市場一體化與經(jīng)濟增長
——基于長三角城市群面板數(shù)據(jù)的空間計量分析

周正柱，李瑤瑤

（上海應(yīng)用技術(shù)大學 經(jīng)濟與管理學院，上海 201418）

一、引言及文獻綜述

區(qū)域市場一體化有利于促進商品與要素自由流動，然而實踐中仍存在行政、技術(shù)和政策壁壘，統(tǒng)一開放的市場體系尚未形成等制約因素，嚴重阻礙了區(qū)域經(jīng)濟增長，即使作為一體化程度較高的長三角區(qū)域也不例外。為此，《長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》明確提出，到2035年現(xiàn)代化經(jīng)濟體系基本建成。已有經(jīng)驗證據(jù)表明，城市集群成為推動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的重要力量，作為世界級六大城市群之一的長三角城市群如何通過市場一體化推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展成為學術(shù)界關(guān)注的重點問題。當前，長三角城市群整體經(jīng)濟發(fā)展水平居全國前列，城市間深度融合機制日益完善，對全國經(jīng)濟發(fā)展形成了巨大的示范和輻射效應(yīng)；但城市間經(jīng)濟發(fā)展不平衡問題依然突出，商品及要素空間流動仍存在瓶頸，市場經(jīng)濟體系還不健全。這些問題對長三角城市群市場一體化發(fā)展及經(jīng)濟高質(zhì)量增長無疑形成了制約。因此，系統(tǒng)深入分析長三角城市群市場一體化對經(jīng)濟增長的影響，不僅有助于推動長三角城市群市場一體化發(fā)展，進而形成以城市群為導向的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展創(chuàng)新模式，而且有助于促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，進一步為促進我國區(qū)域一體化協(xié)調(diào)發(fā)展提供新的思路。

關(guān)于市場一體化對經(jīng)濟增長的影響，從現(xiàn)有的文獻看，主要有三種觀點：一是市場一體化對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向影響。例如，Dirk（2011）從實證角度考察了區(qū)域市場一體化是否以及如何促進發(fā)展中國家之間的趨同和經(jīng)濟增長，發(fā)現(xiàn)區(qū)域市場一體化通過增加貿(mào)易和投資對增長產(chǎn)生積極影響［1］；Ke（2015）探討了1995—2011年我國市場一體化與區(qū)域經(jīng)濟規(guī)模和增長間的關(guān)系，研究結(jié)果表明，國內(nèi)市場開放對區(qū)域經(jīng)濟具有顯著的促進作用［2］；張治棟等（2018）、陳磊等（2019）研究表明，勞動力與資本等要素流動可以提高區(qū)域一體化水平，從而對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生積極影響［3-4］；Oprea 和 Stoica（2018）、Orlowski（2020）等研究發(fā)現(xiàn)，資本深度一體化是支持經(jīng)濟加速增長的必要條件，進一步的市場一體化將提供資本融資渠道，改善資本配置，緩解市場和系統(tǒng)風險，促進實體經(jīng)濟增長［5-6］；張躍等（2021）從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級角度探討市場一體化能夠促進城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展［7］。二是在特定條件下，市場非一體化（市場分割）對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向影響。市場分割通過扭曲資源合理配置為代價促進經(jīng)濟增長［8］，還能基于較高的產(chǎn)業(yè)同構(gòu)度對經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進作用［9］。三是市場一體化對經(jīng)濟增長的影響不顯著。Andreas 和 Alexabder（2019）分析東非市場時利用衛(wèi)星圖像測量夜間從地球發(fā)出的光線來衡量經(jīng)濟活動，結(jié)果發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長效應(yīng)是暫時的，而且對整個地區(qū)的影響并不顯著［10］。

綜上所述，學者們關(guān)于市場一體化對經(jīng)濟增長的影響研究內(nèi)容已較豐富，可以為本文研究提供借鑒與啟發(fā)。但由于研究方法、數(shù)據(jù)及對象等的不同，難以得出一致的結(jié)論。從現(xiàn)有的文獻看，仍存在以下不足：一方面，從研究方法看，較少運用空間計量模型分析市場一體化對經(jīng)濟增長的空間效應(yīng)；從研究對象看，對長三角城市群市場一體化經(jīng)濟增長效應(yīng)的研究較少，尤其缺少以27個城市為研究對象。另一方面，以長三角地區(qū)為研究對象，運用空間計量模型研究經(jīng)濟增長狀況，較多的文獻關(guān)注產(chǎn)業(yè)集聚［11-12］、金融集聚［13-15］、交通［16-18］及城鎮(zhèn)化［19-20］等方面，缺少市場一體化對經(jīng)濟增長的空間效應(yīng)問題研究。因此，本文探討長三角城市群市場一體化經(jīng)濟增長的空間效應(yīng)，將有利于促進城市群經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

