地區競爭與市場化進程的趨同性

摘 要：本文通過一個不對稱資本競爭模型分析地區競爭對市場化進程地區差距的影響，并討論地區間市場化進程趨同的可能性。分析表明，如果地區間技術水平差距過大，地區競爭不僅導致不發達地區非國有經濟發展滯后，而且會抑止不發達地區國有經濟的市場化改革進程，導致地區間市場化進程差距的擴大。在長期中，只有避免不發達地區進入“技術進步陷阱”或“改革成本陷阱”，才能保證地區市場化進程的趨同，避免出現“一個國家，兩種經濟”。

關鍵詞：地區競爭；市場化；財政分權

中圖分類號：F061.3 文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X(2007)04-0011-08

一、引 言

中國1978年以來的改革在創造經濟增長奇跡的同時，也制造了空前的地區經濟差距^[1][2]，這不僅包括各地區經濟發展水平差距的擴大，也反映在各地區市場化水平差距的擴大。1998年國企工業產值占工業總產值比重最低的只有6％，而最高的仍然有70％；根據樊綱等（2003）編制的相對市場化指數，2002年相對市場化水平最高省份廣東達到9.74，而最低省份寧夏只有3.73。^[3][4]如果用國有經濟占工業產值比重的標準差來度量市場化地區差距，我們發現，從1978年到1990年代中期，市場化地區差距持續擴大，隨后開始緩慢收斂，市場化地區差距縮小，呈弱倒U形變化趨勢。由此產生的問題是，是什么因素導致改革后各地區市場化差距的持久擴大？各地區市場化進程是否可能趨同？影響趨同的因素是什么？如果這種大幅度的地區差距不能縮小，這將意味著“一個國家，兩種經濟”：一個是高度市場化的東部沿海地區，另一個是市場化程度偏低的內陸地區。這種市場化水平的差距不僅會影響中國地區經濟協調發展^[3]，而且，由于不同的經濟基礎直接導致不同的政治偏好，它進而可能影響中國未來的政治區域格局。本文將對此展開分析，解釋倒U形變化軌跡產生背后的原因，分析相應的趨同可能性問題。

關于中國市場化或國企民營化進程的理論文獻都強調了財政分權下的地區競爭對市場化進程的推動作用。Qian和Roland (1998)指出，財政分權和資本市場上的地區競爭提供了有效的承諾機制，使政府能夠向國有企業做出硬預算約束承諾，從而推進國企市場化改革。^[16]文章以此解釋1980年代后我國市場化水平的逐步提高，但是沒有考慮地區差距對競爭結果的影響以及市場化水平的地區差距。張維迎和粟樹和（1998）強調了產品市場競爭對國企激勵機制安排的影響，認為產品市場上不同地區企業的競爭促使地方政府采用股權激勵或民營化來激勵原國企經理人。^[5]朱恒鵬（2004）從經驗角度分析了產品市場競爭對國有企業民營化的影響，認為1994年以后的國企民營化動力不是來自于產品市場層面上的地區競爭，而是地方政府的財政約束。^[6]

盡管產品市場競爭的確會推進國企改革，但1980年代后地方政府之間的競爭，更重要的體現在各地區對非國有資本的競爭，尤其是1990年代后地方政府對FDI的競爭。對于長期虧損的國有企業而言，如果沒有政府的援助就會不可避免的走上市場化重組的道路(注:同時，產品市場競爭會加劇國企對政府援助的依賴性。)。而地方政府對國企的補貼援助政策取決于這種援助的邊際成本和邊際收益，地區競爭提高了地方政府補貼國企的邊際成本，從而提高政府的市場化激勵。王紅領、李稻葵和雷鼎鳴（2001）的實證結果有力支持了這種觀點，他們的研究表明財政壓力（即停止對虧損國有企業的補貼、或出售國有資產增加財政收入）是推動政府國企改革的主要因素。^[7]但是，當地區之間存在技術水平差距時，Cai和Treisman（2005）指出，資本市場競爭將可能導致地方政府行為的兩極化。發達地區會變得對資本更親善，投資更多的基礎設施，而不發達地區將會由于競爭劣勢而放棄對資本的競爭。^[15]所以，地區競爭對不同地區的市場化激勵會產生不同的影響。

