我国国内市场一体化的影响因素分析——基于面板数据的检验

崔庆波 梁双陆

（云南大学，昆明 650091）

我国国内市场一体化的影响因素分析
——基于面板数据的检验

崔庆波 梁双陆

（云南大学，昆明 650091）

在使用价格指数法测算出我国国内市场一体化程度的基础上，本文实证检验我国国内一体化的影响因素。结果表明，地方保护倾向与国内市场一体化水平负相关；铁路营业里程增长与国内市场一体化水平正相关，公路里程增长与国内的市场一体化负相关；CAFTA建设对国内市场一体化具有显著正向作用，有利于推进国内区域经济协调发展；区域GDP差异加剧了地方政府本地市场偏好。这对我国促进国内市场整合与区域协调发展具有现实意义。

市场分割 国内市场一体化 一体化指数 地方保护 CAFTA建设 区域GDP

引言

我国国内市场存在地方分割已被众多学者所证实。行伟波和李善同 （2009）指出，我国国内市场一体化较低，主要表现在地区间存在较大的贸易壁垒和较高的运输成本，各省区的产品价格水平在长期缺乏收敛趋势，各省的产业结构趋同，地区产出与比较优势相背离和财政分权制度下形成的地方保护主义使地方政府更倾向于扶持本地企业。为此，提高国内市场一体化水平一直是我国经济改革发展的重要目标。

当前，我国国内市场一体化水平不断提高已成为共识，但关于市场一体化影响因素的实证研究尚显不足。为了继续推动我国国内市场一体化水平的提高，从而更好地促进区域经济协调发展，本文系统梳理了我国国内市场一体化的影响因素，并在实际测算国内市场一体化指数基础上，建立计量模型，对相关影响因素进行实证检验。

1 文献综述

我国国内市场一体化化水平的研究主要集中在测度、趋势和成因分析三方面。其中，关于我国国内市场一体化的测算结果和趋势分析已经逐步达成一致。行伟波和李善同 （2010）指出，目前比较成熟的测度方法主要有3种：（1）贸易流量法。主要是通过国内贸易的增长情况判断国内市场一体化水平，其难度主要在于国内贸易量特别是省际贸易量缺乏直接统计，存在数据和方法上的限制。 （2）产出法。主要是根据产出结构、产出效率和经济周期的同步性来检验市场一体化水平。（3）价格法。主要从 “冰山贸易成本”和“一价定律”出发，根据商品价格的差异衡量市场的一体化水平。虽然在较早前，以Young（2000）、Poncet（2003）为代表的研究者认为，我国国内市场分割非常严重，而且趋于上升。但近年来，通过研究方法和数据的改进，蔡昉等 （2002）、白重恩等 （2004）、李善同等 （2004）和盛斌等 （2011）更多学者的研究表明，我国国内市场分割呈现逐步减轻态势，区域市场日趋整合，一体化水平在不断提高。

在市场一体化的影响因素方面，根据现有文献的讨论，我国国内市场一体化主要受3类因素的影响。

1.1 政府因素

研究表明，地方政府的本地偏好是市场分割的重要原因。从本地偏好的形成原因来看，Young（2000）的观点认为，我国的地方市场分割实际上是陷入了渐进性改革陷阱，渐进性改革和财权下放，使地方政府成为既得利益者，而保护既得利益的冲动又诱使地方政府滥用行政权力，进一步制造资源扭曲。这种行政分权导致地方保护和市场分割的观点得到了众多国内学者的认同。周黎安 （2004）则指出，政治晋升博弈中的政绩竞争才是导致地方保护主义盛行并形成市场分割的原因。鲁勇 （2002）、洪银兴和刘志彪 （2003）认为，以省为界限的行政区域管理模式导致了行政区经济现象，省际边界成为国内市场一体化的主要障碍。毛其淋等 （2012）则指出，在对外经济开放与区域市场整合存在替代效应的前提下，对外经济开放水平越高的地区，其区域市场整合对省际全要素生产率的影响越小，反之亦然。这就形成了一个国内市场一体化的困境：对外经济开放水平高的东部地区推动市场一体化整合的能力较强，但潜在收益较小，动力不足；而亟待通过国内市场整合，加快经济发展和承接东中部地区产业转移的内陆地区虽然潜在收益大，但推动能力较弱，使得国内市场整合难以实现。因此，改革开放以来我国的国内市场一体化主要是中央政府在强力推动，而地方政府的积极性却不高。

