣袤和經(jīng)濟(jì)資源分布不平衡決定了長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)商品的長(zhǎng)距離運(yùn)輸在交通運(yùn)輸中占有重要地位。鐵路運(yùn)輸在快捷性、載重量和天氣條件適應(yīng)性等方面比其他交通運(yùn)輸方式占有一定優(yōu)勢(shì)。

(3)Govcost，政府支出占GDP比重，該變量表示地方政府為推動(dòng)本地經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的財(cái)政投入程度，是反映地方政府對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展干預(yù)的指標(biāo)。該指標(biāo)對(duì)被解釋變量的影響是正或是負(fù)，取決于地方政府的財(cái)政投入產(chǎn)生了“順市場(chǎng)”還是“逆市場(chǎng)”的效果。

(4)Cea，限額以上流通企業(yè)平均資產(chǎn)總額。該指標(biāo)的流通企業(yè)包括限額以上的批發(fā)企業(yè)和零售企業(yè)，流通企業(yè)的平均資產(chǎn)規(guī)模體現(xiàn)了其網(wǎng)點(diǎn)、門店、倉(cāng)庫(kù)等固定資產(chǎn)和流動(dòng)資產(chǎn)的綜合信息，可以準(zhǔn)確表示流通產(chǎn)業(yè)的效率和競(jìng)爭(zhēng)力?？紤]到流通企業(yè)規(guī)模可能與市場(chǎng)分割指數(shù)存在非線性關(guān)系(王曉東 等，2012)，因此，本文構(gòu)造了流通企業(yè)平均資產(chǎn)總額的平方項(xiàng)(Ceasq)。

(5)Soe，國(guó)有控股工業(yè)企業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值占規(guī)模以上總產(chǎn)值比重。該指標(biāo)表示地方經(jīng)濟(jì)的國(guó)有化程度，如前文所言，緣于就業(yè)壓力或者隱性的特殊利益，地方政府具有強(qiáng)烈的保護(hù)國(guó)有經(jīng)濟(jì)的意愿。預(yù)期該變量與被解釋變量正相關(guān)。

除此之外，本文還控制了另外一個(gè)重要的解釋變量: Dummy08，即以2008年為界的時(shí)間啞變量，2008年及以后的各年份該啞變量取1，其他各年份該啞變量取0。如前文所述，2008年爆發(fā)的全球金融危機(jī)導(dǎo)致地方保護(hù)主義和行政性壁壘反彈，因此預(yù)期這一變量應(yīng)該與被解釋變量正相關(guān)。

本文計(jì)算了中國(guó)2000—2014年31個(gè)省級(jí)單位的市場(chǎng)分割指數(shù)，解釋變量的原始數(shù)據(jù)源自相應(yīng)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)以及《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》等。為了使解釋變量的系數(shù)估計(jì)值不會(huì)太小，本文將市場(chǎng)分割指數(shù)放大100倍。在計(jì)算變量貿(mào)易開放度(Trade)時(shí)，均使用當(dāng)年的美元兌人民幣匯率的中間價(jià)將進(jìn)出口貿(mào)易總額換算成以人民幣為單位。各關(guān)鍵變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表2。

表2 各關(guān)鍵變量的描述性統(tǒng)計(jì)

三、檢驗(yàn)結(jié)果及分析

(一)OLS估計(jì)結(jié)果

表3的列(1)—(3)報(bào)告了面板普通最小二乘法的估計(jì)結(jié)果，其中列(1)為混合最小二乘法，列(2)考慮了固定效應(yīng)(Fixed Effect，F(xiàn)e)，列(3)考慮了隨機(jī)效應(yīng)(Random Effect，Re)。

通過相關(guān)的面板F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)、Breusch-Pagan LM檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)可以在統(tǒng)計(jì)意義上選擇合適的模型。在面板F檢驗(yàn)中，給定模型的F臨界值為F0.05(30，425)=6.72，而實(shí)際面板檢驗(yàn)的F值為36.26，大于臨界值，拒絕原假設(shè)。因此，建立個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型比混合OLS模型更合理。Breusch-Pagan LM檢驗(yàn)進(jìn)一步說明隨機(jī)效應(yīng)模型比混合OLS更合適。最后，為了比較固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的適用性，本文還進(jìn)行了Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果顯示Hausman統(tǒng)計(jì)量的值是147.35，相對(duì)應(yīng)的概率是 0.0000，拒絕原假設(shè)，表明選用固定效應(yīng)模型更為合理。因此，本文以列(2)的固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果作為分析基礎(chǔ)。

