市場一體化提升經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量了嗎？
——來自220個地級市面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)

詹新宇，董紅霞，王一歡

一、引言與文獻綜述

中共十九大報告明確指出，我國經(jīng)濟發(fā)展的戰(zhàn)略目標就是要建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系，必須堅持質(zhì)量第一、效益優(yōu)先，以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，推動經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革和動力變革，提高全要素生產(chǎn)率。但是，經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升很大程度上受制于地區(qū)間的市場一體化水平。2020 年5 月公布實施的《中共中央 國務(wù)院關(guān)于新時代加快完善社會主義市場經(jīng)濟體制的意見》指出，要逐步清理廢除妨礙全國統(tǒng)一市場和公平競爭的存量政策，這表明打破市場分割，建立全國統(tǒng)一大市場，是形成“雙循環(huán)”新發(fā)展格局、助推經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的潛在動力。

學界對于國內(nèi)市場一體化程度進行了大量的研究。一開始，研究集中在我國市場一體化的發(fā)展趨勢，一部分人認為我國市場分割是越演越烈的[1]，另一部分人用其他的研究方法證明我國市場分割是漸趨緩和的[2-3]。隨著我國市場化程度不斷推進，人們逐漸把對國內(nèi)市場一體化的研究重點放到了各個方面。盛斌和毛其淋認為貿(mào)易開放和國內(nèi)市場一體化對經(jīng)濟增長有促進作用，且二者在影響方面有替代關(guān)系[4]；劉毓蕓等實證分析發(fā)現(xiàn)方言上的不同顯著增強了相鄰兩縣間的資源錯配，進而影響了國內(nèi)市場一體化進程[5]；丁從明等通過人工合成城市圈的方法研究了市場分割的文化起因，發(fā)現(xiàn)方言多樣性是阻礙國內(nèi)市場一體化的主要因素[6]。直到近些年，經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量廣受關(guān)注，在這一方面不同學者的研究結(jié)論趨于一致：市場分割使國內(nèi)市場一體化進程放緩，制約了技術(shù)創(chuàng)新能力，帶來了巨大的效率損失[7-8]。

綜上，雖然已有學者對國內(nèi)市場一體化進行了較為詳實的研究，但是仍舊存在不足之處，如在用價格法測算市場一體化指數(shù)時，幾乎所有學者都是從省層面出發(fā)，利用各種價格指數(shù)測算，僅有一小部分學者的研究涉及市場一體化與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的關(guān)系。因此，有必要更為深入地研究。

與已有研究相比，本文的創(chuàng)新點主要表現(xiàn)在如下幾個方面：第一，用目前較為流行的OP、LP和ACF 方法而不是傳統(tǒng)的索洛余值法來測算全要素生產(chǎn)率，在一定程度上降低了估計結(jié)果的隨機性。第二，在地級市層面計算市場一體化指數(shù)。第三，把地級市層面的市場一體化程度與上市公司的全要素生產(chǎn)率匹配，更加微觀地反映了二者之間的關(guān)系，能使國內(nèi)市場一體化的經(jīng)濟效應(yīng)進一步明晰化。

本文以下結(jié)構(gòu)安排為：第二部分闡述國內(nèi)市場一體化程度和經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的演進歷程，并提出文章假說；第三部分給出計量模型，講述各項指標構(gòu)造方法，并進行各個變量的描述性統(tǒng)計；第四部分進行實證分析和穩(wěn)健性檢驗；第五部分在基準模型的基礎(chǔ)上進行機制檢驗以及異質(zhì)性檢驗；第六部分是本文的研究結(jié)論和政策啟示。

二、制度背景與研究假說

我國市場一體化進程與市場分割有著深刻的制度背景。改革開放伊始，我國就形成了塊塊封鎖的市場分割狀況。大多數(shù)研究認為我國的市場分割起源于20 世紀80 年代的放權(quán)讓利、行政性分權(quán)[9]，這項制度在激發(fā)地方發(fā)展積極性、激活企業(yè)發(fā)展動力的同時也帶來了處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌時期的特有產(chǎn)物：地區(qū)間的市場分割。改革開放以來，盡管存在區(qū)域市場整合不均衡的情況，但是區(qū)域市場整合呈上升趨勢。隨著國家區(qū)域發(fā)展總體戰(zhàn)略的相繼實施，我國區(qū)域內(nèi)基礎(chǔ)設(shè)施體系得到實質(zhì)性的改善，高效的通訊及道路等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)已初步完成，各區(qū)域市場分割程度都呈現(xiàn)出顯著且穩(wěn)定的下降趨勢[10]，我國市場一體化程度在不斷上升。

