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    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)

    2018-02-27 09:11:17
    財(cái)貿(mào)研究 2018年1期
    關(guān)鍵詞:開放度貿(mào)易變量

    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。

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