二、市場一體化對經(jīng)濟增長影響的空間效應(yīng)理論分析

根據(jù)空間外溢理論，一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展對其鄰近地區(qū)具有溢出效應(yīng)，距離越近，溢出效應(yīng)越明顯。隨著區(qū)域市場一體化水平的提升，逐漸消除區(qū)域間壁壘，促進要素跨區(qū)域流動，提高各種資源配置效率［21］。同時，區(qū)域間還存在廣泛的關(guān)聯(lián)效應(yīng)，區(qū)域市場一體化水平提升，存在廣泛的商品流動、技術(shù)溢出及要素流動等各種經(jīng)濟聯(lián)系［22］；一體化水平較高的區(qū)域?qū)龠M相鄰區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展，而程度較低的地區(qū)存在負向的空間聯(lián)動效應(yīng)［23］。并且由于外部市場準入條件的改善，外部經(jīng)濟發(fā)展為當?shù)貏?chuàng)造了良好的市場需求條件，從而促進當?shù)氐慕?jīng)濟增長。也就是說，我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展存在溢出效應(yīng)［24］。

新經(jīng)濟地理學的中心—外圍理論認為，區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展不僅表現(xiàn)為經(jīng)濟總量的擴大，而且還表現(xiàn)為在空間范圍內(nèi)空間布局的動態(tài)變化，不同地區(qū)集聚與擴散的動態(tài)演化，推動整個區(qū)域經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展［25］。一體化通過破除障礙使要素在區(qū)域間自由流動，區(qū)域間經(jīng)濟聯(lián)系逐漸增強，中心城市的經(jīng)濟能量向外擴散，整個區(qū)域經(jīng)濟收斂增長，產(chǎn)生涓流效應(yīng)［26］。尤為重要的是，交通一體化是區(qū)域一體化的基礎(chǔ)和先導，一個區(qū)域交通發(fā)達，意味著中心城市能夠?qū)⑸a(chǎn)要素輸送到周邊地區(qū)，有利于降低周邊地區(qū)的生產(chǎn)成本，促進區(qū)域經(jīng)濟增長。因此，市場的統(tǒng)一開放促進了商品、技術(shù)等跨區(qū)域流動，發(fā)揮了區(qū)域核心城市對周邊地區(qū)經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)［27-29］；隨著區(qū)域一體化范圍擴大，能夠顯著地促進周邊地區(qū)的經(jīng)濟增長，即存在顯著的邊界效應(yīng)和范圍擴大效應(yīng)［30］。

根據(jù)新經(jīng)濟地理學空間集聚理論，市場一體化水平較高的區(qū)域能夠吸引企業(yè)選擇其作為廠址，進而產(chǎn)生經(jīng)濟活動的空間集聚，即隨著市場一體化水平的提高實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟空間集聚，而區(qū)域經(jīng)濟的空間集聚進一步促進區(qū)域經(jīng)濟增長。Yujie（2020）認為，集群內(nèi)的企業(yè)利用地理上的鄰近性，容易形成正式或非正式的溝通網(wǎng)絡(luò)，促進不同企業(yè)間信息、技術(shù)和管理經(jīng)驗的良性互補，促進信息傳播，擴大知識溢出，中小企業(yè)還可以交流和獲取行業(yè)前沿信息，消除壁壘，加快科技信息的傳播和交流，有效提高行業(yè)全要素生產(chǎn)率水平［31］。苗峻瑋和馮華（2021）認為，區(qū)域市場一體化水平提高加速了各類要素的流動，區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚的過程伴隨著人才流動，從而進一步擴大人才集聚與產(chǎn)業(yè)集聚的雙贏效應(yīng)，為區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展奠定基礎(chǔ)［32］。由于區(qū)域經(jīng)濟水平和集聚效應(yīng)具有明顯的外部性，集聚程度高、經(jīng)濟質(zhì)量高的地區(qū)可以通過“示范效應(yīng)”為鄰近相對落后的地區(qū)樹立標桿，鄰近區(qū)域在模仿的過程中進一步推動區(qū)域要素關(guān)聯(lián)性不斷提升，從而促進區(qū)域整體經(jīng)濟發(fā)展。

三、空間計量方法

傳統(tǒng)的統(tǒng)計理論是建立在獨立觀測假設(shè)的基礎(chǔ)上的，然而獨立觀測在實際生活中并不普遍存在。長三角城市群不同城市間的宏觀經(jīng)濟變量可能存在空間聯(lián)系，因此，在進行空間經(jīng)濟計量模型分析之前，一般要判斷對象間是否存在空間自相關(guān)性。

（一）空間自相關(guān)分析

空間自相關(guān)是進行空間計量分析的前提與保證，只有確定存在空間自相關(guān)關(guān)系后才可以對數(shù)據(jù)進行空間相關(guān)性建模分析?？臻g自相關(guān)是指一個經(jīng)濟區(qū)域中的某種經(jīng)濟現(xiàn)象或某一屬性總是與其相鄰經(jīng)濟領(lǐng)域中的相應(yīng)經(jīng)濟現(xiàn)象或?qū)傩灾迪嚓P(guān)［33］，包括全局空間自相關(guān)和局域空間自相關(guān)，其中全局空間自相關(guān)通常采用Moran指數(shù)值來檢驗，其計算公式為：

其中：I表示地區(qū)之間的總體相關(guān)程度；S2=分別代表第i地區(qū)和第j地區(qū)的觀測值；n代表研究地區(qū)的個數(shù)；Wij為空間權(quán)重矩陣。Moran指數(shù)值的區(qū)間為［-1，1］，當指數(shù)值越接近1，表示空間正相關(guān)越強；當指數(shù)值越接近-1 時，表示空間負相關(guān)越強；當指數(shù)值為0時，表示呈現(xiàn)空間隨機性。

