高質量發(fā)展目標下市場分割的效率損失與優(yōu)化路徑

□ 鄧慧慧 楊露鑫

內容提要 中國經濟發(fā)展進入新時代，推動區(qū)域一體化，提高生產效率是實現經濟由高速增長向高質量發(fā)展階段轉換的重要支撐。本文采用廣義傾向得分匹配方法，評估了國內市場分割強度對地區(qū)生產率的連續(xù)定量影響。研究發(fā)現：（1）國內市場分割對地區(qū)生產率存在“倒U型”的非線性效應，即地區(qū)生產率隨著市場分割強度的增加先上升后下降。目前東、中、西部分別約有89%、85%、95%的觀測點處于“倒U 型”曲線的左側，市場整合還存在很大的改善空間。（2）動態(tài)分解發(fā)現，市場分割主要通過規(guī)模效率、技術效率和技術進步三個渠道影響地區(qū)生產率。（3）市場分割會導致市場扭曲，從而引起資源配置效率的損失，而進一步擴大對外開放、注重人力資本培育和加大研發(fā)投入，能夠緩解市場分割所帶來的負面影響。本文的研究發(fā)現既是對“使市場在資源配置中起決定性作用”這一頂層設計的學術呼應，也為“經濟高質量發(fā)展要以效率提升為基礎”的改革方向提供了有益參考。

一、引言

中國經濟發(fā)展進入新時代，十九大報告明確做出了經濟由高速增長轉向高質量發(fā)展的判斷，生產效率提升是高質量發(fā)展的主要表現，資源配置效率的改善是推動階段轉換的重要支撐。理論與實踐表明，市場配置資源是最有效率的方式，市場化配置效率的提高取決于要素的自由流動，但在中國資源配置的現實情境中，市場分割的影響廣泛而深刻。厘清地區(qū)市場分割與生產率之間的邏輯鏈條可以更加具體地把握生產要素自由流動所面對的困難與挑戰(zhàn)，找到改善資源配置效率的有效路徑，更好地支撐經濟高質量發(fā)展。

傳統(tǒng)比較優(yōu)勢理論認為，區(qū)域一體化能夠促使每個地區(qū)按照自身的比較優(yōu)勢進行專業(yè)化分工，從而推動資源在區(qū)域內的優(yōu)化配置。但由于地方官員晉升錦標賽（Young，2000；Bai等，2008；任志成等，2014）、提高區(qū)域分工地位（陸銘等，2004）等動因，導致“以鄰為壑”的地區(qū)性市場分割長期存在（Poncet，2003；Park和Du，2003；桂琦寒等，2006；張昊，2014）?，F有文獻分別從微觀和宏觀兩個視角研究市場分割的經濟效應。其中，基于微觀視角的研究側重于分析市場分割對企業(yè)全要素生產率（Ederington和Mc Calman，2011；徐保昌和謝建國，2016；劉維剛等，2017）以及對企業(yè)出口的影響（張杰等，2010；趙玉奇和柯善咨，2016；呂越等，

2018）。而基于宏觀視角的研究多集中在地方保護或市場分割對本地經濟增長（陸銘和陳釗，2009；付強，2017）以及對區(qū)域協(xié)調發(fā)展的影響（徐現祥和李郇，2005；范劍勇等，2010；陸銘和向寬虎，2014）。

已有文獻為研究市場分割的經濟效應提供了豐富和深刻的洞見，但要轉向高質量發(fā)展不僅要從微觀層面關注企業(yè)生產率，更要從宏觀層面把握地區(qū)的整體效率提升和長期的穩(wěn)定發(fā)展，但鮮有文獻從市場分割的角度來考察中國宏觀經濟增長質量。因此，本文首先采用“相對價格法”來衡量2004-2016年各個地區(qū)的市場分割指數，并使用數據包絡分析方法估計地區(qū)生產率。其次，通過廣義傾向得分匹配方法和工具變量法深入考察市場分割強度對地區(qū)生產率的效應，并進一步基于改進后的Malmquist 生產率指數分解來挖掘市場分割影響地區(qū)生產率的機制和路徑，以及市場分割對區(qū)域資源配置效率的影響。

