市场整合、市场规模与出口增长——基于省级面板数据的分析

洪勇

（九江学院 经济与管理学院，江西 九江332005）

一、引言

我国自1978年改革开放以来，对外出口发展迅猛，来自中国统计年鉴的数据显示，中国对外出口总额从1978年的97.5亿美元大幅提高至2013年的2.21万亿美元，三十多年的时间增长了200多倍。外贸出口对我国三十多年来经济增长的贡献是有目共睹的，并且今后也将是国民经济持续、健康、快速发展的重要动力之一。中国对外出口的高速增长引起了世人的广泛关注，人们普遍关心为什么中国的对外出口增长得如此迅猛，有哪些因素对中国外贸出口会产生重要影响？为此，国内外学者纷纷对此展开研究，而且研究的成果非常丰富，这些成果为本文的进一步研究打下了坚实的基础。

二、相关文献综述

经文献检索和梳理后笔者发现，很多学者从国家层面来研究我国对外出口的影响因素。丰富的劳动力、资本和技术存量的迅速增加是中国对外出口迅猛增长的主要原因（江小涓，2002、2004）［1-2］。周琛影和田发（2003）基于宏观因素的分析发现，贸易伙伴国的经济增长、FDI、进口和汇率等是影响我国外贸出口的主要因素［3］。盛斌和廖明中（2004）的研究发现，贸易伙伴的经济总量和地理位置对中国贸易出口具有重要影响［4］。江小涓（2007）对影响我国出口商品结构的因素进行了分析，结果发现劳动力成本优势、适应于出口要求的国内市场结构和产业基础、积极参与全球分工是决定我国贸易增长和贸易结构的主要因素［5］。Yan（2008）的研究指出，FDI对中国贸易出口具有重要推动作用［6］。吴福象和刘志彪（2009）基于产品内分工的视角解释了中国对外贸易的增长［7］。范爱军和刘馨遥（2011）、王岚和盛斌（2013）的研究都发现，中国对美国制成品出口贸易中存在明显的本地市场效应［8-9］。邵建春（2013）基于引力模型的研究表明，相似的经济发展阶段、双边快速的经济增长和邻近的地理位置促进了我国对新兴经济体的出口［10］。

还有一些学者基于企业或行业的视角来研究贸易出口的影响因素。张杰等（2005）基于Melitz（2003）的企业异质性贸易理论，分析了出口与生产率之间的关系，结果发现，由于企业规模和产品特性的差别使得出口和生产率之间的关系存在差异［11-12］。钟昌标（2007）的研究发现，FDI特别是来自港、澳、台的FDI和规模经济对出口具有促进作用［13］。Du和 Girma（2007）使用企业产品创新指标对中国制造业出口进行了研究，结果表明，产品创新与企业出口存在正相关关系［14］。Zhang（2007）认为，国内企业参与跨国公司国际生产网络对出口有重要推动作用［15］。杨汝岱（2008）的研究指出，技术升级对我国工业制成品的出口具有十分重要的作用［16］。张天顶（2008）认为，生产效率的高低是企业是否选择进入以及以何种方式进入国际市场的重要决定因素［17］。易靖韬（2009）指出，企业规模是企业是否供给国际市场的重要因素［18］。王勇（2013）基于宁波市2007-2011年企业出口数据进行的研究表明，生产效率对出口具有重要促进作用［19］。

以上文献从不同方面分析了我国出口增长的各种影响因素，这为本文的相关研究奠定了坚实的基础，但上述研究或者从国家层面，或者从企业、行业层面来研究我国出口的影响因素，从国内省区层面研究国内市场规模对出口贸易影响的文献并不多见。本文拟使用国内30个省区1992-2013年的面板数据对我国省区层面出口增长的影响因素进行分析，特别强调基于市场整合的各省区国内市场规模对出口增长的作用。