中華人民共和國自成立以來，有著許多可觀的成就，但是，經(jīng)濟高速增長的同時也帶來了一些急需解決的問題。比如：要素投入大但發(fā)展質(zhì)量和效益不高；生產(chǎn)方式粗放而創(chuàng)新能力不夠強；生態(tài)破壞、環(huán)境污染問題比較嚴重；與經(jīng)濟增長速度相比人民生活改善相對滯后，民生領(lǐng)域還有不少短板；城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展和收入分配差距較大等。這些問題說明，解決新的社會主要矛盾，單憑經(jīng)濟高速增長難以做到，必須實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展[11]。

區(qū)域經(jīng)濟作為我國經(jīng)濟板塊的重要研究領(lǐng)域，不僅是高質(zhì)量發(fā)展的重要支撐，也是各項政策和改革推進的重點[12]。區(qū)域一體化發(fā)展是提升效率的重要路徑，有利于發(fā)揮地區(qū)規(guī)模效應(yīng)，對實現(xiàn)研發(fā)要素的高效配置以及推進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)一體化意義重大。區(qū)域一體化是實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的必由之路。市場一體化究竟通過什么途徑影響經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量呢？通過文獻梳理與歸納總結(jié)，本文找到三個重要中間量：第一，市場一體化通過影響交通設(shè)施的建設(shè)對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生作用；第二，市場一體化通過影響微觀經(jīng)濟的投資回報對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生作用；第三，市場一體化通過影響社會的創(chuàng)新能力對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生作用。

基于上述理由，本文提出假說：市場一體化通過完善交通基礎(chǔ)設(shè)施、提高投資回報以及激發(fā)創(chuàng)新潛能等三方面，對提升經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量有顯著的正向作用。

三、模型設(shè)計與變量說明

（一）模型設(shè)計

沿著呂冰洋和賀穎的思路，建立如下固定效應(yīng)模型[13]：

其中，Quality 表示經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，是本文的被解釋變量，Integ 表示市場一體化指數(shù)，是本文的核心解釋變量，X 表示一系列控制變量。另外，模型中加入行業(yè)虛擬變量Industry、城市虛擬變量City、年份虛擬變量Year 用來分別固定行業(yè)、城市與年份固定效應(yīng)。

（二）指標度量

1.市場一體化程度

k表示第k種商品。然后以去均值的方法得到：

最終用以計算方差的相對價格變動部分是：kijt q

根據(jù)理論分析可知，市場一體化程度與市場分割之間呈現(xiàn)反向關(guān)系，借鑒盛斌和毛其淋[4]使用的度量方法，將市場一體化指數(shù)(Integ)用以下式子來衡量：

本文選取7 類居民消費價格指數(shù)（不包括煙酒類）①不包含煙酒是因為很多市的煙酒數(shù)據(jù)在2001—2018年之間缺失某些年份，對樣本數(shù)量產(chǎn)生較大影響。來計算地級市的市場分割指數(shù)。

在計算地級市的市場分割時，本文借鑒了丁從明等構(gòu)造城市圈的方法來計算地級市的市場分割指標。此外，為了確保結(jié)果的穩(wěn)健性，本文也計算了省內(nèi)城市間的市場分割程度[13]。如果某市的自身數(shù)據(jù)充足但鄰市數(shù)據(jù)缺失，用省內(nèi)地級市的數(shù)據(jù)代替。由于數(shù)據(jù)缺失的原因，本文共計算了292 個地級行政級別城市的市場分割狀況②剔除了四個直轄市，數(shù)據(jù)缺失的海南、安徽、云南、陜西、甘肅、青海和寧夏部分地級市。。