表3 基本模型估計(jì)結(jié)果

注：***、**、*分別表示通過1%、5%、10%顯著置信水平檢驗(yàn)。()內(nèi)數(shù)值為系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤，[]內(nèi)數(shù)值為相應(yīng)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的p值，最小特征值統(tǒng)計(jì)量中的{ }內(nèi)數(shù)值為Wald檢驗(yàn)10%水平上的臨界值。

計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果顯示，貿(mào)易開放度(Trade)對(duì)市場(chǎng)分割具有顯著的負(fù)向影響，表明各地區(qū)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展和融入國(guó)際市場(chǎng)程度的提高，有利于推動(dòng)地區(qū)間市場(chǎng)整合進(jìn)程，對(duì)外貿(mào)易的提高促進(jìn)了國(guó)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展，兩者之間呈現(xiàn)互補(bǔ)效應(yīng)。其中的作用機(jī)理在于：中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和市場(chǎng)規(guī)模的逐漸擴(kuò)大，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)分工的深化和地區(qū)間分工進(jìn)一步細(xì)化，產(chǎn)業(yè)間分工逐漸向產(chǎn)品內(nèi)分工演化，某一產(chǎn)品的完整生產(chǎn)鏈條被分解為若干環(huán)節(jié)，依據(jù)比較優(yōu)勢(shì)分散于各個(gè)適宜其生產(chǎn)的地區(qū)，各個(gè)中間產(chǎn)品最后匯集在某一地區(qū)完成最終產(chǎn)品生產(chǎn)。因此，某一地區(qū)最終產(chǎn)品的出口會(huì)帶動(dòng)生產(chǎn)鏈上各個(gè)中間產(chǎn)品的跨地區(qū)流動(dòng)，對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)了地區(qū)間貿(mào)易流量的增加。本文的實(shí)證結(jié)果看似和大多現(xiàn)有文獻(xiàn)研究并不一致，原因可能在于：我們選擇的時(shí)間樣本是2000—2014年，2001年中國(guó)加入WTO，中國(guó)的對(duì)外貿(mào)易水平開始步入“爆炸式”增長(zhǎng)階段。陳敏等(2008)指出貿(mào)易開放提高到一定階段后，其對(duì)市場(chǎng)分割的作用會(huì)發(fā)生逆轉(zhuǎn)，由加劇市場(chǎng)分割轉(zhuǎn)變?yōu)榇龠M(jìn)市場(chǎng)整合。因此，我們認(rèn)為本文結(jié)論在一定程度上驗(yàn)證了陳敏等(2008)的判斷。

外資開放度(Fgio)對(duì)市場(chǎng)分割的影響效應(yīng)顯著為正。長(zhǎng)期以來，中央將招商引資作為考核地方政府績(jī)效的重要目標(biāo)，各地區(qū)形成了“以鄰為壑”、競(jìng)相讓利的招商引資機(jī)制，外資享有超國(guó)民待遇。外資在本地經(jīng)濟(jì)中的比重越大，地方政府越有激勵(lì)出于保護(hù)外資的目的分割市場(chǎng)。外資開放與貿(mào)易開放對(duì)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割顯現(xiàn)出方向并不一致的作用效果。

交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善有利于促進(jìn)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)整合，公路密度(Hwden)和鐵路密度(Rwden)都對(duì)市場(chǎng)分割指數(shù)(Segm)有負(fù)的影響，并且都在1%水平顯著。公路密度(Hwden)的估計(jì)系數(shù)為-0.0187，鐵路密度(Rwden)的估計(jì)系數(shù)為-1.021，說明相對(duì)于公路交通設(shè)施而言，鐵路交通設(shè)施的優(yōu)化改善更有利于降低國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割。原因可能在于，中國(guó)的自然資源主要分布于中西部地區(qū)，與生產(chǎn)力布局并不匹配，這就決定了大宗初級(jí)產(chǎn)品和工業(yè)品的長(zhǎng)距離運(yùn)輸是長(zhǎng)期持續(xù)存在的現(xiàn)象。鐵路運(yùn)輸在快捷性、載重量和天氣條件適應(yīng)性等方面更適宜于大宗初級(jí)產(chǎn)品和工業(yè)品的長(zhǎng)距離運(yùn)輸。長(zhǎng)期以來，中國(guó)并沒有將鐵路運(yùn)輸放在優(yōu)先發(fā)展的位置，鐵路運(yùn)輸?shù)陌l(fā)展明顯落后于公路運(yùn)輸和民航運(yùn)輸，鐵路運(yùn)力仍是制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展和市場(chǎng)整合的瓶頸。