三、各省区市场整合水平的测度

现有文献通常采用生产法、贸易法、价格法和经济周期法来测度市场整合水平，这些方法有各自的优点，但也都存在一些缺陷（洪勇，2014）［20］。笔者在本文中测度各省区市场整合水平时借鉴 Gluschenko（2010）、Gluschenko和Karchevskaya（2010）的思想，其精髓是：通过某一地区商品价格与该地区需求联系的密切程度来反映某地的市场整合水平［21-22］。经检索，尚未发现有国内外学者在实践中基于该思想来测度一国国内市场整合水平的文献。

（一）测度方法

通常一国任一商品市场是由空间上相互分离的众多子市场构成，如果该商品的价格在不同的子市场之间存在差异，在没有交易成本的情况下，市场上的参与者可以通过低买高卖的套购行为从中牟利，套购活动会使得不同子市场之间的价格差异逐渐缩小直至消失，“一价定律”得以成立，该市场就可以被认为是完全整合的。市场是完全整合的意味着商品在不同地区之间流动不会受到任何阻碍，反之，如果商品跨地区流动受到阻碍，则该市场就是分割的，不同地区子市场的价格就会存在差异。一般地，当一国市场整合水平较高时，如果该国某一地区某种商品的本地需求增加，短时间内，该地区该种商品的本地供给不会有太大变化，因此，该种商品在该地区的价格就会上升，由于该国市场整合水平较高，使商品的套购成本比较低，该商品在不同地区间的价格差异会导致商品的套购，充分的商品套购会使该地区该种商品的供给大幅增加，从而使该地区该种商品的价格下降，价格差异会逐渐缩小直至等于商品套购成本，因此，本地需求增加并不会导致本地价格明显上升；反过来，如果一国市场分割程度很高时，较高的商品套购成本会极大阻碍套购活动的开展，本地需求增加就会导致本地商品价格明显上升，由此可见，当一国市场整合水平较高时，某地的商品价格与该地区的需求不存在密切的关系，而当一国市场整合水平较低时，某地的商品价格与该地区的需求就存在较密切的关系。因此，笔者认为可以从本地商品价格与本地需求联系的密切程度来衡量某地的市场整合水平。具体地，本文通过对下式的估计以反映某地区的市场整合水平

其中，Pi、Di表示地区i某一商品的价格和需求，εit为随机扰动项。式（1）中的β就可以用来表示地区i某一商品市场在给定年份的市场整合程度。如果β＝0，就表明价格Pi不依赖于需求Di，该商品市场就是完全整合的；如果β≠0，说明Pi在一定程度上依赖于需求Di，该商品市场就不是完全整合的，β越大，市场整合程度越低。由于本文所关心的是总体商品市场整合的状况，而不是只研究某一种商品的市场整合程度，因而，在实证分析时所使用的价格并不是单一商品的价格，而是采用市场总体价格水平，此外，由于需求数据无法直接得到，故在估计时使用社会消费品零售总额数据来代替。

从式（1）可知，对于某一给定年份，地区i只有一次观测数据，因而无法估计得到的大小，为此笔者将式（1）写成如下差分形式

其中，Pij是指地区i与地区j（j＝1，2，3，…N；j≠i）的价格之差，即：Pij＝Pi-Pj，Dij是指地区i与地区j（j＝1，2，3，…N；j≠i）的需求之差，即：Dij＝Di-Dj，差分形式（2）式能解决观测次数不足的问题，在差分形式下，对地区i而言，其观测次数为N-1，因而能估计出β的大小。对一个幅员辽阔的国家而言，由地理距离造成的市场分割是难以避免的，如果不对地理距离加以控制，会导致式（2）所估计的系数变大，从而使市场分割程度被高估。故笔者在式（2）右边加入地理距离以得到如下的式（3）