2.經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量

實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的一個重要措施就是穩(wěn)定與提升全要素生產(chǎn)率。全要素生產(chǎn)率的概念發(fā)端于“索洛余值”的測度，索洛將技術(shù)進步率定義為將人均產(chǎn)出增長除去資本集約化增長后未被解釋的部分。由于索洛余值法無法克服模型的內(nèi)生性問題，于是Olley 和Pakes 基于一致半?yún)?shù)的估計方法，使用投資作為生產(chǎn)率的代理變量[15]，Levinsohn 和Petrin 又繼承這兩人的思路，采用中間投入品作為代理變量，進一步削減了內(nèi)生性對生產(chǎn)率估計帶來的偏差問題[16]。此外，ACF 方法把勞動引入中間函數(shù)，又削減了LP 法的內(nèi)生性問題，提高了全要素生產(chǎn)率的精確性。本文利用全要素生產(chǎn)率來量化經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，并對這三種方法都進行了計算。具體來說，全要素生產(chǎn)率越高，經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量越好。

3.其他控制變量

本文選取了地級市和企業(yè)兩個層面的控制變量。

首先，市場分割是來自于地級市層面的數(shù)據(jù)，故本文控制了地方經(jīng)濟發(fā)展狀況、財政基本情況以及其他可能影響各地區(qū)全要素生產(chǎn)率的因素，包括：人均GDP（PGDP），等于地級市人均GDP 的自然對數(shù)；每萬人大學生數(shù)量(University)，即地級市每萬人大學生數(shù)量的自然對數(shù)；政府財政壓力（Stress），等于當期地方政府財政赤字規(guī)模與財政支出的比值。

其次，全要素生產(chǎn)率是基于上市公司的數(shù)據(jù)測算的，因此本文也控制了企業(yè)層面的變量，

引入與企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)以及發(fā)展質(zhì)量等因素相關(guān)的企業(yè)基本情況方面的控制變量，并設(shè)置了可能影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的盈利相關(guān)指標，具體包括：企業(yè)規(guī)模（Scale、Employee），其中Scale 等于企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)，Employee等于企業(yè)從業(yè)人員數(shù)量的自然對數(shù)；研發(fā)投入（RD），等于企業(yè)的研發(fā)投入除以營業(yè)收入；獲取貸款能力（Loan ），等于企業(yè)的利息支出除以總資產(chǎn)。

為保證數(shù)據(jù)質(zhì)量，本文剔除了以下樣本：（1）金融行業(yè)的上市公司；（2）退市風險警示公司（ST公司）；（3）最終控制人不詳?shù)纳鲜泄?；?）樣本期間內(nèi)所有權(quán)性質(zhì)變化的公司；（5）缺失數(shù)據(jù)較多且無法補充的公司樣本。

（三）數(shù)據(jù)說明

表1 列出了各個變量的統(tǒng)計結(jié)果，本文選取的樣本期為2002—2018 年。之所以選取這個時間段，是因為2001 年居民消費價格指數(shù)統(tǒng)計指標發(fā)生變化且此前的數(shù)據(jù)質(zhì)量不高。本文將市場一體化指標和全要素生產(chǎn)率合并后共得到220個城市的數(shù)據(jù)。居民消費價格指數(shù)的原始數(shù)據(jù)均來自各地級市統(tǒng)計年鑒與國民經(jīng)濟社會發(fā)展統(tǒng)計公報，被解釋變量與企業(yè)層面的控制變量的原始數(shù)據(jù)均來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫，地級市層面的控制變量來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》。Integ1 和Integ2 分別表示用相鄰城市圈和省內(nèi)城市圈的方法計算的市場一體化指數(shù)。為了剔除異常值對結(jié)果的影響，下文對所有的連續(xù)變量均進行了1%和99%的縮尾處理。

四、基準回歸與穩(wěn)健性檢驗

（一）基準回歸分析

表2 中的觀測值之所以與描述性統(tǒng)計中有差別，是因為在回歸時刪除了一部分市場分割指數(shù)存在缺失值的樣本。從表中的結(jié)果可以看出，當只控制年份固定效應(yīng)時，市場一體化對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響在5%的顯著性水平下為正，加入城市固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)以后，市場一體化對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響在1%的顯著性水平下為正。由此可見：區(qū)域市場一體化對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量存在顯著的正向影響。