一般而言，空間權(quán)重矩陣衡量事物間的關(guān)聯(lián)程度，可分為鄰接矩陣和逆距離矩陣兩種設(shè)置方式：

局域空間自相關(guān)，本文采用Moran散點圖和局域相關(guān)LISA 圖來揭示經(jīng)濟增長、市場一體化的空間內(nèi)部結(jié)構(gòu)和集聚特征。

（二）空間面板計量模型

關(guān)于空間計量模型，其中空間杜賓模型（SDM）、空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）是使用較為廣泛的，選擇哪個模型取決于因變量或自變量是否具有空間交互作用。對SDM 模型施加一個或多個條件限制可推導出SLM、SLX（1）和SEM模型，并進一步推導出OLS模型，具體如圖1所示。

圖1 SDM與SLM、SLX、SEM和OLS關(guān)系

（三）空間計量模型的選擇

由于模型中可能存在空間相關(guān)性，最小二乘法參數(shù)估計結(jié)果可能導致估計參數(shù)的有效性和一致性損失，而極大似然估計能有效解決此問題。不同的空間模型反映了不同的空間依賴性，在模型估計中，應(yīng)根據(jù)試驗結(jié)果選擇具體模型形式。本文依據(jù)Anselin 等（2004）提出的判別準則［34］：先進行LM檢驗，若LM-Error和LM-Lag都不顯著，保持OLS模型；若只有LM-Error顯著，選擇SEM模型，反之，選擇SLM 模型；若兩者都顯著，則進行穩(wěn)健的LM檢驗，若只有Robust LM-Error顯著，則選擇SEM模型，反之，則選擇SLM模型。當兩者均顯著時，借鑒Lesage 和Pace（2009）、韓峰和謝銳（2017）、曾藝等（2019）的觀點，此時SEM模型與SLM模型均適用，可選擇具有普遍形式的空間面板計量模型的SDM模型進行分析［35-37］。當選擇SDM模型時，需要采用LR檢驗和WALD檢驗對SDM模型進行簡化檢驗［38］。

四、研究設(shè)計

（一）變量說明

（1）被解釋變量。關(guān)于經(jīng)濟增長水平變量的選取，根據(jù)趙儒煜和孫寧志（2019）、孫博文和孫久文（2019）等的研究思路［39-40］，同時考慮人均GDP指標更能反映經(jīng)濟發(fā)展所追求的公平與均衡目標［41］，本文采用人均GDP表示經(jīng)濟增長水平指標。

（2）解釋變量。本文的核心解釋變量為市場一體化總指數(shù)（Intetit），根據(jù)李慶芳（2020）等的研究思路［42］，本文將市場一體化分為商品、勞動力和資本等細分市場一體化?？紤]數(shù)據(jù)可得性，其中商品市場一體化，借鑒劉秉鐮和朱俊豐（2018）［43］的研究，選取食品、煙酒及用品、衣著、醫(yī)療保健用品、交通和通信等7 種消費品價格衡量商品市場；勞動力市場一體化，借鑒陳紅霞和席強敏（2016）［44］的研究，選取在崗職工平均工資衡量勞動力市場；資本市場一體化，借鑒呂典瑋（2011）［45］的研究，選取年末金融機構(gòu)人民幣人均各項存款余額和年末金融機構(gòu)人民幣人均各項貸款余額衡量資本市場。

同時，借鑒桂琦寒等（2006）［46］的研究，運用價格法測算2010—2019年長三角城市群27個城市商品市場一體化指數(shù)和資本市場一體化指數(shù)；借鑒陳立泰等（2017）［47］的研究，采用在崗職工平均工資的絕對偏差法計算勞動力市場一體化指數(shù)（2）；借鑒周正柱（2018）［48］等的研究，運用變異系數(shù)法確定權(quán)重，進而獲得市場一體化總指數(shù)。

（3）控制變量。本文引入經(jīng)濟開放程度（Openit）、人力資本（Persit）、消費水平（Conit）、政府支出規(guī)模（Govit）和社會資本存量（Fixedit）等變量作為控制變量。其中，經(jīng)濟開放程度反映地區(qū)進出口貿(mào)易和相互投資程度對經(jīng)濟增長的影響，本文采用人均進出口額指標來衡量；人力資本通過提高勞動生產(chǎn)率、加大技術(shù)創(chuàng)新等機制促進經(jīng)濟增長，采用每萬人在校大學生數(shù)來衡量；消費是拉動經(jīng)濟增長的三駕馬車之一，消費水平的提升促進社會生產(chǎn)規(guī)模的擴大，采用社會消費品零售總額占GDP 比重代表消費水平；政府支出規(guī)模反映政府對地方經(jīng)濟發(fā)展調(diào)控程度，從宏觀經(jīng)濟學理論來看，政府支出通常被看作是促進經(jīng)濟增長的重要手段，采用地方一般公共預算財政支出占GDP 比重來衡量；社會資本存量有利于促進生產(chǎn)要素流動和資源配置效率提高，影響區(qū)域經(jīng)濟增長，采用社會固定資本投資占GDP比重指標衡量社會資本投入水平。

各變量說明見表1所列。

表1 變量說明

（二）模型構(gòu)建

為了研究市場一體化水平對經(jīng)濟增長的空間效應(yīng)，根據(jù)空間面板計量模型主要類型，特構(gòu)建如下模型。

（1）空間杜賓模型。為研究長三角城市群相鄰城市經(jīng)濟增長的空間效應(yīng)，同時分析相鄰城市的市場一體化水平對觀測城市經(jīng)濟增長的影響，根據(jù)圖1，首先構(gòu)建SDM模型：