利用式（3）估计出β就可以衡量各省区在各年的市场整合水平①本文研究样本包括除西藏之外的全国其他30个省区。。

（二）数据说明

1.各省区价格水平

本文使用国内30省区基于1992-2013年的总体价格水平数据进行实证分析。由于现有的各种统计年鉴和数据库通常只有价格指数的数据，要得到各年价格水平的数据必须要先知道某一基年的价格水平，然后再根据各年价格指数计算得出各年的价格水平。为此，笔者采用Brandt和Holz（2006）所测算的1990年中国30个省区的价格水平［23］，在此基础上根据各省区相应年份的商品零售价格指数（RPI）计算得到本文所需的价格水平数据，RPI数据来源于各年各省区的统计年鉴。

2.各省区需求水平

由于现有各种统计年鉴和数据库都没有报告需求数据，因此，只能采用与需求较为相近的支出数据来替代，具体地，本文在估计过程中使用的是社会消费品零售总额（用人均值表示，以剔除省区经济规模不同的影响）数据，该数据来源于各年各省区的统计年鉴。

3.省区间的距离

本文中采用的地理距离是指各省区省会城市之间的球面距离，数据来源于最新版的Google Earth。在进行实证分析时，各变量都已先期作了自然对数处理。

测度任一省区在任一年份的市场整合水平都需要利用式（3）进行一次估计，故测度30个省区22年的市场整合水平理论上需要进行660次估计，但重庆市在1997年才设立为直辖市，因此，重庆市1992-1996年这5年的数据无法获得，故最终需要利用式（3）进行655次估计即可②限于篇幅，笔者没有给出估计的用于反映各省区各年市场整合水平的β值。。

四、各省区国内市场规模的测算

市场规模的分析，最早可以追溯到Harris（1954）的研究，他通过构造市场潜力（规模）函数来解释美国制造业的区位选择，用本地区和其他各地区加权平均的购买力之和来表示某地区的市场潜力，其权数用地理距离的倒数表示［24］。笔者在估算各省区的市场潜力时借鉴了如下Harris（1954）的方法

其中，MSit是省区i在t年的市场规模，Yit和Yit分别表示省区i和j在t年的GDP，dij和dij分别表示省区i的内部距离和省区i、j之间的距离（各省区的内部距离笔者借鉴了Nitsch（2000）的方法［25］，即内部距离采用该省区的国土面积与圆周率之商的算术平方根来近似替代）。在用式（4）计算各省区的市场规模时隐含着一个假设条件，即：各省区之间的市场是完全整合的。但大量研究表明国内各省区之间的市场并非完全整合，因此，在计算国内市场规模时应考虑省区间的市场整合程度以更精确的估算市场规模（张应武，2012）［26］。虽然张应武（2012）在计算国内市场规模时考虑了国内各省区之间的整合程度，但他只将各省区之间的市场整合程度划分为两种状态，即：完全整合和完全分割这两种状态，并分别将市场整合水平赋值为1和0［26］。笔者认为这种做法欠妥，因为从各省区之间的市场整合状态看，它们既不可能是完全整合的，也不可能是完全分割的，故通过这种方法计算得出的市场规模也不可能太精确。

在本文的研究中，笔者基于 Harris（1954）［24］市场潜力函数和张应武（2012）［26］的思想，通过如下的式（5）来计算国内各省区的市场规模①限于篇幅，笔者没有给出所测算的各省区各年的国内市场规模。

五、中国省区层面出口的影响因素分析

在测算出基于市场整合条件下各省区的国内市场规模后，接下来笔者将对中国省区层面出口增长的影响因素展开分析，重点关心的是基于市场整合条件下各省区的国内市场规模是否对出口增长具有促进作用。分析的基本思路是将前述所测算的基于市场整合条件下各省区国内市场规模作为影响省区层面出口增长的核心变量引入到模型中。

（一）模型设定和数据说明

基于相关贸易理论和国内外学者的现有研究，笔者在研究中国省区层面出口增长的影响因素时，除了重点关注基于市场整合条件下各省区的国内市场规模外，还加入了一些对出口增长有重要影响的因素作为控制变量来进行分析。这些控制变量包括：区位变量、FDI、进口、生产效率、技术水平以及贸易伙伴国的GDP。据此，本文在实证分析省区层面出口增长的影响因素时，采用如下计量模型