與已有文獻相比，本文的創(chuàng)新點在于：第一，研究視角的創(chuàng)新。在分析市場分割對地區(qū)生產率的短期影響的基礎上，研究市場分割的動態(tài)效應，并進一步從國家整體經濟增長質量層面評估市場分割產生的效率損失，為新常態(tài)下經濟高質量發(fā)展提出針對性建議。第二，研究方法的創(chuàng)新。首次采用廣義傾向得分匹配（Generalized Propensity Score Matching，GPSM）方法，在每一個市場分割強度上考察分割對地區(qū)生產率的連續(xù)定量影響，這也是本文的主要貢獻所在。要深入討論市場分割如何影響地區(qū)生產率，必須控制自選擇效應的偏差，但是由于市場分割強度是一個連續(xù)型變量，缺乏市場分割地區(qū)的反事實信息，因此通過廣義傾向得分匹配方法，在控制組的樣本中選取與處理組盡可能相似的個體來進行比較可以很好地控制自選擇效應。同時，將市場分割強度這一連續(xù)型變量作為處理變量，也克服了傳統(tǒng)PSM 方法僅適用于變量為0或1的二元變量的局限性。第三，內生性問題的處理。以高鐵開通作為一項準自然實驗構建市場分割的工具變量，由此借助雙重差分思想，來克服反向因果關系所引起的潛在內生性偏誤，使得結論更為穩(wěn)健可靠。

本文余下部分安排如下：第二部分介紹實證模型、變量和數據；第三部分報告實證檢驗結果；第四部分為穩(wěn)健性檢驗；第五部分匯報進一步的作用機制估計結果；最后是本文結論和政策啟示。

二、計量模型與變量、數據

（一）計量模型

由于地區(qū)的市場分割不是一個隨機事件，科學準確地評估市場分割對地區(qū)生產率的影響并不容易。本文采用廣義傾向得分匹配方法（GPSM）進行“反事實分析”，這樣可以避免因觀測變量不隨機導致的結果偏誤。同時，與傳統(tǒng)的傾向得分匹配（PSM）方法相比，GPSM 方法通過估計出“個體劑量反應”函數（Unit-level Does-response Function）和“平均劑量反應”函數（Average Does-response Function），可以在給定連續(xù)的處理變量和廣義傾向得分下描述任一連續(xù)處理水平上所對應結果的條件期望，突破傳統(tǒng)PSM 方法將處理變量局限于二值變量的不足，同時又能消除觀測樣本的地區(qū)特征所帶來的結果偏差，即控制“自選擇效應”，因此適合評估市場分割連續(xù)變量對地區(qū)生產率的處理效應。（Pairwise Treatment Effect）

基于Hirano和Imbens（2004）提供的方法，本文分三個步驟來估計在每一個市場分割強度上市場分割對地區(qū)生產率的影響。第一步，控制匹配變量X 后，本文采用Papke和Wooldridge（1996）提出的Fractional Logit 模型，在廣義線性模型框架下最大化伯努利對數似然函數，來估計市場分割強度的概率，并計算得出廣義傾向得分R?，其中，R?可以理解為市場分割達到某個程度的概率（GPS）；第二步，利用市場分割強度seg及其概率R?構造地區(qū)生產率tfp的條件期望模型；第三步，利用第二步的估計結果，并根據設定好的步長劃分市場分割強度，通過“平均劑量反應”函數比較平均地區(qū)生產率在兩個不同市場分割強度水平上的差異，并得到市場分割強度變化對地區(qū)生產率影響的處理效應。

（二）核心指標構建與數據處理

1.市場分割的測度

本文沿用陸銘和陳釗（2009）中的9 類商品作為衡量市場分割指數的參照商品，通過測算接壤省份間的相對價格差異來衡量地區(qū)的市場分割指數。由于海南的特殊地理位置以及重慶和西藏兩個地區(qū)的數據缺失，故在樣本數據中將其剔除。測算市場分割過程中所使用的數據均來自2005-2017年的《中國統(tǒng)計年鑒》。市場分割指數的計算公式如下：