其中，RGDPit為第i個城市第t年的人均GDP水平；ρ為空間滯后項WlnRGDPit的系數(shù)；W為空間權(quán)重矩陣；β為解釋變量的系數(shù)；θ為解釋變量空間滯后項的系數(shù)；b為控制變量的系數(shù)；Kit為控制變量；εit為隨機擾動項。為了緩解異方差性，本文對絕對數(shù)值的變量RGDPit、Openit和Persit取自然對數(shù)處理。

（2）空間滯后模型。對于長三角城市群中各個城市而言，一個城市經(jīng)濟發(fā)展會受到相鄰城市經(jīng)濟增長水平的影響，構(gòu)建適合本文的SLM 模型，根據(jù)圖1相關(guān)關(guān)系可知，當公式（4）中θ=0時，可得SLM模型：

（3）空間誤差模型。影響經(jīng)濟增長的因素諸多，除本文選取的經(jīng)濟開放程度、人力資本、消費水平等因素外，可能還會受到如地理位置、環(huán)境等不可觀測因素的影響。為研究市場一體化水平及不可觀測因素對經(jīng)濟增長的影響，構(gòu)建SEM 模型。由圖 1 的關(guān)系，在公式（4）中，當θ=-ρβ時，可得SEM公式如下：其中，λ為空間誤差自回歸系數(shù)；Wμit為隨機誤差項的空間滯后項；εit為正態(tài)分布的隨機誤差項。

（三）數(shù)據(jù)來源及描述統(tǒng)計

本文采用的相關(guān)數(shù)據(jù)主要來源于歷年滬浙蘇皖統(tǒng)計年鑒，各變量描述性統(tǒng)計量見表2所列。

表2 變量統(tǒng)計特征

續(xù)表2

五、實證分析

（一）經(jīng)濟增長、市場一體化空間相關(guān)性檢驗

1.全局空間自相關(guān)分析

長三角城市群經(jīng)濟增長呈顯著的全局空間正相關(guān)，而市場一體化水平從全局來看相關(guān)性不顯著。根據(jù)公式（1）和公式（3），利用Geoda軟件測算出2010—2019 年長三角城市群人均GDP 的Moran指數(shù)值，并研究長三角城市群區(qū)域的整體相關(guān)性。由表3可知，2010—2019年長三角城市群人均GDP的Moran 指數(shù)值均大于0，均通過1%或5%的顯著性水平檢驗，表明長三角城市群人均GDP 空間分布具有顯著的空間正相關(guān)性，長三角城市群各區(qū)域經(jīng)濟增長呈空間聚集狀態(tài)；正的空間相關(guān)性表明經(jīng)濟水平較低的地區(qū)其鄰近地區(qū)經(jīng)濟水平也較低，反之，經(jīng)濟水平較高的地區(qū)其鄰近地區(qū)經(jīng)濟水平也較高。因此，長三角城市群人均GDP 在空間上分布不是隨機的，而是表現(xiàn)出區(qū)域人均GDP 在空間上趨于聚集。運用同樣方法測算2010—2019年長三角城市群市場一體化水平的Moran指數(shù)值，發(fā)現(xiàn)空間相關(guān)性并不顯著，因此需要進一步分析局域相關(guān)性。

表3 2010—2019年長三角城市群人均GDP的Moran指數(shù)

2.局部空間自相關(guān)分析

為進一步了解經(jīng)濟增長和市場一體化空間集聚演變特征，分別繪制2010 年和2019 年Moran 指數(shù)散點圖如圖2所示，并列出散點圖對應(yīng)城市所處象限見表4所列，以及5%顯著性水平局域相關(guān)LISA 圖如圖3 所示，以反映具體城市人均GDP 和市場一體化的空間集聚狀態(tài)?？傮w上看，長三角城市群經(jīng)濟增長的局域中心呈現(xiàn)擴散態(tài)勢，市場一體化發(fā)展出現(xiàn)“極點”和“洼地”現(xiàn)象。

由圖2a、圖2b 可知，2010 年長三角城市群人均GDP 相對集中在第一和第三象限，屬于高—高集聚類型和低—低集聚類型，占總樣本的62.96%；2019年位于第一、第三象限的城市更加聚集，占總樣本的74.07%，反映了經(jīng)濟增長高值和低值聚集趨勢明顯。同樣由圖2c、圖2d可知，2010年長三角城市群市場一體化水平的空間相關(guān)指數(shù)為正，尤其集中分布在第三象限，屬于低—低集聚類型；2019年市場一體化水平的Moran指數(shù)由正轉(zhuǎn)為負，呈現(xiàn)負的空間相關(guān)性，意味著長三角城市群市場一體化指數(shù)的空間分布模式有所改變，尤其分布在第二象限的城市較多，形成了差異化的低—高集聚的空間分布格局。