其中，EXit表示省区i在t年的出口额；MSit表示省区i在t年的国内市场规模，其数据来源于上一节中对式（5）的计算；LOCit表示省区i在t年的区位，笔者以各省区的省会到海岸线的距离来表示，沿海省区到海岸线的距离用其内部距离表示，内陆省区到海岸线的距离则用其到最近的沿海省区的距离与该沿海省区的内部距离之和表示；FDIit表示省区i在t年所吸收的外商直接投资；LPit表示省区i在t年的进口额；表示省区i在t年的生产效率，以全员劳动生产率来表示；TECit表示省区i在t年的技术水平，用三种专利（发明、实用新型和外观设计）的受理量来表示；TPGDPit表示贸易伙伴国的GDP，以2013年中国前十大出口目的地GDP之和来表示；αi表示省区效应；αt表示时期效应；εijt为随机扰动项。对面板数据而言，如果αi、αt与解释变量相关，就应采用固定效应（FE，Fixed Effects）模型；反之，则采用随机效应（RE，Random Effects）模型。实践中，通常可以用Hausman检验来对固定效应和随机效应进行取舍。笔者预计，除了区位变量对出口有负面影响外，其他变量在某种程度上都能对出口起到促进作用，故笔者预期在实证分析中，除了区位变量的估计系数为β2负数外，其他解释变量的估计系数都应为正。

（二）估计结果及分析

表1报告了实证分析结果，其中，第（1）列给出了只含有核心变量国内市场规模而不含其他控制变量的基准模型估计结果，其他各列在基准模型的基础上，依次加入控制变量进行估计，以检验模型的稳健性。

从表1第（1）列基准模型的估计结果可知，基于市场整合条件下国内市场规模的估计系数有着与预期相一致的符号，且是高度显著的。此外，模型校正的R2也较高，这说明模型的解释力较强。在其他条件不变的情况下，如果某一省区的国内市场规模增加1%，其对外出口就会提高1.12%，这表明各省区国内市场规模的扩大有助于其出口的增长。

在表1第（2）-（7）列中，笔者在基准模型的基础上分别加入了前述6个控制变量，估计结果表明，各控制变量的估计系数都是高度显著的；除了区位变量的估计系数为负，其他几个控制变量的估计系数均为正，这与之前的预期相一致；各模型较高的校正R2说明模型的解释力较强。与基准模型相比，加入各控制变量后国内市场规模估计系数的符号保持不变，且都是高度显著的，其大小也只有少许变化，这表明各省区国内市场规模的扩大有助于其出口增长的结论在加入各控制变量后依然成立，模型具有良好的稳健性。其他条件不变时，各省区到海岸线的距离如果增加1%，则其出口就会下降0.82%，距离增加会导致包括运输成本在内的贸易成本上升，因而对出口起到了阻碍作用。如果各省区吸收的外商直接投资增加1%，则其出口就会提高0.27%，外资企业来华投资不仅看重中国巨大的市场潜力，而且也看重包括廉价劳动力在内的低廉成本优势，在中国生产能降低生产成本，提高产品国际竞争力，其生产的产品不只是在中国销售，还有很大一部分用来出口，故外商直接投资对出口具有促进作用。在其他条件不变的情况下，如果各省区进口增长1%，就会使其出口提高0.52%，进口促进出口主要有两方面的原因，一是进口具有技术溢出效应；二是我国出口贸易中加工贸易的比重较高，很多出口都是从国外进口原材料、机器设备在国内进行加工、组装和生产，然后复出口。在其他条件不变时，如果各省区全员劳动生产率提高1%，其对外出口就会增加0.45%，提高劳动生产率，能在相同的时间内生产出更多产品，降低生产成本，提高产品国际竞争力，因此，劳动生产率的提高能促进出口。如果各省区技术水平提高1%，其对外出口就会增加0.08%，与其他控制变量相比，技术水平对出口促进作用的力度要小得多，这表明我国的出口增长并不是主要由技术进步推动的，这也能在一定程度上反映出我国出口产品技术含量低，附加值少的现状。在其他条件不变时，如果贸易伙伴国的GDP提高1%，国内各省区的对外出口就会增加0.91%，其原因在于国外的经济增长会导致对我国产品需求的增加，从而能促进各省区的出口。