政府支出占GDP比重(Govcost)對(duì)市場(chǎng)分割的效應(yīng)顯著為負(fù)，表明地方政府的財(cái)政投入程度越高，越有利于推動(dòng)市場(chǎng)整合。原因可能在于，地方政府的財(cái)政投入有效地提升了本地的交通基礎(chǔ)設(shè)施和物流網(wǎng)絡(luò)，改善了商品流通的環(huán)境，產(chǎn)生了“順市場(chǎng)”效應(yīng)。

流通企業(yè)規(guī)模(Cea)對(duì)市場(chǎng)分割的影響效應(yīng)顯著為負(fù)，作為商品流通的主體，流通企業(yè)的規(guī)模越大，其網(wǎng)點(diǎn)、門店和倉(cāng)儲(chǔ)設(shè)施等固定資產(chǎn)以及商品、存貨和貨幣等流動(dòng)資產(chǎn)越多，進(jìn)而商品流通能力越強(qiáng)，越有利于促進(jìn)市場(chǎng)整合。流通企業(yè)平均資產(chǎn)總額二次項(xiàng)(Ceasq)的系數(shù)為正，p值是0.102，略大于0.1的顯著性水平，流通企業(yè)平均資產(chǎn)總額一次項(xiàng)(Cea)系數(shù)為負(fù)，表明當(dāng)流通企業(yè)規(guī)模較小時(shí)，流通企業(yè)的規(guī)模逐漸擴(kuò)大，有利于降低市場(chǎng)分割，促進(jìn)市場(chǎng)整合；隨著流通企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大到一定程度，其對(duì)市場(chǎng)分割的影響會(huì)出現(xiàn)拐點(diǎn)，流通企業(yè)規(guī)模的進(jìn)一步擴(kuò)大會(huì)阻礙市場(chǎng)的整合。現(xiàn)階段，區(qū)域性代理商在流通渠道中扮演重要角色，當(dāng)規(guī)模擴(kuò)大到一定程度，各區(qū)域性代理商為維護(hù)自身利益會(huì)阻礙商品的跨區(qū)域流通，使整體市場(chǎng)割裂為眾多的“諸侯市場(chǎng)”(王曉東 等，2012)。

國(guó)有控股工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值占規(guī)模以上總產(chǎn)值比重(Soe)對(duì)市場(chǎng)分割的效應(yīng)顯著為正，表明地方經(jīng)濟(jì)的國(guó)有化程度越高，市場(chǎng)壟斷和地方保護(hù)的力量就越強(qiáng)，不利于區(qū)域間市場(chǎng)整合。此外，時(shí)間啞變量Dummy08的估計(jì)系數(shù)顯著為正，顯示出2008年全球金融危機(jī)的爆發(fā)的確產(chǎn)生了加劇國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割的作用。

(二)內(nèi)生性問題及工具變量GMM估計(jì)結(jié)果

本研究所包括的兩個(gè)核心解釋變量——貿(mào)易開放度和外資開放度與市場(chǎng)分割之間很可能存在高度的雙向因果關(guān)系，這得到了很多文獻(xiàn)的支持(朱希偉 等，2005；陳敏 等，2008)。此外，本文還可能遺漏了某些隨著時(shí)間變化且與已有的解釋變量相關(guān)的未觀察因素，這樣，嚴(yán)重的內(nèi)生性將導(dǎo)致OLS估計(jì)結(jié)果有偏或非一致，因此，本文采用工具變量法對(duì)內(nèi)生性問題進(jìn)行處理。