圖2 2010年和2019年長三角城市群人均GDP和市場一體化水平Moran指數(shù)散點圖

由表4可知，對于人均GDP指標，2019年蘇州、無錫、上海、常州、鎮(zhèn)江、南京和舟山仍處于高—高集聚區(qū)域，南通、揚州、泰州和嘉興也都進入了高—高集聚區(qū)域，表明上海都市圈發(fā)展較快，都市圈內(nèi)各城市間集聚力日益增強，經(jīng)濟能力在不斷提升。而溫州、臺州和馬鞍山進入低—低集聚區(qū)域，其中溫州都市圈在地理位置上不如嘉興、上海等城市地域相鄰和經(jīng)濟相融，城市競爭力相對較弱；馬鞍山離合肥較遠，雖與南京較近，但屬于不同省份，其發(fā)展受到一定程度影響。對于市場一體化水平指標，2019年上海、南通、鎮(zhèn)江和寧波都進入高—高集聚區(qū)域，表明上海大都市圈具有較強的帶動效應(yīng)；而南京在2010 年和2019 年都處于低—低集聚區(qū)域，表明南京都市圈內(nèi)城市的市場一體化水平較低，與上海等地形成明顯的差異。

表4 Moran指數(shù)散點圖對應(yīng)城市所處象限

續(xù)表4

由圖 3a、圖 3b 可知，2010 年和 2019 年長三角城市群各城市經(jīng)濟增長空間聚類呈現(xiàn)一定差異。其中，2010 年上海、蘇州、無錫和常州呈現(xiàn)為高—高集聚且顯著，2019 年南通和鎮(zhèn)江進入高—高集聚類型且顯著，可以看出，該類城市主要分布在滬蘇的東部沿海地區(qū)，反映出經(jīng)濟發(fā)展水平較高的城市對周邊城市具有較強的帶動和溢出效應(yīng)；2010 年池州處于低—低聚集區(qū)域且顯著，2019 年安慶、銅陵和蕪湖進入低—低聚集區(qū)域且顯著，可以看出，該類城市主要為皖南城市，表明皖南城市群形成了低值聚集狀態(tài)，經(jīng)濟增長提升受阻。同樣由圖3c、圖3d 可知，長三角城市群市場一體化水平呈現(xiàn)一定的局部集聚，2010 年僅有鎮(zhèn)江通過5%顯著性檢驗，且呈現(xiàn)出高—低集聚狀態(tài)；2019年新增上海為高—高集聚類型且顯著，安慶為高—低集聚類型且顯著，且鎮(zhèn)江演變?yōu)楦摺呒垲愋偷伙@著。

圖3 2010年和2019年長三角城市群人均GDP和市場一體化水平局部LISA集聚圖（示意圖：P=0.05）

（二）LM檢驗和Hausman檢驗

由表5可知，LM-Error、LM-Lag、Robust LM-Error和Robust LM-Lag統(tǒng)計量在5%水平上均通過了顯著性檢驗，表明SEM模型和SLM模型均適用，可以選擇更為普遍的SDM 模型進行分析；進一步運用Wald和LR統(tǒng)計量檢驗表明，在1%水平上通過顯著性檢驗，表明SDM模型不會退化為SEM模型或SLM模型。同時由表5的Hausman檢驗結(jié)果顯示，統(tǒng)計量在10%水平上通過顯著性檢驗，表明選擇固定效應(yīng)模型。因此，本文將采用固定效應(yīng)的SDM模型來分析長三角城市群市場一體化對經(jīng)濟增長的空間效應(yīng)。

表5 長三角城市群空間依賴性檢驗模型設(shè)定檢驗

續(xù)表5

（三）固定效應(yīng)的SDM模型分析

本文將固定效應(yīng)的SDM 模型分為空間固定、時間固定和時空（雙）固定三種SDM模型進行比較分析，結(jié)果見表6所列。由表6回歸結(jié)果可知，從R2值看，時間固定效應(yīng)的SDM 模型R2值最大，為0.943 8，表明模型的擬合度最好；從sigma2值看，時間固定效應(yīng)的SDM模型sigma2值最小，表明該模型較為穩(wěn)定；從Log-likehood 值看，時間固定效應(yīng)的SDM 模型Log-likehood 值最大，表明解釋能力最好。因此，本文對長三角城市群市場一體化經(jīng)濟增長的空間效應(yīng)研究，選用時間固定效應(yīng)的SDM 模型較為合適（3）。

由表6 時間固定效應(yīng)的SDM 模型分析結(jié)果可知，市場一體化水平的估計系數(shù)為0.038 6，在5%水平上顯著，表明市場一體化有利于本地區(qū)經(jīng)濟增長；而市場一體化水平滯后項（WIntet）的估計系數(shù)為0.129，不顯著，表明本地區(qū)市場一體化進程對周邊地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用效果不明顯。其可能的原因在于：首先，在長三角城市群市場一體化促進經(jīng)濟發(fā)展的過程中，大多數(shù)人的注意力會集中在上海等中心城市，而周邊城市與中心城市的快速發(fā)展形成鮮明對比。盡管市場一體化對周邊城市有輻射帶動作用，但也會有一定的黑洞“汲取效應(yīng)”，如上海等中心城市對各類資源要素的吸引，對周邊城市的發(fā)展起到一定的制約作用。其次，長三角城市群不同城市間仍存在行政壁壘導致協(xié)調(diào)難、要素壁壘導致城市群內(nèi)循環(huán)不暢、公共服務(wù)壁壘導致城市間公共資源差距大等，使得商品、勞動力、資本等要素資源流動受阻，從而對周邊城市經(jīng)濟增長的溢出效應(yīng)難以發(fā)揮。總之，長三角城市群各城市市場一體化對經(jīng)濟增長的效應(yīng)呈現(xiàn)出對本地區(qū)影響顯著、對周邊地區(qū)影響不大的現(xiàn)象。