最后，在表1第（8）列中，笔者在基准模型的基础上加入各控制变量，估计结果表明，各变量估计系数的符号没有发生变化，除了外商直接投资的估计系数变得不显著和全员劳动生产率的估计系数的显著性有较大下降外（出现这种情况很可能是因为各解释变量之间存在一定程度的共线性），其他变量的估计系数在显著性上均没有大的变化。特别地，从核心解释变量国内市场规模的估计系数看，其符号依然为正且高度显著，只是系数值下降了，但并不改变本文在前述分析所得到的结论。由于在基准模型中不管加入何种控制变量都不改变国内市场规模对出口增长的重要作用，故这一结论是稳健、可靠的。

表1 30个省区出口增长影响因素实证分析结果

由上述分析可知，不管加入何种控制变量，模型的稳健性都较好。接下来，笔者将全国30个省区划分为东、中、西部三个子样本，从样本的角度再次检验模型的稳健性①东部地区包括京、津、冀、辽、沪、苏、浙、闽、鲁、粤、琼11个省市，中部地区包括晋、吉、黑、皖、赣、豫、鄂、湘8个省区，西部地区包括蒙、桂、渝、云、贵、川、陕、甘、宁、青、新11个省区。。东、中、西部省区出口增长影响因素的估计结果如表2-4所示。从东部地区的估计结果看，不管是基准模型还是逐一加入控制变量后的模型，国内市场规模在每一个模型中的符号都为正，且是高度显著的，表明对东部地区而言，基于市场整合条件下的国内市场规模对出口具有重要促进作用，这与用全国总样本所做的分析是一致的。对控制变量而言，在基准模型中逐个加入控制变量后，各变量估计系数的符号与用全国总样本进行估计时的结果保持一致，这说明各因素对东部地区出口的影响在作用方向上与全国是相同的。从各控制变量估计系数显著性上看，除区位变量变得不显著外，其余各控制变量依然保持高度显著。东部地区区位变量之所以不显著，笔者认为可能是由于东部省区之间距海岸线的距离差异并不大，即东部省区区位变量的取值比较集中，解释变量在取值上较小的变异性就可能导致该变量估计系数的不显著（Gujarati，2005）［27］。将各控制变量全部引入基准模型后，东部地区的估计结果与全国总样本的估计结果在系数符号、显著性和大小上没有出现太大变化。总的来看，东部地区估计结果与全国的基本一致，这说明模型的样本稳健性较好，不会因为样本的不同而使估计结果出现很大差异。

表2 东部省区出口增长影响因素实证分析结果

从中部地区的估计结果看，国内市场规模在每一个模型中的符号都为正且高度显著，表明对中部地区而言，基于市场整合条件下的国内市场规模是推动出口增长的重要因素，这与用全国总样本所做的分析是一致的。对控制变量而言，在基准模型中逐个加入控制变量后，各变量估计系数的符号与用全国总样本进行估计的结果保持一致，这说明各影响因素对中部地区出口的作用在方向上与全国是相同的。从各控制变量估计系数显著性上看，区位变量、FDI、进口和贸易伙伴国GDP的系数依然高度显著，只有全员劳动生产率和技术水平的显著性有所下降。将各控制变量全部引入基准模型后，中部地区的估计结果与全国相比没有发生很大变化。综合来看，中部地区估计结果基本与全国的情况保持一致，这说明模型具有良好的样本稳健性，不会因为样本的差异而使估计结果出现很大变化。