1.2 基础设施

从贸易视角，省际贸易强度可以表征国内市场一体化水平，而公路和铁路交通基础设施是决定国内贸易成本的重要因素，对省际贸易强度和市场一体化水平具有重要影响。传统贸易理论指出，贸易量主要受到经济规模、地理距离和贸易自由度的影响。在距离和经济规模一定的情况下，以交通基础设施为基础的贸易成本是省际贸易的决定性因素。同等条件下，基础设施越完善，商品的区际流动障碍越小，两个地区的一体化程度也就越高；反之，则两个地区的市场一体化程度就越低。陈宇峰、叶志鹏 （2014）的研究结果显示，公路里程增长与国内的市场一体化负相关。Andrabi和Kuehlwein（2010）研究了铁路发展对印度国内市场整合的作用，发现铁路发展可以解释20%的价格趋同现象。

1.3 国际贸易

开放经济条件下，国内市场和国际市场在生产、流通和消费环节都有着十分密切的联系。在省际边界的屏蔽作用下，国内贸易与国际贸易之间存在替代关系。这意味着对外经济环境的变化会通过影响国际贸易，间接影响国内贸易，从而对国内市场分割程度造成影响。郭树清 （2007）指出中国经济的对外失衡来自内部失衡，对外贸易扩张可部分归因于内需不足。这实际上意味着地方政府具有用国际贸易替代省际贸易的压力。同时，自由贸易区对国际贸易的促进作用已经取得广泛共识，对国内市场一体化的影响也得到初步验证。当前以自由贸易区为主要形式的国际经济一体化，主要是通过关税和非关税壁垒的消减和贸易自由化、便利化措施降低国界的边界效应。而这种外部边界效应的变化，必然会通过地方政府在国际贸易和区际贸易之间的权衡而对内部边界效应和内部市场一体化产生影响。赵永亮等（2009）研究指出，我国内部市场一体化的推进和外部市场一体化目标具有一致性，我国国内市场一体化与国际市场一体化具有同步性特征，国内市场一体化水平的提高有利于国内市场一体化。

鉴于目前对我国国内市场一体化水平的测度及其结论已经比较充分，但对我国国内市场一体化影响因素的实证研究尚不多见，本文拟在测度国内市场一体化指数的基础上，综合上述影响因素，通过构建计量经济模型，对我国内部市场一体化的影响因素进行实证分析。

2 市场一体化指数测算

本文采用价格指数法对我国国内市场一体化指数进行测算。选择的时间跨度为1990～2012年，采用零售价格分类指数中的8类商品 （包括商品、食品、粮食、水产品、日用品、中西药品、书报杂志、燃料等）的零售价格指数的分省数据。各年数据均来自 《中国统计年鉴》。由于重庆、海南、西藏数据不全而未列入样本。利用以上包括时间、地区和商品的三维面板数据 （23×28×8），采取一阶差分计算相对价格方差，即：

由于邻省之间的市场分割程度是判断整体市场分割水平的重要依据 （陈敏等，2007），本文对28个省区市按照是否接壤进行了配对，形成61对接壤省区①，并根据式 （1）求出不同时期61对接壤省区的11224个 （＝23×61×8）相对价格方差

由于相对价格波动只与幅度相关，而与方向无关 （即不受接壤省区样本顺序的影响），故对式（1）表征的相对价格方差取绝对值同时，由于不同类别商品的价格方差本身会存在不同水平的差异，为了避免商品异质性导致的不可加性，采取去均值的方法来消除商品的固定效应。