一個(gè)有效的工具變量必須滿足外生性以及和替代解釋變量具有高度相關(guān)性的兩個(gè)條件。首先，選用國(guó)際市場(chǎng)接近度作為貿(mào)易開放度的一個(gè)工具變量，取各省省會(huì)城市到深圳和上海兩個(gè)主要港口中鐵路距離較近的一個(gè)，作為國(guó)際市場(chǎng)接近度。上海和深圳是中國(guó)最大的兩個(gè)港口，和這兩個(gè)港口之間的地理距離是決定各省份國(guó)際貿(mào)易成本的重要因素，也是對(duì)各省份貿(mào)易開放和活躍程度最直接的刻畫(陳敏 等，2008)。同時(shí)，地理距離對(duì)于市場(chǎng)分割沒有直接影響，是外生變量。為了使其具有動(dòng)態(tài)特征，本文用2000—2014年的名義匯率與之相乘。此外，增加工具變量的數(shù)量通常會(huì)得到更加有效的估計(jì)結(jié)果 (Wooldridge，2002)，因此本文還選取貿(mào)易開放度的一階滯后項(xiàng)作為其自身的工具變量，選取外資開放度的一階滯后項(xiàng)作為其自身的工具變量。

表3的列(4)—(6)報(bào)告了使用工具變量法進(jìn)行的兩階段GMM估計(jì)結(jié)果。工具變量的有效性會(huì)直接影響估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性，因此，我們采用統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法對(duì)工具變量進(jìn)行評(píng)判：一是相關(guān)性檢驗(yàn)，Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量為202.191，大于Stock-Yogo檢驗(yàn)10%水平上的臨界,19.93，因此拒絕工具變量是弱識(shí)別的假定。二是外生性檢驗(yàn)，Sargan-Hansen過度識(shí)別檢驗(yàn)的相伴隨概率為0.2586，即不能在10%的顯著性水平上拒絕工具變量是過度識(shí)別的零假設(shè)，因此，本文所選取的工具變量是外生的。

列(4)僅考慮貿(mào)易開放度(Trade)為內(nèi)生變量的情況，Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明在1%的顯著性水平上拒絕貿(mào)易開放度是外生的零假設(shè)。列(5)報(bào)告了外資開放度(Fgio)為內(nèi)生變量時(shí)的估計(jì)結(jié)果，同樣，Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明在1%的顯著性水平上拒絕外資開放度是外生的零假設(shè)。列(6)進(jìn)一步報(bào)告了貿(mào)易開放度(Trade)和外資開放度(Fgio)同時(shí)為內(nèi)生變量時(shí)的估計(jì)結(jié)果。Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)在1%的顯著性水平上拒絕零假設(shè)，表明確應(yīng)將貿(mào)易開放度(Trade)和外資開放度(Fgio)同時(shí)進(jìn)行內(nèi)生化處理。由此進(jìn)行的回歸結(jié)果表明：與 OLS估計(jì)方法相比，IV-GMM估計(jì)使貿(mào)易開放度(Trade)的系數(shù)提高了3.8%；外資開放度(Fgio)的系數(shù)提高了42.4%；公路密度(Hwden)的系數(shù)提高了2.7%；鐵路密度(Rwden)的系數(shù)提高了15.4%；政府支出占GDP比重(Govcost)的系數(shù)提高了6%；流通企業(yè)規(guī)模二次項(xiàng)(Ceasq)的系數(shù)提高了29.5%，且在5%的水平上顯著；國(guó)有控股工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值占規(guī)模以上總產(chǎn)值比重(Soe)的系數(shù)提高了2.4%；啞變量Dummy08的估計(jì)系數(shù)提高了8.2%。這說明內(nèi)生性使得OLS估計(jì)方法嚴(yán)重低估了各個(gè)自變量對(duì)市場(chǎng)分割的影響。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證本文估計(jì)結(jié)果的可靠性，我們從兩個(gè)方面進(jìn)行了穩(wěn)健性分析。結(jié)果見表4。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

注：***、**、*分別表示通過1%、5%、10%顯著置信水平檢驗(yàn)。()內(nèi)數(shù)值為系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤，[]內(nèi)數(shù)值為相應(yīng)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的p值，最小特征值統(tǒng)計(jì)量中的{ }內(nèi)數(shù)值為Wald檢驗(yàn)10%水平上的臨界值。