2.地區(qū)生產率的估計

關于地區(qū)生產率的衡量，本文采用數據包絡分析（DEA）對地區(qū)生產率進行估計。DEA 方法不用確定生產函數的具體形式，具有較強的客觀性。然而，該方法僅能處理靜態(tài)的生產率指數變化，而要對生產率指數的變化進行動態(tài)測量，還需要結合Malmquist 指數分析法共同探討地區(qū)生產率指數的變化及其影響因素。具體來說，我們以各省份的固定資本存量和總的就業(yè)人數為投入，以各省份的GDP 為產出，利用Malmquist 指數分析法，在剔除外部影響因素的基礎上，對地區(qū)生產率進行科學評估。根據計算，樣本地區(qū)的地區(qū)生產率均值為0.9338，圖1 描述了地區(qū)生產率和市場分割強度之間的函數關系，直觀來看，地區(qū)生產率與市場分割強度之間呈現出明顯的非線性關系，下文將進一步通過實證分析進行驗證。

圖1 地區(qū)生產率與市場分割強度的擬合關系

3.匹配變量

在運用GPSM 方法獲得市場分割強度對地區(qū)生產率的因果效應估計時，首先需要對地區(qū)進行匹配，以滿足平行趨勢條件假設，這就要求選取合適的匹配變量X 以保證公式（2）的成立。其中，匹配變量X 應該既能影響地區(qū)生產率的提升又會影響地區(qū)市場分割的程度。因此，根據現有文獻，本文設置如下匹配變量：（1）分別用進出口總額（trade）、實際利用外資額占GDP 比重衡量對外開放度（fdi）；（2）用政府財政支出占GDP 比重衡量政府干預度（gov）；（3）用人均專利申請授權量衡量科研水平（patent）；（4）用人均受教育年限表示人力資本水平（hr），計算各省人均受教育年限時將小學、初中、高中、大專及以上學歷的居民平均受教育年數分別定為6年、9年、12年以及16年；（5）用地區(qū)金融機構貸款余額占GDP 比重來衡量地區(qū)的融資約束程度（fin）。相關數據來自2005-2017年的《中國區(qū)域經濟數據庫》、《中國宏觀經濟數據庫》、《中國統(tǒng)計年鑒》以及各省統(tǒng)計年鑒。

要滿足平行趨勢條件假設，除了要選取合適的匹配變量外，還需要對樣本進行合適的分組。由于市場分割強度在區(qū)間分布上偏向于0 值這一段，因此，本文在市場分割強度較小的區(qū)間內進行細分，在市場分割強度較大的區(qū)域進行粗分，最終選取市場分割強度為0.0135和0.0248 作為臨界值，將樣本分為3 組，即3區(qū)間，并在每個區(qū)間內均對匹配變量進行均值統(tǒng)計。模型中匹配變量的主要統(tǒng)計信息見表1。

表1 匹配變量描述性統(tǒng)計

三、實證結果及分析

（一）市場分割強度的分布檢驗

本部分基于Fractional Logit 模型估計市場分割強度的分布，估計結果見表2。表2 顯示，除了外資占比和金融約束的系數不顯著以外，其他匹配變量均顯著，說明匹配變量的選擇是合適的。政府干預度、人力資本水平以及科研水平對市場分割強度的影響顯著為負，而對外開放水平對市場分割強度的影響顯著為正，說明政府干預度、人力資本水平、科研水平較低的地區(qū)，政府更傾向于通過市場分割來保護本地經濟，對外開放水平較高的地區(qū)往往更愿意通過海外市場的擴張獲取出口收益而放棄國內市場的規(guī)模經濟。