以此类推，按照式 （2）可以求出所有11224个 （＝23×61×8）的观测值。这里，才是最终用于计算方差价格变动的指标，其方差记为Var（qijt）。Var（qijt）表征的是给定时间下配对省区之间8类商品的相对价格波动的方差。在此，由于Var（qijt）通过式 （2）剔除了与商品自身特征相关的信息，已经能够直接反应在特定时期两个接壤省区相对价格的波动范围。

通过逐年对给定配对省区计算Var（qijt），可得到61组省份23年的时间序列，共包括1403个（＝61×23）Var（qijt）的观测值。这些观测值能够反映不同接壤省区之间市场分割程度。

为了获得市场一体化指数，参照盛斌、毛其淋 （2011）的方法，本文在市场分割指数的基础上进一步构造国内市场一体化指数如下：

依据式 （3），得到1403个表征接壤省区之间市场一体化指数。为了进一步判断某个省区的市场分割程度，可以将61组观测值以省为单位合并，例如，云南的市场一体化程度指数就是取云南与广西、云南与贵州、云南与四川3组指数的平均值，以此类推，得到28个省区的一体化指数，共644个 （＝28×23）数据②，记为INDEXit。

按照式 （1）～（3）测算的国内各省区、各地区和全国整体市场一体化指数相关结果如下。

2.1 各省区的市场一体化指数

以省为单位，对各省依次取与接壤省区的一体化指数平均值即得到各省市场一体化的平均水平。作为一种非参数估计方法，核密度估计是研判数据动态变化的有力工具。本文使用全国28省区国内市场一体化指数绘制的核密度图 （见图1）显示，1990年以来，除1995年外，历年的核密度图均呈现单峰形态，峰值呈现持续下降态势，变得更加平坦，同时密度曲线整体向右移动。其中2000年以后的右移趋势更为显著。这表明，在全国28省区的一体化水平仍稳步提高 （曲线向右平移）的同时，省际之间的一体化水平差异也呈持续扩大趋势 （曲线变平坦）。

图1 全国28省区国内市场一体化指数核密度图

2.2 国内各区域的市场一体化指数

在测算出各省区一体化指数的基础上，将各省区一体化指数Integit按不同区域板块分组并取平均值，就得到不同区域的市场一体化指数。按照东、中、西分组的结果显示，3个区域的市场一体化程度都呈收敛趋势。但在1990～2012年的大多数时期，3个地区的市场一体化呈现了东部最低，中部次之，西部最高的特征。这与桂琦寒（2006）、刘再起和徐艳飞 （2013）的结论基本一致；同时，也验证了陆铭和陈钊 （2009）关于具有较高经济发展水平和经济开放程度的地区具有更强烈的市场分割动机的判断。说明在过去较长时期，东部地区外向型经济发展模式使得东部市场分割十分显著，中部和东部地区之间非对等的市场整合程度和中部较东部更低的市场分割表明中部地区确实面临一定的边缘化压力。随着东部地区更加依赖国内市场，东部地区的市场分割实现了较快下降，提升了国内市场一体化水平。见图2。

图2 东部、中部和西部地区市场一体化程度变化趋势 （1990～2012年）

2.3 全国整体的市场一体化指数

继续按年对28省区的分割指数取平均值，可得到23个能够反映全国国内市场一体化程度的时间序列③。与大多数学者的测算结果相同，本文的测算数据显示，除了上世纪90年代初期国内市场一体化程度有所下降外，1995年以来，全国市场一体化水平不断上升，市场呈现一体化整合趋势。桂琦寒等 （2006）已经通过面板单位根检验证明，这种以相对价格的方差运动表征的国内市场一体化进程属于规律性的逐渐收敛过程。图3显示了本文国内市场一体化指数的变化趋势。