本文在Qian和Roland（1998）及Cai和Treisman（2005）的模型基礎上，通過一個非對稱地區競爭模型分析表明，地區競爭不僅導致地區之間非國有經濟發展差距的擴大，而且有可能導致國有經濟市場化改革進程的地區差距，兩種影響機制的共同作用將可能導致地區市場化進程差距擴大。市場化地區差距變化的趨勢主要受市場化改革成本以及地區技術水平差距的影響。當考慮技術水平與市場化改革成本的內生決定時，就可能出現兩極化。根據“干中學”機制以及新經濟增長理論，一個地區資本積累越多，技術進步的速度也越快，而地區競爭下非國有資本積累的兩極化及市場化的地區差距將反過來擴大地區之間的技術水平差距，從而進一步強化市場化的地區差距，導致兩極化，而不是趨同。同時，一個地區市場化水平越高，非國有經濟規模越大，那么市場化改革的成本也會相應的較低，地區競爭下的市場化差距反過來造成市場化改革成本的地區差距，這種差距的擴大也可能導致兩極化的出現，在這種兩極化穩態均衡下，一個“高度市場化的發達經濟”和一個“市場化水平較低的不發達經濟”并存，形成“一個國家，兩種經濟”的格局。但是，我國高度一體化的政治制度為抑制地區競爭、縮小地區差距提供了制度空間，中央政府有可能通過對地方官員的考核與晉升機制，以及轉移支付工具和區域經濟技術扶持政策等來控制縮小地區差距。

二、中國市場化進程：經驗特征

市場化進程是一個經濟全面的轉型過程，既涵蓋了產品市場和要素市場市場化，也包括經濟主體行為的市場化、政府與市場的適應性以及適應市場經濟的法律、制度環境的建立。要準確度量市場化存在一定困難，樊綱、王小魯（2001，2004）構建了一個涵蓋以上五個方面的各地區相對市場化指數。^[8][9]但該指數目前只有1997—2002年的數據，不能概括改革28年來各地區市場化進程的特征。為此，我們還采用了一個可得的指標：國有經濟總產值占工業產值的比重。這是因為非國有經濟的發展是經濟市場化的一個重要內容，同時也是基礎，該指標在樊綱等編制的市場化指數中占的比重也是最高的。

關于改革28年來各地區市場化進程，文獻普遍認同以下三個經驗特征： ^[5][3]

（1）自1978年后，各地區市場化水平都有不同程度的提高，國有經濟比重持續下降。

（2）各地區的市場化程度存在很大的差距。1998年國有經濟占工業總產值比重最低的只有6％，而最高的仍然有70％；根據樊綱等（2003）編制的相對市場化指數，2002年市場化相對水平最高省份廣東達到9.74，而最低省份寧夏只有3.73。

（3）東部發達地區的市場化改革進程明顯快于中西部欠發達地區。

通過分析非國有經濟發展指數，我們發現中國市場化進程還存在一個重要的經驗特征：

（4）地區之間的市場化程度差距呈弱倒U形變化趨勢。以國有經濟工業產值比重的地區標準差為度量指標，自1978—1994年，市場化地區差距呈不斷擴大趨勢，1994年后，差距逐漸縮小。由于1999年后國有經濟工業產值統計口徑發生變化，指標不具有可比性，所以無法刻畫之后的變化趨勢，但通過樊剛、王小魯（2001，2004）的相對市場化指數^[8][9]，我們可以看到1998年后市場化地區差距仍然有縮小的趨勢，但2001年后各項指標變化趨勢并不一致，需要更為精確的數據加以明確(注:雖然樊剛等編制的相對市場化指數的絕對值在各年之間不具有可比性，但我們加工后的指標比較的是市場化指數的地區分布在不同年份的變化，具有一定的可比性。)。

市場化指標作為較全面衡量經濟轉型情況的一種指征，它的變化趨勢關系到中國經濟改革最終的區域格局。如果市場化進程的地區差距不能縮小，那么將形成“一個國家，兩種經濟”的格局，這一經濟體制的地區差異將會影響到中國區域政治經濟的整合，以及社會經濟的和諧與穩定。直觀的看，1995年前后中央深化國有企業改革的一系列重大舉措一定程度上推進了各地區市場化進程的趨同，但顯然地區差距仍然很大，而且趨同速度比較慢(注:由于缺乏更完整的數據，難以對“趨同性假設”進行嚴格的計量檢驗，本文意在從理論上討論趨同條件與可能性。)。這自然產生一個問題：影響趨同性的因素、以及影響趨同速度的因素是什么？下面我們通過一個非對稱地區競爭框架給出決定市場化地區差距的理論解釋，并據此提出縮小地區差距的政策建議。