表3 中部省区出口增长影响因素实证分析结果

从西部地区的估计结果看，不管是基准模型还是逐一加入控制变量后的模型，国内市场规模在每一个模型中的符号都为正且高度显著，表明对西部地区而言，基于市场整合条件下的国内市场规模对出口具有重要促进作用，这与用全国总样本所做的分析是一致的。对控制变量而言，在基准模型中逐个加入控制变量后，各变量估计系数的符号与全国的结果保持一致，这说明各因素对西部地区出口的影响在作用方向上与全国是相同的。从各控制变量估计系数显著性上看，除全员劳动生产率和技术水平的估计系数变得不显著外，其余各控制变量依然保持高度显著。对于这两个变量不显著的原因，笔者预测，全员劳动生产率和技术水平要对出口产生影响需要达到一定水平，即存在一个对出口增长起作用的门槛值，达到或超过该门槛值后，这两个变量才会对出口产生影响。由于目前西部地区的劳动生产率和技术水平还比较低，很可能并没有达到该水平，故对西部地区而言，这两个变量现阶段还无法对出口产生显著影响。将各控制变量全部引入基准模型后，西部地区估计结果与全国相比没有发生很大变化。总的来说，西部地区的估计结果与全国的基本一致，这说明模型的样本稳健程度较高，不会因为样本的变化而使估计结果出现较大改变。综上所述，利用东、中、西部地区三个子样本进行估计所得的结果与全国总样本的估计结果基本保持一致，因此，本文的实证分析结果具有很强的样本稳健性。

表4 西部省区出口增长影响因素实证分析结果

六、结论与政策建议

本文基于1992-2013年的省级面板数据从省区层面研究了出口增长的影响因素，特别强调了基于市场整合的各省区国内市场规模对出口的作用。首先采用一种还未在文献中使用过的新方法测度了国内各省区的市场整合水平，然后基于市场整合水平测算了各省区的国内市场规模，并将其作为核心变量引入到省区层面出口增长决定因素的实证模型中。实证结果显示，基于市场整合条件下的国内市场规模对出口增长具有重要促进作用，该结论不因模型控制变量的不同而不同，显示出了很高的稳健性。此外，除区位因素对省区出口起阻碍作用外，外商直接投资、进口、劳动生产率、技术水平和贸易伙伴国的经济增长都在不同程度上对省区层面的出口具有促进作用。利用东、中、西部地区三个子样本所做的实证分析结果与全国的情况基本一致，因而本文的分析结果具有很强的样本稳健性。

基于上述研究结论，笔者认为除了坚持已有的促进对外出口的政策外，还应该从以下几个方面着手采取相应措施推动我国省区层面的对外出口。（1）由于各省区国内市场规模对省区层面出口具有重要推动作用，因此，各级地方政府应该采取措施消除人为造成的市场分割，通过提高省区间的市场整合程度来扩大市场规模以促进出口。（2）通过加大交通基础设施投入以“缩短”空间距离，尽量降低对外出口的国内运输成本，这能在一定程度上减轻区位因素对出口的阻碍作用。（3）各级地方政府应该继续坚持大力引进外资的政策，通过吸收外资不仅可以通过“三资企业”直接促进各省区的出口，而且外资流入能产生“技术溢出”效应，从而可以间接推动出口。（4）对于国内所稀缺的资源、能源和原材料，或者是受技术和能力限制而无法在国内生产的产品进口，各级政府应该进行政策倾斜，通过刺激这类产品进口以推动相关产品的出口，同时，对于进口加工复出口的加工贸易而言，不应该对这种贸易方式下的进口加以限制。（5）由于教育可以通过提高国民素质来提高劳动生产率，故各级政府应加大教育投入，各企业也应该注重对在岗员工的再教育和技能培训以提高劳动生产率。（6）各级政府应该制定相关政策以刺激研发投入的增加和从国外引进先进技术，这样可以提高我国出口产品的技术含量和附加值，推动我国从出口大国向出口强国的转变；同时，中、西部地区还应注重与东部发达省区的技术交流与合作，争取在较短的时间内以较低的成本尽快提高中、西部地区的技术水平，这对技术水平较低的中、西部地区来说尤其重要。

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