表6 空間杜賓模型的固定效應(yīng)估計

各控制變量的估計結(jié)果不盡相同：①經(jīng)濟開放程度和人力資本都通過了1%的正的顯著性檢驗，表明經(jīng)濟開放程度和人力資本有效促進了本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。同時，人力資本交互項WlnPers回歸系數(shù)在5%水平上通過顯著性檢驗，表明本地區(qū)的人力資本水平提升會促進周邊地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展；但經(jīng)濟開放程度交互項WlnOpen 回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，表明經(jīng)濟開放程度對周邊地區(qū)經(jīng)濟增長的溢出效應(yīng)不明顯。②消費水平和政府支出規(guī)模都通過了負的顯著性檢驗，表明消費水平和政府支出規(guī)模對本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的抑制作用。其中，消費水平對經(jīng)濟增長的抑制作用與周立和趙秋運（2021）的研究結(jié)論一致［50］，可能的原因是較低的收入水平影響了人們的消費水平，低水平的消費進一步影響經(jīng)濟增長和收入水平；政府支出規(guī)模對經(jīng)濟增長的抑制作用與張鳳超和黎欣（2021）的研究結(jié)論一致［51］，可能的原因是政府干預降低了要素配置效率，進而影響區(qū)域間經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。從其與空間權(quán)重交互項的回歸結(jié)果看，消費水平與政府支出規(guī)模交互項回歸系數(shù)都不顯著，表明溢出效應(yīng)都不明顯。③社會資本存量的估計系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，表明其對本地區(qū)經(jīng)濟增長的影響較小，但從其交互項系數(shù)來看，通過了5%的顯著性檢驗，即存在負向的空間溢出效應(yīng)。

（四）SDM模型的效應(yīng)分解

基于時間固定效應(yīng)SDM 估計結(jié)果，對影響長三角城市群經(jīng)濟增長各種因素進行空間效應(yīng)的分解。由表7可知：①市場一體化對經(jīng)濟增長的直接效應(yīng)為正，且在5%水平上顯著，表明市場一體化進程對本地區(qū)經(jīng)濟增長具有直接的推動作用；間接效應(yīng)也為正，但不顯著，表明鄰近地區(qū)的市場一體化水平提升對本地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用效果不明顯。②經(jīng)濟開放程度和人力資本對經(jīng)濟增長的直接效應(yīng)都為正，且在1%水平上顯著，表明經(jīng)濟開放程度和人力資本水平提升能夠有效促進本地區(qū)經(jīng)濟增長；同時人力資本的間接效應(yīng)正向且顯著，但經(jīng)濟開放程度的間接效應(yīng)為負值且不顯著，表明鄰近地區(qū)經(jīng)濟開放水平的提高會吸引該地區(qū)的要素集聚，抑制該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，但效果不顯著。③消費水平和政府支出規(guī)模對經(jīng)濟增長的直接效應(yīng)在5%水平上呈現(xiàn)負顯著，表明對本地區(qū)的經(jīng)濟增長具有顯著的抑制作用；但消費水平和政府支出的間接效應(yīng)都不顯著，表明鄰近地區(qū)對本地區(qū)的溢出效應(yīng)都不明顯。④社會固定資本對經(jīng)濟增長的間接效應(yīng)為負且顯著，但直接效應(yīng)為負且不顯著，表明抑制本區(qū)域經(jīng)濟增長效果不顯著。

表7 市場一體化對經(jīng)濟增長影響的時間固定效應(yīng)SDM空間效應(yīng)分解

（五）穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗長三角城市群市場一體化對經(jīng)濟增長影響的模型設(shè)計是否具有穩(wěn)健性，本文利用時間固定效應(yīng)的空間杜賓模型對三省一市進行實證分析，因單一的城市不能設(shè)置地理權(quán)重，借鑒王立平和李艷萍（2014）［52］的做法，將上海市納入江蘇省，實證結(jié)果見表8 所列。將表8 與表6 進行對比分析，同時將效應(yīng)分解的結(jié)果表9 與表7 進行對比分析，發(fā)現(xiàn)在分區(qū)域的實證分析中，三個層次分樣本回歸結(jié)果與城市群總樣本實證結(jié)果一致，表明長三角城市群市場一體化對經(jīng)濟增長影響的回歸結(jié)論具有較強的穩(wěn)健性。

表8 分區(qū)域時間固定效應(yīng)SDM空間效應(yīng)估計

表9 分區(qū)域時間固定效應(yīng)SDM空間效應(yīng)分解

六、結(jié)論與啟示

（一）主要結(jié)論

本文基于2010—2019年長三角城市群27個城市面板數(shù)據(jù)，運用空間計量模型對市場一體化經(jīng)濟增長的空間效應(yīng)展開分析，得出如下主要結(jié)論：

（1）長三角城市群經(jīng)濟增長呈顯著的空間自相關(guān)，而市場一體化水平的空間相關(guān)性不顯著。同時，在空間杜賓模型的回歸結(jié)果中發(fā)現(xiàn)，長三角城市群市場一體化顯著促進本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，而本地區(qū)市場一體化進程對周邊地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用效果不明顯，在效應(yīng)分解的模型中，市場一體化的直接效應(yīng)顯著。