三、理論模型

1.基本模型

考慮一個分權框架下的政府—企業動態博弈，每個地區經濟由國有經濟和非國有經濟部門組成。首先，在0期自然決定國有經濟狀態，在1期，各地方政府根據各自國有經濟狀態同時選擇行動，非國有經濟觀察到政府行動后做出相應的反應。

假設存在M+N個地區經濟，在0期每個地區都擁有Q家國有企業，每家國有企業都有一個項目，每個項目產生的收益分為政府稅收所得R和企業職工和管理人員的私人收益B。Q個項目中有v比例是好項目，1-v的比例是差項目。每個好項目在1期產生收益（Rq，Bq）；對于差項目，政府可以選擇將企業出售或市場化重組，由此產生收益（RH，BH）；政府也可以選擇援助，向該項目再次注入1單位的資金，并產生收益（RS，Bs）。假設BH

非國有經濟在1期出現，我們假設在沒有地區競爭的情形下，每個地區都將出現相同數量的非國有資本Ki=k，記非國有資本總量為K=(M+N)k。但地區之間非國有經濟的技術水平不同，其中，i個地區的生產函數為f(Ki，Ii)=AiKαiIβi，α+β＜1，表示還存在其他固定生產要素，如勞動力、土地等。同時，令Am=1，λ=An/Am＞1，所以λ越大表示地區技術水平差距越大。Ii是政府為改善本地投資環境的投入，比如，政府職能的轉換、法律制度建設等，模型中我們將該投入定義為政府的基礎設施投資，而且有fKI＞0，基礎設施投資將提高私人資本的邊際產品。

為了簡化分析，假設政府的收入都來自于國有經濟，不對非國有經濟征稅。所以，給定國有經濟狀態，政府得到的總收入為Ri ＝vQRq。同時政府的支出分為兩項：對差項目的援助補貼Si和地區基礎設施投資Ii，所以政府的預算約束為：

Si＋Ii= Ri

其中，si∈［0，G］，G=(1-v)Q根據設定，補貼一家國企需要1單位的資金，所以，G-Si同時也表示國企被出售的數量。

假設社會總收益由國有經濟部門的收益和非國有經濟部門的收益組成。面對差的國企，地方政府在預算約束下選擇Si來最大化社會總收益。顯然，對國企的援助補貼將擠出基礎設施投資，并降低相應的非國有資本邊際產品。當非國有資本不能跨地區流動時，政府不用考慮援助決策對非國有資本數量的影響。所以，地方政府的目標函數為：

Wi=Aif(k，Ii)+vQBq+SiBs

從而，沒有地區競爭時，最優基礎設施投資量I*i或援助數量S*i的一階條件為：

Aif(k，I*i)Ii=Bs

如果Aif(k，R-G)Ii＞Aif（k，R）Ii(1.1)

滿足預算約束的最優基礎設施投資水平為：

從（1.2）式可知，當援助國企收益過小或過大時，可以得到類似Qian和Roland（1998）的結論。在兩部門經濟中，一個地區的市場化水平由該地區非國有經濟規模以及國有企業市場化改革進程決定。尤其在地區競爭情形下，地區間非國有資本配置不平衡，將直接導致市場化差距的擴大。但為了簡化，我們下面采用的市場化指數側重于國企的市場化改革程度，而沒有考慮非國有資本在不同地區的配置所導致的市場化差距的擴大。這樣的處理盡管會對分析結果在量上有一定的影響，但不會影響整體性質。

記地區i虧損國企市場化改革指數為δi=1-vQRq-Ii(1-v)Q，定義n地區與m地區之間市場化程度差距為：Δ＝δn-δm=1(1-v)Q(In-Im)