地方政府受到政治晉升錦標賽的影響，為了完成甚至超額完成經濟績效，通常會有兩種策略選擇：一是通過地方保護實現區(qū)域間的市場分割，以規(guī)避激烈的外部競爭來保護當地的弱勢企業(yè)；二是通過不斷完善基礎設施、改善營商環(huán)境推動一體化進程，鼓勵競爭、優(yōu)勝劣汰以提升地區(qū)的資源配置效率和生產率?，F實中地方政府會選擇哪種策略取決于實現政治晉升的利弊權衡。通常當某一地區(qū)的經濟欠發(fā)達或者經濟發(fā)展處于經濟周期低谷時，地方政府更傾向于實行市場分割，而當某一地區(qū)經濟發(fā)展水平較高或者處于經濟繁榮期時，地方政府認為推動一體化進程更為有利。

（二）GPSM的平衡條件檢驗

在估計市場分割強度分布的基礎上，本節(jié)計算匹配變量廣義傾向得分值并進行匹配，進行第一步估計。匹配成功與否需要匹配變量滿足平衡條件假設，平衡條件的檢驗除了要求選擇合適的匹配變量外，還要求對樣本進行合適的匹配分組。根據上文結論，整體樣本可劃分為3區(qū)間，表3報告了3樣本區(qū)間匹配變量在匹配前后的差異均值以及標準差。結果發(fā)現各匹配變量在各區(qū)間內的標準差都非常小，說明樣本經過GSPM 后滿足平衡條件，即經過匹配后的匹配變量在不同區(qū)間內均無顯著差別。

（三）GPSM的第二步估計

利用上一步估計出的廣義傾向得分，即地區(qū)獲得當前市場分割強度的概率R?作為控制變量，進行第二步估計。其中，被解釋變量為地區(qū)生產率tfp，核心解釋變量為市場分割強度seg。同時，根據估計結果的顯著性，決定是否在模型中加入變量seg和各自的平方項以及兩個變量的乘積。具體回歸結果見表4。結果發(fā)現，除了未能通過顯著性檢驗以外，其余變量均通過了顯著性檢驗。因此，基于第二步的估計結果，在模型中去掉變量，并進行GPSM的第三步估計。

表2 市場分割強度的Fractional Logit 回歸結果

表3 GPSM 平衡條件檢驗

表4 GPSM的第二步估計結果

（四）市場分割強度對地區(qū)生產率的處理效應

為了進行GPSM 第三步估計，我們將處理變量seg的取值范圍劃分為s子區(qū)間，即s=1，2，…，s，估計在每個子區(qū)間內市場分割強度對地區(qū)生產率變化的平均因果效應。圖2中的實線為各子區(qū)間平均因果效應的連線，代表全樣本區(qū)間內市場分割強度與地區(qū)生產率的函數關系，另外兩條虛線分別代表這一函數關系的上下95%的置信區(qū)間。從圖2中可以發(fā)現市場分割強度與地區(qū)生產率之間呈現出明顯的倒U 型非線性關系，即當市場分割強度較低時，市場分割促進地區(qū)生產率的提升，并存在邊際遞減的情況。而當市場分割強度超過某一臨界值之后，市場分割開始顯著抑制地區(qū)生產率的提升。

進一步地，表5 報告了不同的市場分割強度取值d 下的平均因果效應大小及其估計標準誤?？梢园l(fā)現平均因果效應的轉折點出現在d=11時，即當市場分割強度小于11%時，市場分割顯著促進地區(qū)生產率的提升，且隨著市場分割強度的提高，這種促進作用在逐漸減弱；而當市場分割強度大于11%這一轉折點時，市場分割將顯著抑制地區(qū)生產率的提升。在樣本中，約有90%以上觀測點的市場分割強度在11%以下。這表明，從總體上看當前我國的市場分割強度較低，并且能夠對地區(qū)生產率產生正向的促進作用，但需要注意的是應保持合理、適當的市場分割強度，否則市場分割將顯著抑制地區(qū)的生產效率提升。這種抑制作用可能來源于三個方面：（1）當地方政府通過市場分割表現出較強的保護力度時，企業(yè)提升生產率的積極性將明顯減弱；（2）地方政府的保護程度過高時，會誘使企業(yè)將資源分配在政府傾向保護的部門，而較少關注如何合理分配資源以提升生產率；（3）當地方政府對是否采取市場分割行為進行權衡時，由于信息不對稱出現甄別機制失效，往往難以實現地方政府的預期目標。