图3 国内市场一体化程度的变化趋势 （1990～2012年）

3 模型设定及数据说明

现有文献的研究表明，我国国内市场分割主要受政府的本地产品偏好和地方保护、决定省际贸易成本的基础设施和对外贸易3类因素的影响。为此，本文引入地方政府财政收入占GDP比重测度财政分权下的本地偏好和地方保护动机，引入公路和铁路里程基础设施水平表征国内区域贸易成本，引入是否属于同一个自由贸易区和对外贸易占GDP比重两个指标测度我国对外贸易发展。计量模型设定如下：

其中，下标i为省区，t为时间。INDEX各省区国内市场一体化指数；GOV为地方政府的本地偏好，TRADE为各省区对外贸易比重，RAIL为各省区铁路里程占全国比重，ROAD为各省区公路里程占全国比重。各项数据均根据历年 《中国统计年鉴》整理计算。FTA为表征自由贸易区建设的虚拟变量，这里采用目前我国全面建成的最大自由贸易区中国——东盟自由贸易区替代。为克服CAFTA建成时间较短的问题，本文根据CAFTA于2005年7月开始实施全面降税的实际，选择对2006年及以后赋值为1，之前为0，各省区市取值一致。各主要变量的含义和描述性统计见表1。

表1 主要变量的含义

4 实证结果分析

全国28个省区市1990～2012年的平衡面板数据的描述性统计结果见表2。

表2 主要变量的描述性统计

使用stata12.1软件对面板数据分别进行混合OLS、FE和RE估计，其回归结果见表3。

表3 回归结果

表3分别报告了不同方法的估计结果。其中，列 （1）、（3）、（5）是考虑自由贸易区和地方政府本地偏好两个变量的情形，列 （2）、（4）、（6）是把对外贸易、公路和铁路里程纳入模型的解释变量后的结果。在各次回归结果中，自由贸易区和地方保护倾向对国内市场一体化水平的影响保持一致，自由贸易区与国内市场一体化水平正相关，而地方政府本地偏好则与国内市场一体化负相关。

从包含两个解释变量的模型来看，表3列（1）报告了使用混合最小二乘法的估计结果，列（3）和列 （5）分别是固定效应 （FE）和随机效应（RE）的回归结果。hausman检验的P值为0.8，无法拒绝原假设，回归系数不存在系统差异，随机效应模型优于固定效应模型；另外，由于随机效应模型的P值在0.01水平上显著，表明随机效应模型优于混合OLS，同时，Breusch and Pagan LM检验结果显著，也说明随机效应模型优于混合OLS模型，故最终选择随机效应模型。后续包括两个解释变量的分析将以随机效应模型为基础。

从包含5个解释变量的模型来看，在列 （2）、（4）和 （6）基础上，hausman检验的P值为0.44，无法拒绝原假设，随机效应优于混合 OLS；Breusch and Pagan LM检验结果显著，说明随机效应模型优于混合OLS模型，故而仍然选择随机效应模型。后续包括5个解释变量的分析也将以随机效应模型为基础。

表3列 （3）和列 （4）的结果均表明，中国东盟自由贸易区的建成对国内市场一体化水平的提高均有显著的推动作用，而地方政府的本地偏好则始终是显著的阻碍因素。

为解决解释变量的内生性问题，本文引入市场接近度作为对外贸易开放度的工具变量。考虑到我国对外贸易以海运为主，这里的市场接近度采用各省区到最近的主要出海港口 （广州、上海和天津）的距离作为对外贸易的工具变量，其中，出海港口的省区距离视为为0。同时，本文进一步考虑地方政府本地偏好的内生性。鉴于地方政府本地市场偏好主要是为了在GDP竞标赛中胜出，其中最重要的目标是实现对周边省区GDP的赶超。因此，本文建立GDP领先度作为地方政府本地偏好的工具变量。具体地，把各省区按照东中西区域归属进行划分，分别取年度内各省区GDP的平均值作为区域GDP的基准，然后用各个省区GDP减去区域均值，再除以区域均值并乘以100，得到各省份的GDP领先度。相关数据来自中国统计年鉴。结果见表4。