（2）在控制變量中，經(jīng)濟開放程度和人力資本均有效促進了本地區(qū)經(jīng)濟增長，且人力資本呈現(xiàn)顯著的正向溢出效應(yīng)；消費水平和政府支出規(guī)模對本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的抑制作用；社會資本存量對本地區(qū)經(jīng)濟增長的影響較小，但存在負向的空間溢出效應(yīng)。在效應(yīng)分解的模型中，經(jīng)濟開放程度和人力資本的直接效應(yīng)都為正且顯著，同時人力資本的間接效應(yīng)為正且顯著；消費支出和政府支出規(guī)模對經(jīng)濟增長的直接效應(yīng)為負且顯著，間接效應(yīng)均不顯著；社會資本存量的直接效應(yīng)為負且不顯著，間接效應(yīng)為負且顯著。

（二）政策啟示

（1）其一，研究結(jié)果表明，長三角城市群市場一體化顯著促進本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，同時效應(yīng)分解結(jié)果顯示直接效應(yīng)顯著為正。這可能的原因是，區(qū)域市場一體化實質(zhì)上是破除壁壘，加強彼此間的聯(lián)系，實現(xiàn)要素自由流動，從而擴大市場規(guī)模，加強市場競爭，同時也增強區(qū)域合作，提高區(qū)域間整體福利水平。具體體現(xiàn)在：一是在市場一體化進程中，市場規(guī)模不斷擴大，市場競爭程度增強，企業(yè)不得不進行技術(shù)創(chuàng)新，同時可以優(yōu)化資源配置，從而促進經(jīng)濟發(fā)展；二是在市場一體化不斷深化發(fā)展的過程中，區(qū)域間合作拓寬了要素資源，地區(qū)間各類要素的合理配置能有效促進經(jīng)濟發(fā)展，同時區(qū)域合作也促進內(nèi)貿(mào)增長，而貿(mào)易是區(qū)域間避免重復投資、發(fā)揮自身優(yōu)勢、形成高效共同體的過程；因此，區(qū)域的內(nèi)貿(mào)活動能夠有效促進經(jīng)濟更高質(zhì)量發(fā)展。其二，研究結(jié)果表明，本地區(qū)市場一體化進程對周邊地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用效果不明顯，同時效應(yīng)分解結(jié)果顯示間接效應(yīng)也不顯著，即市場一體化對經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)并不明顯。其中可能的原因是：一是長三角地區(qū)間仍存在行政、技術(shù)等壁壘，不利于市場一體化進程，主要是由于市場主體在交易過程中會受到非公平性壁壘限制。一方面，現(xiàn)有的行政區(qū)劃設(shè)置，使得企業(yè)在跨省、跨市業(yè)務(wù)中面臨各種政府主體、不同的交接流程和手續(xù)，增加了企業(yè)行政成本，也降低了企業(yè)跨區(qū)域合作積極性；另一方面，不同地區(qū)的技術(shù)水平存在差異，掌握核心技術(shù)的能力也存在差距，這必然導致地方技術(shù)標準不同，同時各地方政策多是根據(jù)自身發(fā)展來制定，存在政策標準、規(guī)范不一致現(xiàn)象。二是在長三角一體化進程中，不難發(fā)現(xiàn)某些領(lǐng)域缺乏完善的協(xié)調(diào)體制機制。一方面，協(xié)調(diào)的體制機制不完善，往往會導致各地區(qū)“各自為政”，從本地區(qū)利益出發(fā)參與市場競爭，從而導致“囚徒困境”局面；另一方面，協(xié)調(diào)的體制機制主要作用在于更為合理地調(diào)配區(qū)域內(nèi)資源，而協(xié)調(diào)機制的缺位必然會導致資源浪費，不利于區(qū)域資源利用效率提高，難以提升區(qū)域一體化水平。

總體上看，由于這些區(qū)域合作主要障礙因素的作用，呈現(xiàn)出市場一體化對周邊經(jīng)濟增長空間效應(yīng)不明顯的現(xiàn)象。因此，要合理優(yōu)化市場一體化空間布局，強化空間溢出效應(yīng)。①要不斷完善市場體系，深化要素配置市場化改革，發(fā)展緊密的產(chǎn)業(yè)鏈關(guān)系，避免政府體制過強對資源配置的干擾，進而推進長三角區(qū)域市場一體化建設(shè)。②深入分析城市群內(nèi)各區(qū)域優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，錯位扶持主導產(chǎn)業(yè)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)空間布局，為一體化發(fā)展注入新活力。例如，以上海為中心，協(xié)同江蘇南部地區(qū)和浙江等地區(qū)積極拓展總部經(jīng)濟、研發(fā)設(shè)計等核心產(chǎn)業(yè)鏈，向大數(shù)據(jù)、人工智能、大飛機等產(chǎn)業(yè)技術(shù)前沿靠攏；蘇北、皖北等地區(qū)充分利用農(nóng)業(yè)主產(chǎn)區(qū)優(yōu)勢，大力發(fā)展如大健康等特色產(chǎn)業(yè)或配套產(chǎn)業(yè)。③打破阻礙市場發(fā)展的行政、技術(shù)壁壘，突破邊界約束，促進要素自由流動。市場一體化的內(nèi)涵實質(zhì)上就是實現(xiàn)要素的無障礙流動和區(qū)域間的全方位開放合作，而長三角一體化的最終目標是讓各類要素突破現(xiàn)有的行政、技術(shù)壁壘，促進要素自由流動，進而實現(xiàn)效益最大化。因此，在推進長三角市場一體化進程中，要建立統(tǒng)一的市場準入標準、產(chǎn)品質(zhì)量標準、計量標準等，同時要著力破除行政壁壘，讓各城市的資源充分發(fā)揮作用，協(xié)同促進發(fā)展。長三角城市群依托發(fā)達的交通、通信等基礎(chǔ)設(shè)施，完成周邊城市要素向中心城市的回流效應(yīng)、中心城市向周邊城市的涓滴效應(yīng)，實現(xiàn)各類要素在城市之間的高效流動。