(1)剔除異常樣本。通過對(duì)樣本進(jìn)行描述性分析可以發(fā)現(xiàn)，個(gè)別樣本較為異常。從2000—2014年間15年的均值來看，上海的貿(mào)易開放度(Trade)和外資開放度(Fgio)均居第一位；新疆的外資開放度(Fgio)居最后一位，這些樣本的特殊性可能會(huì)影響模型的估計(jì)結(jié)果。為了排除極端樣本點(diǎn)的影響，我們將上海和新疆予以剔除。表4的列(1)是去除上海后，對(duì)剩余的30個(gè)省市再次進(jìn)行IV-GMM估計(jì)的結(jié)果。列(2)顯示的是去除新疆后，對(duì)新樣本進(jìn)行IV-GMM估計(jì)的結(jié)果。列(3)則是同時(shí)去除上海和新疆后，對(duì)剩下的29個(gè)省市進(jìn)行IV-GMM估計(jì)所得到的結(jié)果。將表4的列(1)、列(2)和列(3)與表3的列(6)進(jìn)行比較可以發(fā)現(xiàn)，所有解釋變量的系數(shù)符號(hào)和顯著性基本沒有發(fā)生明顯變化，僅列(3)的貿(mào)易開放度不顯著，但p值等于0.106，放松一些也可以大致通過顯著性檢驗(yàn)。所有解釋變量的估計(jì)結(jié)果也基本相同。因此，總體而言，異常樣本點(diǎn)并未給估計(jì)帶來實(shí)質(zhì)性的影響，說明模型的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的和可信的。

(2)使用貿(mào)易開放度的替代指標(biāo)。我們把計(jì)量模型中的貿(mào)易開放度(Trade)替換為進(jìn)口開放度，并采用IV-GMM方法進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果報(bào)告在表4的列(4)中。從中可以看出，進(jìn)口開放度的系數(shù)仍為負(fù)，并且在5%水平上顯著。其他解釋變量的系數(shù)符號(hào)和顯著性水平與表3的列(6)相比都較為一致。由此可見，回歸結(jié)果不會(huì)因?yàn)橹匾兞繙y(cè)度方法的改變而出現(xiàn)較大的變化。

四、結(jié)論及政策啟示

本文采用中國(guó)2000—2014年的省際面板數(shù)據(jù)，對(duì)國(guó)內(nèi)整體、區(qū)域經(jīng)濟(jì)和31個(gè)省、直轄市以及自治區(qū)市場(chǎng)分割的演進(jìn)態(tài)勢(shì)進(jìn)行測(cè)度，并構(gòu)建市場(chǎng)分割指數(shù)為被解釋變量的回歸模型，重點(diǎn)研究了貿(mào)易開放和外資開放等經(jīng)濟(jì)開放因素對(duì)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割的影響。結(jié)果顯示：對(duì)外貿(mào)易的深入發(fā)展有助于推動(dòng)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)整合，國(guó)際貿(mào)易對(duì)國(guó)內(nèi)貿(mào)易的帶動(dòng)效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)。外資開放對(duì)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)一體化產(chǎn)生了不利影響，各地方政府在招商引資中“以鄰為壑”的惡性競(jìng)爭(zhēng)加劇了市場(chǎng)分割。貿(mào)易開放和外資開放對(duì)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割具有不同的作用機(jī)理。而且，交通基礎(chǔ)設(shè)施改善有利于促進(jìn)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)整合，提高鐵路密度降低市場(chǎng)分割的邊際效應(yīng)高于提高公路密度?，F(xiàn)階段，地方政府的財(cái)政投入可能有效地提升了本地的商品流通條件，從而促進(jìn)了市場(chǎng)整合。流通企業(yè)規(guī)模對(duì)市場(chǎng)整合具有非線性影響，流通企業(yè)規(guī)模水平較低時(shí)，規(guī)模擴(kuò)張有利于推動(dòng)市場(chǎng)整合，但進(jìn)一步的規(guī)模擴(kuò)張會(huì)加劇市場(chǎng)分割。另外，經(jīng)濟(jì)國(guó)有化程度越高的地區(qū)，其市場(chǎng)分割程度越嚴(yán)重。2008年爆發(fā)的全球金融危機(jī)確實(shí)對(duì)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)整合產(chǎn)生了不利影響。

本文的研究結(jié)果表明，為加快推進(jìn)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)一體化建設(shè)，應(yīng)該持續(xù)深入提升中國(guó)對(duì)外貿(mào)易水平，制度化規(guī)范地方政府的招商引資政策和行為，改善公路和鐵路等交通基礎(chǔ)設(shè)施條件，打破地方保護(hù)主義和壟斷，在大力促進(jìn)流通企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大的同時(shí)，積極支持流通商的跨地區(qū)擴(kuò)張。所有這些，是將來建立國(guó)內(nèi)統(tǒng)一競(jìng)爭(zhēng)性大市場(chǎng)，實(shí)現(xiàn)內(nèi)外市場(chǎng)雙輪驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要保證。

白重恩，杜穎娟，陶志剛，等. 2004. 地方保護(hù)主義及產(chǎn)業(yè)地區(qū)集中度的決定因素和變動(dòng)趨勢(shì)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(4)：29-40.