表4 工具变量回归结果

表4是使用工具变量的GMM回归结果。其中，列 （1）～（3）和列 （4）～（6）分别是包含3个和5个解释变量的模型。各次回归结果都证实了中国东盟自由贸易区的建立对我国国内市场一体化存在显著的正向拉动，FTA都在1%的水平上保持显著。

列 （1）是把GDP领先度作为地方政府本地偏好的工具变量的回归结果。最小特征值统计量大于10%水平上的临界值，拒绝 “弱工具变量”的原假设，所选工具变量与内生变量存在较强相关性。列 （2）是把市场接近度作为对外贸易的工具变量的回归结果。最小特征值统计量也显示了工具变量与内生变量存在较强相关性。列 （3）是同时引入两个工具变量的回归结果。在列 （1）～（3）的回归中，FTA对国内市场一体化水平的影响始终保持在1%水平上显著。列 （4）是把滞后一期的地方政府本地偏好的工具变量的回归结果。最小特征值统计量原大于10%水平上的临界值，拒绝 “弱工具变量”的原假设，所选工具变量与内生变量存在显著相关性。列 （5）是把市场接近度作为对外贸易的工具变量的回归结果，列 （6）是把滞后一期的地方政府本地偏好和市场接近度两个工具变量同时引入的回归结果。由于列 （5）和列 （6）回归的最小特征值统计量远都拒绝 “弱工具变量”的原假设，所选工具变量与内生变量存在较强相关性。在所有的回归结果中，自由贸易区和地方政府本地偏好两个核心变量都保持显著，系数都保持高度一致。值得注意的是，虽然基础设施在各次回归结果并不显著，但并不影响得出CAFTA的建立显著提高了国内市场一体化水平的基本结论。

5 回归结果的稳健性分析

为了检验分析结果的稳健性，本文针对全国28个省区的面板回归结果进行了以下3个方面的检验。

5.1 对工具变量进行替换

按照一般性的做法，采用变量GOV、FDI、RAIL、ROAD的滞后一期作为工具变量，进行了面板模型回归。与之前的在各次回归结果相比，没有对变量的显著性造成实质影响，回归系数的符合保持一致，结果见表5列 （1）～（2）。FTA和 GOV都在1%的水平上保持显著。

5.2 剔除样本中的极值

以2012年为基准，分别把全国28个省区中市场一体化程度处于最高和最低水平的10%的省区剔除，分别剔除了最高的上海 （193.9）和浙江（151.1）以及最低的安徽 （43.7）和河南 （42.1），然后进行再次回归，发现各变量，特别是自由贸易区的影响仍然保持显著，结果见表5列 （3）～（4）。这表明样本中的极端样本的存在并不影响本文结论的稳健性。

5.3 对自由贸易区的赋值进行调整

区别于前文从2006年起赋值为1，本部分把2010年CAFTA全面实施作为赋值分界点，之前赋值为0，滞后赋值为1。结果见表5列 （5）、列（6）。估计结果显示，自由贸易区、地方政府本地偏好、对外贸易等变量都至少在5%的显著性水平上显著，估计系数符号也没有发生变化，这表明，本文中国东盟自由贸易区的建立有利于我国国内市场一体化程度的提高，估计结果具有较强稳健性。其中，由于赋值为1的年份从2006年后推到2010年，使得FTA对一体化的解释力下降，从而使整个模型解释力略有下降也符合预期。

表5 稳健性分析结果

7 结论及启示

本文运用价格指数法对国内市场一体化程度进行了测算，并在此基础上引入能够反映地方政府、基础设施和国际贸易3个因素的变量对我国国内市场一体化的影响因素进行了实证分析。本文的主要结论如下。