四、穩(wěn)健性檢驗

為解決地區(qū)生產率與市場分割可能存在的反向因果關系，本文借鑒Lu等（2017）的研究思路，以高鐵開通作為一項準自然實驗，將這一政策沖擊視為市場分割的工具變量，由此嵌入雙重差分思想，更為準確地識別市場分割對地區(qū)生產率的影響及作用機制，并彌補已有研究在內生性問題處理方面的不足。

表5 不同市場分割強度水平下的平均因果效應

該方法的實質仍然是工具變量法，但在構建工具變量的過程中，采用雙重差分法可以較好地利用高鐵開通這一政策沖擊。此時，市場分割的工具變量主要由高鐵開通的政策沖擊所決定。相較于實際的市場分割程度而言，高鐵開通具有明顯的外生性特征，可以較好地控制模型中潛在的內生性問題。由于高鐵在每個城市首次開通的時間是不同的，因此，在采用雙重差分法構建工具變量時，兩階段最小二乘法（2SLS）的一階段回歸模型為多期雙重差分模型，具體設定如下：

公式（3）中，segit為每個城市所在省份的市場分割指數。cityit為組別虛擬變量，用于識別在t年開通高鐵的城市，對開通城市開通的當年及以后年份賦值為1，其余年份為0（作為實驗組），未開通的城市賦值為0（作為對照組）。Xit為一系列可能影響地區(qū)市場分割的控制變量，主要包括政府干預度、人力資本水平、融資約束水平、基礎設施水平和對外開放程度，分別用政府財政支出比重、高等院校在校生人數比重、金融貸款余額比重、人均道路面積和外資比重來衡量，相關數據來自《中國區(qū)域經濟統(tǒng)計年鑒》和《中國城市經濟統(tǒng)計年鑒》。λi、μt、εit分別為個體、年份固定效應以及隨機擾動項。為控制潛在的異方差和序列相關問題，參考Amiti和Davis（2011）的做法，將標準差在地區(qū)維度進行聚類調整。需要說明的是，根據公式（3）計算出的市場分割預測值為地級市的市場分割指數，而在第二階段回歸時需要用到的是省級市場分割指數的預測值，因此，本文將地級市的市場分割預測值按照GDP比重加權加總到省級層面，得到省級市場分割指數的預測值，并將其作為市場分割的工具變量。

表6 報告了兩個階段的回歸結果。根據表6中模型（1）的估計結果所示，高鐵開通顯著抑制了市場分割程度的提升。換言之，高鐵開通在一定程上打破了地區(qū)之間的壁壘，促進了一體化的發(fā)展。為了避免內生性帶來的結果偏誤，采用海拔高度和1984年當地的鐵路客運量作為高鐵開通的工具變量，分別采用2SLS和GMM 方法對結果進行檢驗，發(fā)現高鐵開通的估計系數仍顯著，并通過了DW 檢驗，如表6 模型中（2）、（3）所示。

利用公式（3）計算出的城市市場分割預測值，加權加總到省級層面后，以此值為工具變量進行第二階段回歸。根據GPSM的分析結果，可以發(fā)現市場分割與地區(qū)生產率之間呈現倒U 型的非線性關系，因此，相應的第二階段模型設定如下：

公式（4）中，segit、分別為市場分割預測值的一次項和二次項，Xit為一系列控制變量，相關變量與GPSM的匹配變量相同。具體的回歸結果見表6 模型（4）。比較工具變量回歸結果和GPSM回歸結果可以發(fā)現，基于工具變量的回歸系數明顯高于GPSM 回歸，這表明本文對內生性問題的修正是有必要的。同時，工具變量回歸通過了DW檢驗，說明GPSM 回歸結果是穩(wěn)健的。

表6 工具變量檢驗

五、進一步討論

前文考察了市場分割對地區(qū)生產率的影響，并通過雙重差分法構建的工具變量規(guī)避了內生性所帶來的結果偏誤，驗證了市場分割與地區(qū)生產率之間的倒U 型非線性關系。通過計算得出市場分割強度臨界值為0.0239，在全樣本中有301觀測點的市場分割強度小于這一臨界值，即有約91.77%的觀測點處于提高市場分割強度能夠促進地區(qū)生產率提升的階段。那么，市場分割具體是通過哪些渠道影響地區(qū)生產率的呢？接下來本文將利用Malmquist 生產率指數分解來探討其作用機制。