陳敏，桂琦寒，陸銘，等. 2008. 中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)如何持續(xù)發(fā)揮規(guī)模效應(yīng)？經(jīng)濟(jì)開放與國(guó)內(nèi)商品市場(chǎng)分割的實(shí)證研究[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)(1)：125-150.

范愛軍，李真，劉小勇. 2007. 國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割及其影響因素的實(shí)證分析:以我國(guó)商品市場(chǎng)為例[J]. 南開經(jīng)濟(jì)研究(5)：111-119.

桂琦寒，陳敏，陸銘，等. 2006. 中國(guó)國(guó)內(nèi)商品市場(chǎng)趨于分割還是整合？基于相對(duì)價(jià)格法的分析[J]. 世界經(jīng)濟(jì)(2)：20-30.

黃國(guó)雄. 2003. 流通新論[J]. 商業(yè)時(shí)代(1):13-14.

黃玖立. 2011. 對(duì)外貿(mào)易、區(qū)域間貿(mào)易與地區(qū)專業(yè)化[J]. 南方經(jīng)濟(jì)(6)：7-22.

劉生龍，胡鞍鋼. 2011. 交通基礎(chǔ)設(shè)施與中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(3)：72-82.

陸銘，陳釗. 2009. 分割市場(chǎng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：為什么經(jīng)濟(jì)開放可能加劇地方保護(hù)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(3)：42-52.

毛其淋，盛斌. 2012. 對(duì)外經(jīng)濟(jì)開放、區(qū)域市場(chǎng)整合與全要素生產(chǎn)率[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)(1)：181-210.

任志成，張二震，呂凱波. 2014. 貿(mào)易開放、財(cái)政分權(quán)與國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)(12)：44-52.

盛斌，毛其淋. 2011. 貿(mào)易開放、國(guó)內(nèi)市場(chǎng)一體化與中國(guó)省際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：1985—2008年[J]. 世界經(jīng)濟(jì)(11)：44-66.

王曉東，張昊. 2012. 中國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割的非政府因素探析:流通的渠道、組織與統(tǒng)一市場(chǎng)構(gòu)建[J]. 財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)(11):86-92.

袁志剛，陸銘. 1998. 關(guān)于隱性就業(yè)的理論分析[J]. 浙江社會(huì)科學(xué)(1):11-16.

張杰，張培麗，黃泰巖. 2010. 市場(chǎng)分割推動(dòng)了中國(guó)企業(yè)出口嗎[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(8)：29-41.

朱希偉，金祥榮，羅德明. 2005. 國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割與中國(guó)的出口貿(mào)易擴(kuò)張[J]. 經(jīng)濟(jì)研究(12)：68-76.

BEHRENS K. 2004. International integration and regional inequalities: how important is national infrastructure [R]. CORE Discussion Paper, No.66.

KRUGMAN P. 1980. Scale economies, product differentiation, and the pattern of trade [J]. American Economic Review, 70(5):950-959.

NAUGHTON B. 1999. How much can regional integration do to unify China′s markets [C]. Paper Presented for the Conference for Research on Economic Development and Policy Research, Stanford University.

PARSLEY D, WEI S. 1996. Convergence to the law of one price without trade barriers or currency fluctuations [J]. Quarterly Journal of Economics, 111(4):1211-1236.

PARSLEY D, WEI S. 2001. Explaining the border effect: the role of exchange rate variability, shipping cost, and geography [J]. Journal of International Economics, 55(1):87-105.

PONCET S. 2003. Measuring Chinese domestic and international integration [J]. China Economic Review, 14(1):1-21.

PONCET S. 2005. A fragmented China: measure and determinants of Chinese domestic market disintegration [J]. Review of International Economics, 13(3):409-430.

SAMUELSON P. 1964. Theoretical note on trade problem [J]. Review of Economics and Statistics, 46(2):145-154.

XU X. 2002. Have the Chinese provinces become integrated under reform [J]. China Economic Review, 13(2-3):116-133.

YOUNG A. 2000. The Razor’s edge: distortions and incremental reform in the People’s Republic of China [J]. Quarterly Journal of Economics,115(4):1091-1135.