在控制變量中，對于城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量而言：人均GDP 顯著為正，說明良好的宏觀經(jīng)濟運行狀況會帶來經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展；大學生人數(shù)顯著為正，說明人力資本的提高能夠促進城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；企業(yè)研發(fā)投入顯著為正，說明企業(yè)創(chuàng)新強度越高，城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平越高；企業(yè)規(guī)模顯著為正，說明企業(yè)自身資本雄厚，整合優(yōu)質(zhì)資源、突破技術(shù)壁壘的能力越強，全要素生產(chǎn)率提升越快。同時，控制變量中各變量的回歸結(jié)果均比較穩(wěn)定，在一定程度上說明計量方程設(shè)定的合理性。

表1 變量描述性統(tǒng)計

表2 基準回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗

本文從以下幾個方面進行了穩(wěn)健性檢驗：第一，變更被解釋變量的度量方式；第二，變更解釋變量的度量方式；第三，剔除省會城市和計劃單列市。

首先，本文用了較為流行的ACF 方法重新計算全要素生產(chǎn)率，結(jié)果顯示在表3 的（1）列；其次，更換解釋變量的度量方式，以共同位于一個省為依據(jù)計算，結(jié)果顯示在表3 的第（2）列；再次，本文在原始數(shù)據(jù)中剔除省會城市和計劃單列市，重新計算了市場一體化指數(shù)，看看在排除了這些特殊的樣本之后，結(jié)果是否依然穩(wěn)健，見表3 的第（3）列。各項結(jié)果均在不同水平下顯著，并且符號符合預期，而且各個結(jié)果間的數(shù)值波動很小，進一步證實了基準模型的穩(wěn)健性。

五、進一步分析

前面幾個部分的分析證實了本文的假說：市場一體化水平的提高會顯著提升轄區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。那么，這種差異在不同地區(qū)、不同企業(yè)間有何區(qū)別？究竟什么樣的中間機制導致了這種現(xiàn)象？基于這些考慮，本部分將進行異質(zhì)性分析和中間機制探究。

（一）異質(zhì)性分析

本文進行分地區(qū)回歸后，得到的結(jié)果確實顯示東、中、西、東北地區(qū)存在差異①東部地區(qū)有北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區(qū)包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、內(nèi)蒙古、廣西；東北地區(qū)包括黑龍江、吉林、遼寧。。結(jié)果顯示在表4 之中，在這里（1）（2）（3）（4）的被解釋變量依次是東、中、西和東北地區(qū)的用OP 法計算的全要素生產(chǎn)率。其中，在東部地區(qū)，市場一體化仍然對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量有顯著的正向影響，但是中部、東北部和西部地區(qū)不再顯著。由此可以看出，決策層近期開始力推的發(fā)達地區(qū)區(qū)域一體化政策取得了成效。其他地區(qū)雖然不顯著，但是符號為正，這可能是因為區(qū)域地理條件、經(jīng)濟發(fā)展程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及對外開放程度等的不同造成的結(jié)果。所以，各地區(qū)都應(yīng)重視區(qū)域一體化戰(zhàn)略，加強區(qū)域各省份政府之間的合作，打破區(qū)域壁壘，消除區(qū)域之間的地方保護和市場分割，以促進城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

地域的差別會造成市場一體化對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的不同影響，同理，企業(yè)間的差別也會產(chǎn)生不同的結(jié)果。因此本部分對企業(yè)間的融資約束、競爭程度進行異質(zhì)性分析。

本文采用Hadloch和Pierce構(gòu)建的SA指數(shù)來衡量企業(yè)的融資約束，公式為：SA=0.737*Sca le+0.043*Size2+0.04*Age。其中，Scale是企業(yè)規(guī)模，Age 是企業(yè)年齡，SA 指數(shù)越大，企業(yè)融資越難[17]。最后，計算得到SA 指數(shù)的均值，將大于均值的設(shè)置為1，反之為0，構(gòu)造了融資約束的虛擬變量(FC)。

表3 穩(wěn)健性檢驗：更換變量度量方式

此外，本文參考王懷明和吳春燕的做法，首先按照2012 年證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司分類行業(yè)指引》將樣本內(nèi)企業(yè)劃分到不同行業(yè)，并計算企業(yè)每年的主營業(yè)務(wù)利潤率；其次按照企業(yè)對應(yīng)的行業(yè)，分類匯總每年度的行業(yè)平均主營業(yè)務(wù)利潤率，求得樣本期所有年度的行業(yè)平均主營業(yè)務(wù)利潤率；最后計算全行業(yè)主營業(yè)務(wù)利潤率的均值，據(jù)此為標準，大于均值取0，表示行業(yè)競爭小，小于均值取1，表示行業(yè)競爭大[18]。