（一）機制分解

本文的地區(qū)生產率是基于DEA 方法進行估計的，利用Malmquist 生產率指數可以分解為技術效率變化指數（effch）和技術變化指數（techch）的乘積，其中技術效率變化指數（effch）又可分解為純技術效率變化（pech）和規(guī)模效率變化（sech）的乘積，由此得到公式（5）：

公式（5）中，第一項為規(guī)模效率變化（sech），第二項為純技術效率變化（pech），第三項為技術進步（techch），Malmquist 生產率指數（tfp）可由這三項乘積進行表示，其中前兩項的乘積代表技術效率變化。規(guī)模效率變化大于1時，則表示地區(qū)規(guī)模報酬遞增，反之，規(guī)模報酬遞減；純技術效率變化大于1時，則表示資源配置與利用的改善使效率提高，反之，效率降低；技術進步大于1時，則表示出現了技術進步，反之，技術相對落后；生產率指數大于1時，則表示綜合生產率有所改善，反之，說明生產率惡化。

將公式（5）分解出的三項分別作為被解釋變量再次進行GPSM 回歸，具體的回歸結果見表7?？梢园l(fā)現，規(guī)模效率變化、純技術效率變化和技術進步與基準回歸結果的趨勢是一致的，即三個分解指標與市場分割之間均呈倒U 型的非線性關系，且三個分解指標所對應的臨界值與基準回歸結果的臨界值非常接近（分別為0.0244、0.0243、0.0221），說明市場分割確實通過這三個分解效應影響了地區(qū)生產率的變動。從短期來看，地方保護能夠使當地企業(yè)免于外部的激烈競爭，在較為寬松的環(huán)境下企業(yè)能夠占有穩(wěn)定的市場以實現規(guī)模生產、增加企業(yè)利潤，從而為企業(yè)增加創(chuàng)新投入、實現技術進步奠定了基礎。但從長遠來看，過高的市場分割水平，會使企業(yè)缺乏占有更大市場規(guī)模的競爭力，對規(guī)模效應、技術進步和生產率的提升反而不利。

上述機制分解的結果表明了地區(qū)生產率與三個指標之間的非線性關系，那么規(guī)模效率變化（sech）、純技術效率變化（pech）和技術進步（techch）對地區(qū)生產率的影響強度如何？我們將三個分解指標影響地區(qū)生產率的邊際效應進行比較（如圖3所示），可以發(fā)現從總體上看，盡管在市場分割強度較低時（小于臨界值）能夠促進地區(qū)生產率的提升，但是作用于三個分解途徑的邊際效應在逐漸降低，且市場分割對規(guī)模效率的促進作用最強，而對技術進步的促進作用最弱。說明較低的市場分割可能通過保護企業(yè)免受外來競爭而使其能夠占領更大的本地市場，這有利于區(qū)域內規(guī)模經濟效應的發(fā)揮，進而促進企業(yè)增收，還能在一定程度上緩解企業(yè)的研發(fā)資金約束從而促進技術進步，但對企業(yè)而言仍缺乏更強的技術創(chuàng)新動力。當市場分割強度較高時（大于臨界值），可以發(fā)現市場分割對規(guī)模效率的抑制作用最強，說明規(guī)模效率低下是受到技術進步受阻和技術效率低下雙重疊加影響的結果。從當前的發(fā)展狀況看，90%以上觀測點通過市場分割顯著提升了當地的規(guī)模效率。