（2）研究結(jié)果表明，人力資本水平的提升不僅對本區(qū)域的經(jīng)濟增長具有推動作用，而且對相鄰區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展也具有顯著的促進作用，同時效應(yīng)分解結(jié)果顯示直接效應(yīng)和間接效應(yīng)都顯著為正，即呈現(xiàn)顯著的正向溢出效應(yīng)。根據(jù)盧卡斯內(nèi)生經(jīng)濟增長理論，在市場一體化進程中不斷破除壁壘，帶來跨區(qū)域的商品流動，勞動力也在區(qū)域間流動更加迅速，人力資本作用于其他生產(chǎn)要素，進而影響經(jīng)濟增長。例如，促進生產(chǎn)率提升、技術(shù)進步，間接地推動經(jīng)濟發(fā)展。此外，在長三角城市群市場一體化促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展過程中，地方政府財政收入持續(xù)增加，政府將更加重視教育和科技，教育支出和人力資本培養(yǎng)投資規(guī)模將隨著區(qū)域經(jīng)濟增長而增加，從而培養(yǎng)更多高素質(zhì)、適用型人才，提高區(qū)域人力資本水平，進一步促進經(jīng)濟增長。因此，長三角城市群政府要不斷提升人力資本水平，加強人力資本的區(qū)域流動性、外溢性。例如，推動科技創(chuàng)新平臺開放合作，圍繞重點發(fā)展領(lǐng)域，開展基礎(chǔ)科學問題研究，集聚一批世界級領(lǐng)軍人才；發(fā)揮上海全球科創(chuàng)中心等高能級平臺的輻射帶動作用，支持各地平臺設(shè)立“人才飛地”，鼓勵通過共建等方式深化合作；逐步實現(xiàn)公共服務(wù)一體化，政府間協(xié)同推進社會保障制度改革，以便更好地為區(qū)域內(nèi)人才的流動提供制度保障。

（3）研究結(jié)果表明，對外開放對本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展存在顯著的正向影響，而對周邊地區(qū)的帶動作用不明顯，同時效應(yīng)分解結(jié)果顯示直接效應(yīng)正向顯著，而間接效應(yīng)不顯著。其中可能的原因是，在長三角城市群內(nèi)，對外開放程度差異明顯，其中滬浙蘇的對外開放程度較高，而安徽對外開放程度較低。這種差異化的對外開放水平也加劇了資源流動的兩極分化，從而引起發(fā)達地區(qū)和落后地區(qū)所吸引外資的結(jié)構(gòu)存在差異。外資對落后地區(qū)的投資更傾向于勞動密集型產(chǎn)業(yè)，而對發(fā)達地區(qū)的投資則會注重技術(shù)研發(fā)，這將進一步加劇產(chǎn)業(yè)布局不合理、經(jīng)濟發(fā)展差距等問題顯現(xiàn)，有礙市場一體化發(fā)展。同時回波效應(yīng)指出，在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡初期，發(fā)展較好地區(qū)對附近地區(qū)的影響更多時候的表現(xiàn)是負面的。例如，上海自貿(mào)區(qū)的建立對其他地區(qū)產(chǎn)生了雙面的影響，挑戰(zhàn)與機遇相互并存。一方面，會吸引大量的外資集聚，導致其他地區(qū)招商引資困難；另一方面，還可能會造成其他區(qū)域內(nèi)優(yōu)質(zhì)企業(yè)的流失等問題。為此，長三角城市群要依托現(xiàn)有的基礎(chǔ)設(shè)施和經(jīng)濟發(fā)展優(yōu)勢，在建設(shè)開放新高地進程中，可在上海自貿(mào)區(qū)率先探索實施大宗商品、數(shù)字貿(mào)易等國際貿(mào)易新模式，促進勞動力、資本的自由流動，不斷改善營商環(huán)境，并逐步在浙江、江蘇和安徽等自貿(mào)區(qū)推廣，最終實現(xiàn)開放與高質(zhì)量融合發(fā)展的戰(zhàn)略目標。

注 釋：

（1）SLX模型又稱空間自變量滯后模型，借鑒Chao等（2019）［14］的觀點，在實際研究中較少使用，因此本文不對其加以討論。

（2）由于選取在崗職工平均工資單一指標衡量勞動力市場，不能計算其方差，難以運用價格法。

（3）唐建榮等（2018）指出，在空間計量模型中，Log-likehood值的大小表明了擬合數(shù)據(jù)效果的優(yōu)良，數(shù)值越大，模型效果越好；擬合優(yōu)度R2越大，模型的擬合程度高；離散度sigma2越小，模型更為穩(wěn)定［49］。