為了檢驗這兩個因素產(chǎn)生的影響，構(gòu)建以下計量模型設(shè)置：

其中，dif 表示異質(zhì)性因素，k=1 代表公司的融資約束（FC），k=2 代表企業(yè)的競爭程度（Compete）。

當k=1 時，計量結(jié)果顯示在表4 的第（5）列，因變量采用op，可以看到，主效應(yīng)仍然顯著，交互項的系數(shù)顯著為負，說明市場一體化對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的正向影響會隨著融資難度的上升而降低。當k=2 時，計量結(jié)果如表4 的第（6）列所示，與第（5）列的不同僅為交互的變量換成了行業(yè)競爭程度。主效應(yīng)顯著，另外，交互項系數(shù)顯著為正昭示市場一體化對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的正向影響會隨著激烈行業(yè)競爭得到加強。

（二）機制分析

正如前文所述，市場一體化會通過影響交通設(shè)施、企業(yè)投資回報和創(chuàng)新能力來影響經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。本文運用如下中介效應(yīng)模型檢驗上述渠道。

上述方程中Traffic 為虛擬變量，當上市公司辦公地城市c 在t 年開通高鐵則取值為1。ROA表示企業(yè)投資回報，用企業(yè)滯后一期的資產(chǎn)收益率測度。Innovation 代表企業(yè)創(chuàng)新能力，用企業(yè)的專利申請數(shù)量取對數(shù)表示。由于我國高鐵從2008 年開始通車運行，因此本部分采用的是2008—2018 年的數(shù)據(jù)。表5 為市場一體化對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響渠道檢驗結(jié)果。

根據(jù)表5 第（1）列結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，市場一體化提高了交通設(shè)施的建設(shè)，而根據(jù)第（2）列的結(jié)果，交通設(shè)施建設(shè)會顯著提升經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。因此，市場一體化通過促進交通設(shè)施建設(shè)來提升經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。投資回報和企業(yè)創(chuàng)新同理見（3）（4）（5）（6）列。第（7）（8）列為相同樣本下的實證結(jié)果，第（7）列未加中介變量，第（8）列同時加入了三個中介變量后發(fā)現(xiàn)，核心變量市場一體化系數(shù)的絕對值出現(xiàn)大幅下降，說明上述三個渠道是市場一體化影響經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的主要渠道。因此，市場一體化會通過促進交通設(shè)施建設(shè)、提高投資回報和增強創(chuàng)新能力等渠道來提升經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。

六、結(jié)論與啟示

本文利用220 個地級市的面板數(shù)據(jù)，運用固定效應(yīng)模型實證了市場一體化程度與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間的關(guān)系，結(jié)果顯示市場一體化的上升顯著提升了轄區(qū)內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，從不同角度進行的穩(wěn)健性檢驗都支持這一觀點。因此，區(qū)域一體化能夠有效減少流通交易成本，發(fā)揮區(qū)域市場的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，促進產(chǎn)業(yè)專業(yè)化發(fā)展以及產(chǎn)業(yè)間的知識溢出，對實現(xiàn)商品和要素的優(yōu)化配置，提升區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量具有重要意義。通過本文的實證研究可發(fā)現(xiàn)，為提升轄區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，需從以下幾方面來促進市場一體化：第一，創(chuàng)造充分競爭、公平合理的營商環(huán)境。要充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，破除發(fā)展壁壘，讓各行業(yè)有活力、有效率地發(fā)展。第二，完善交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，實現(xiàn)全國互聯(lián)互通。曾經(jīng)被時空阻隔的商品和生產(chǎn)要素，得以在區(qū)域間高速流動，一個統(tǒng)一的大市場將推動國內(nèi)和國際“雙循環(huán)”在更高層面和更廣空間實現(xiàn)良性互動[19]。第三，促進區(qū)域間的人才流動，助力企業(yè)創(chuàng)新活動的開展。各地必須因地制宜，制定有利于勞動力高效流動的政策，但是配套的措施也應(yīng)跟上，比如說住房、家人問題，讓人才“流得動”又“留得下”。

表5 影響機制分析