表7 地區(qū)生產率的機制分解結果

表8 市場分割的動態(tài)效應

圖3 市場分割強度的邊際效應

（二）市場分割的長期影響

從上文經驗分析的結果看，短期內較低的市場分割強度能夠通過避免外部過度競爭等因素促進地區(qū)生產率提升，本節(jié)進一步利用面板自回歸模型檢驗市場分割與地區(qū)生產率的長期穩(wěn)定關系，并根據AIC、BIC、HQIC 準則確定最佳滯后期數。表8 匯報了具體的估計結果。如表8中模型（1）所示，從市場分割滯后第三期開始，市場分割對地區(qū)生產率開始產生負面影響。付強（2017）認為地方政府進行市場分割的動機之一是其能夠促進當地的經濟增長，我們通過觀察經濟增長與市場分割的滯后期關系，可以發(fā)現，雖然短期市場分割能夠促進當地的經濟增長，長期來看卻不利于經濟的穩(wěn)定（如表8中模型2所示）。

（三）市場分割對整體生產效率的影響

本文的回歸結果表明，一定強度以下的市場分割促進了地區(qū)生產率的提升，這也為地方政府進行市場分割提供了部分合理解釋。然而，從國家整體層面來看，市場分割妨礙了國內區(qū)域一體化進程的推進，扭曲了市場運行機制，從而降低了地區(qū)資源配置效率。為此，我們進一步對市場分割可能產生的效率損失進行評估。本文借鑒趙自芳和史晉川（2006）計算市場扭曲導致效率損失的方法，基于上文分解出的規(guī)模效率變化（sech），純技術效率變化（pech）和技術效率變化（effch），計算效率損失ρ 為：

公式（6）中，tsech、tpech 分別為各省份規(guī)模效率變化和純技術效率變化的加權平均值。表9 報告了2005-2016年因市場扭曲導致的效率損失的年均值，可以發(fā)現效率損失最嚴重的年份是在2011年，占總產出的9.76%。從東、中、西部地區(qū)的效率損失年均值比較可以發(fā)現，以2011年為時間節(jié)點，之前效率損失最嚴重的主要出現在中部地區(qū)，之后效率損失最嚴重的地區(qū)為西部地區(qū)。

為了進一步厘清市場扭曲是否由市場分割所造成，我們先將計算出的效率損失值與市場分割指數進行擬合，發(fā)現二者呈現正相關（見圖4），即隨著市場分割水平的提升，效率損失在不斷上升。再對效率損失與市場分割進行回歸，市場分割的估計系數為1.5961 且在1%的顯著水平下顯著，進一步驗證了二者之間的正相關關系，即市場分割會導致市場扭曲，從而引起資源配置效率損失。

圖4 市場分割與效率損失的擬合關系

（四）市場分割影響下的優(yōu)化路徑

由于在不同的地區(qū)特征下，市場分割對地區(qū)生產率的影響是不一樣的。因此，我們進一步探索在不同地區(qū)特征下能夠加強市場分割正效應或緩解市場分割負效應的優(yōu)化路徑。為此，我們將樣本分別按照經濟發(fā)展水平（gdp）、對外開放水平（fdi）、基礎設施水平（road）、人力資本水平（hr）、研發(fā)投入水平（rd）五個指標劃分成大致相同的子樣本。其中，經濟發(fā)展水平用地區(qū)GDP表示、對外開放度用實際利用外資額占GDP 比重表示、基礎設施水平用等級公路里程表示、人力資本水平用平均受教育年限表示、研發(fā)投入水平用R&D 全時人員當量表示。劃分依據是將五個指標的數值由小到大排序，以中位數為界劃分成兩組子樣本，再分別進行GPSM 回歸，具體結果見表10。結果顯示，在經濟發(fā)展水平、對外開放水平、基礎設施水平、人力資本水平、研發(fā)投入水平較高的地區(qū)，市場分割與地區(qū)生產率均呈現倒U 型的非線性關系，可以計算出五類特征地區(qū)的市場分割臨界值分別為0.0226、0.0242、0.0196、0.0256、0.0256，與基準回歸的臨界值0.0239 相比發(fā)現，對外開放水平、人力資本水平和研發(fā)投入水平較高的地區(qū)能夠承受更高的市場分割強度，這在一定程度上說明促進對外開放、注重人力資本培育、加大研發(fā)投入能夠緩解市場分割所帶來的負效應。