7.1 地方保护倾向与国内市场一体化水平负相关

在我国财政分权体制下，地方政府的本地偏好强化了国内市场分割，地方政府为了保护本地企业而对市场进行过度干预，造成了跨地区贸易成本的加大。

7.2 基础设施对国内市场一体化存在不同影响

铁路营业里程增长与国内市场一体化水平正相关，有利于国内市场一体化；公路里程增长与国内的市场一体化负相关。公路与国内市场分割正相关可能是由于营业里程分布不均衡造成的。与铁路相比，公路在跨省远程运输的方面具有明显的成本劣势。因此，进一步加大落后省区铁路网的建设显然有利于提高国内市场一体化水平。

7.3 CAFTA建设对我国国内市场一体化具有显著的正向作用

从实证结果来看，以降低外部边界效应为主的自由贸易区降低了国内市场分割，提高了国内市场的一体化水平。这表明，CAFTA的建立直接加强了我国与东盟各国接壤的边疆省份的沿边开放进程，CAFTA带来的市场扩大效应改善了西部地区承接产业的条件，促进了产业从东部到中西部的梯度转移，从而消减了市场分割，为内陆沿边联合开放提供了条件。当前我国加快实施自由贸易区战略有利于推进国内区域经济协调发展。

7.4 各省区到出海港口距离对贸易开放度有显著影响

考虑到我国主要对外贸易省区分布存在显著区域特征，同时我国对外贸易以海运为主，本文引入各省区到市场接近度作为对外贸易开放度的工具变量。具体地，市场接近度采用各省区到最近的主要出海港口 （广州、上海和天津）的距离作为对外贸易的工具变量。结果显示，市场接近度是对外贸易开放度的有效工具变量，各省区到出海港口距离对贸易开放度具有显著影响。

7.5 区域GDP差异加剧了地方政府本地市场偏好

考虑到地方政府受 “GDP竞标赛”的影响实现对周边省区GDP的赶超是地方政府的首要目标之一。为此，本文建立GDP领先度作为地方政府本地偏好的工具变量。具体地，把各省区按照东中西区域归属进行划分，分别取年度内各省区GDP的平均值作为区域GDP的基准。结果显示，GDP领先度是地方政府本地偏好的有效工具变量，区域GDP差异加剧了地方政府本地市场偏好。

本文从经验层面解释了我国国内市场一体化影响因素，但其中蕴含的动力机制和逻辑联系仍待进一步研究和探索。

注释：

①剔除海南、重庆和西藏后，行政边界意义上的接壤仅有58对，把被重庆间隔的四川与湖北、四川与湖南、贵州与陕西视为接壤省区加入，则达到61对。

②由于考察范围限定于相邻省份，所以在严格意义上来说，本文的市场分割和一体化程度指的是某一省区与所有接壤省区之间的平均分割水平和平均一体化程度。但正如陈敏等 （2007）所指出的那样，某个省区在对周边地区设置贸易壁垒时，对距离更远的省份也不会例外，因此接壤省区之间的平均水平也能很好地反映一个省区的市场分割程度。刘小勇 （2013）的研究已经证明采用全部省份计算得到的市场分割指数与采用相邻省份得到的结果基本一致。这既保证了市场一体化指数的一致性和可靠性，又显著降低了计算量。

③实际上，如果不需要比较各省的市场分割情况，全国市场分割指数可以通过直接逐年对61组接壤省区的Var（qijt）取平均值得到。文中方法相当于把61组数据进行了两次平均，首先是以省为单位对接壤省份求平均，得到一个表征单个省份分割程度的指标，其次是在28个省区之间求平均，得到一个表征全国市场分割程度的指标。

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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

（责任编辑：史 琳）

2015—10—07

本研究系国家社科基金青年项目 （项目编号：15CJL051）、云南省哲学社会科学规划项目 （项目编号：YB2013115）、云南省教育厅科学研究基金项目 （项目编号：2013Y381）阶段性成果。

崔庆波，云南大学经济学院助理研究员。研究方向：区域经济一体化。梁双陆，云南大学发展研究院博士生导师。研究方向：空间经济学。