六、結論與政策建議

中國各地區(qū)間普遍存在“以鄰為壑”的市場分割，阻礙市場發(fā)揮在資源配置中的決定性作用，也成為經濟高質量發(fā)展的主要障礙之一。本文利用2004-2016年28省級面板數據，采用GPSM 方法對模型進行回歸，研究發(fā)現市場分割與地區(qū)生產率之間呈現倒U 型的非線性關系，即一定強度的市場分割水平能夠促進地區(qū)生產率提升，而當市場分割強度超過0.0239 這一臨界值時，會抑制地區(qū)生產率的提升，全樣本中約有90.38%的觀測點處于市場分割促進地區(qū)生產率的階段。進一步地，我們將高鐵開通作為一項準自然實驗，通過構建多期雙重差分模型估計出市場分割的預測值作為工具變量，在規(guī)避了內生性問題后，結果依然穩(wěn)健。對地區(qū)生產率的動態(tài)分解發(fā)現，市場分割主要通過影響地區(qū)規(guī)模效率、技術效率以及技術進步來影響地區(qū)生產率，從當前的發(fā)展階段看，較低的市場分割主要通過提高規(guī)模效率實現對地區(qū)生產率的推動。更重要的發(fā)現是，市場分割只是在短期內提高了地區(qū)生產率，從長期來看仍然存在抑制作用，此外，市場分割從整體上還導致了市場扭曲、造成了資源配置效率的損失，而進一步擴大對外開放、注重人力資本培育和加大研發(fā)投入，在一定程度上能夠緩解市場分割所帶來的負面影響。因此，通過推進要素市場化改革與政府體制改革進程來打破市場分割，整合國內市場，是現階段和今后較長一段時期推動高質量發(fā)展必要的戰(zhàn)略選擇?；谏鲜鲅芯拷Y論，本文的政策啟示如下：

表9 資源配置效率損失年均值

表10 不同地區(qū)特征下市場分割對生產率的影響

首先，更加重視政區(qū)改革與政府改革的共同推進，以長效化機制保障區(qū)域合作，促進生產要素自由流動和優(yōu)化配置。中國各區(qū)域習慣于縱向的行政管理，而不習慣于橫向的合作與協(xié)調。在國際市場空間的廣度相對下降的背景下，消除國內市場分割，促進資源要素自由流動，推動基于區(qū)域經濟一體化進程的區(qū)域協(xié)調發(fā)展新機制——現代化區(qū)域治理的真正形成，不僅可以有效地提升中國的地區(qū)生產效率，為新常態(tài)下經濟高質量增長提供支撐，也是中國經濟應對日趨復雜的國際環(huán)境挑戰(zhàn)的重要舉措。

其次，探索新的地方政府激勵框架，從根本上打破市場分割形成的基礎。GDP 唯上的地方競爭模式，多年來在激勵地方政府偏重經濟高增長的同時，由于激勵目標過于片面單一，造成包括市場分割在內的諸多問題。在中國經濟從高速增長轉向高質量發(fā)展的階段，要深化治理體制改革，建立明晰的促進高質量發(fā)展的激勵導向體系，同時設立制度紅線，遏制地方保護和市場分割現象，激勵與約束并舉，促進地方官員以及地方政府在動態(tài)調整中逐步形成新的發(fā)展動力與導向。

最后，進一步細化區(qū)域政策尺度，針對不同地區(qū)實際情況制定差別化政策，更加注重區(qū)域一體化發(fā)展。改革開放四十年來，中國經濟實現了高速增長，但中西部地區(qū)與東部地區(qū)的經濟差距不斷擴大，這種差距既表現為經濟總量上的差距也表現為生產率上的差距。本文發(fā)現中西部地區(qū)的市場分割程度更高，對經濟效率提升的阻礙作用更大，因此應注意大幅降低落后地區(qū)的市場分割強度，促進中西部地區(qū)融入全國一體化市場的前提下，中西部地區(qū)要抓住“一帶一路”機遇促進對外開放、增強基礎設施建設、注重人力資本培育、加大研發(fā)投入以提升地區(qū)生產率，實現經濟高質量發(fā)展。