根據（1.2）式和市場化定義，我們可以得到以下幾個推論：

（1）國企改革成本越低，市場化水平會越高。如果將模型中非國有資本數量和國企改革成本內生化，前者隨資本的邊際產品增加而提高，后者會隨著非國有經濟規模擴大而降低，那么，非國有經濟的發展與國企改革之間就存在一種互動關系：國企民營化程度以及基礎設施投資水平越高，非國有經濟規模越大；而非國有經濟規模越大，反過來又通過降低國企改革成本推進國企改革。但同樣也可能出現另一種壞的均衡，較小規模的非國有經濟以及較低程度的國企市場化。這兩種均衡分別代表著兩種不同的經濟，它們的可能性以及決定因素直接關系著“兩種經濟”并存的可能性，這些需要我們進一步深入研究。

（2）地區生產力越高，地方政府的基礎設施投資邊際效率和援助國企的機會成本就越高，所以更有可能對更多的國有企業進行市場化改革，這是決定東部沿海地區與內陸欠發達地區市場化差距的基本因素之一。

（3）虧損國企比重(1-v)增加時，地方政府財政約束強化，政府的財政資金用于投資基礎設施的邊際價值更高，援助的數量降低。所以，地方政府的財政約束越強，推動市場化改革的激勵越強，這與王紅領、李稻葵和雷鼎鳴（2001）、郭凱和姚洋（2004）的實證結果基本吻合。^[7］［10]

（4）非國有資本量越大，基礎設施投資的邊際收益越高和援助國企的機會成本越高，相應的政府實施市場化的激勵也越強。由此可以解釋1990年代FDI大規模增加以及民營經濟的快速發展對地方政府市場化激勵的推動作用。同時，也可以解釋初始狀態差異對市場化路徑的影響。如果一個地區（比如浙江）初始的國有經濟比重較低，那么一方面，援助成本會較高，另一方面援助的收益也較低，從而市場化改革激勵就越強；相反，初始國有經濟比重越高，市場化改革激勵就越低。它同樣可以解釋FDI的不平衡分布對市場化路徑地區差距的影響。這一點在一個資本可以自由流動的模型中可以更清晰地體現出來。

2.地區競爭與市場化差距

我們現在考慮地區競爭對地方政府市場化激勵的影響。我們假設非國有資本可以在地區間自由流動，國有資本不能流動。首先，考慮給定每個地區基礎設施投資水平Ii時，資本市場或非國有經濟的最優反應。我們假設M＋N足夠大，地區間形成一個完全競爭資本市場，資本回報率r由市場均衡決定，資本流動均衡由以下兩個條件決定：

由（1.3）式得到，Ki/Ii=-fKI/fKK＞0，即增加基礎設施投資可以提高本地區的資本量。

給定非國有經濟的最優反應，地方政府i選擇基礎設施投資不僅會影響原有資本邊際產品，而且會影響本地區的資本數量，地區i基礎設施投資Ii的一階條件為：

Aif(Ki，Ii)Ii+Aif(Ki，Ii)KiKi(Ii，Ai)Ii=BS(1.5)

因為Ki/Ii＞0，比較條件(1.1)式和條件(1.5)式可知，如果資本配置不發生變化，那么就有Ii＞I*i，地區競爭將提高援助國企的機會成本，從而強化所有地區的國企市場化改革激勵。^[16]但是，當地區之間技術水平存在差距時，地區競爭將導致資本配置的兩極化，^[15]這將對不同地區的市場化改革激勵產生不同的影響，甚至導致市場化進程的兩極化：發達地區由于資本市場上的競爭優勢而加速市場化，以吸引更多的資本；而不發達地區由于資本的流失，基礎設施投資激勵下降，市場化進程出現停滯，甚至倒退。

由資本流動均衡條件（1.3）、（1.4）和（1.5）式得到，在地區競爭下，滿足預算約束的最優基礎設施投資水平為：

該假設意味著，市場化改革成本不是很低，地區競爭出現前至少不發達地區還沒有實現完全市場化；同時市場化改革成本也不是太高，地區競爭后一定會出現一些國有企業被市場化了。比較(1.2)和(1.6)式，得到：

四、市場化進程趨同性

1.地區市場化進程趨同條件

給定我們的市場化刻畫指標，一個地區的市場化進程取決于該地區非國有經濟發展規模以及國有經濟的市場化改革進程兩種基本因素。

首先，從模型分析可以得到，地區競爭將擴大地區間非國有經濟發展的差距。這種差距的擴大源于兩種因素：第一是在存在技術水平地區差距的情形下，落后地區資本流向發達地區，或在競爭中較少的非國有資本流向落后地區；第二，地區競爭擴大了地方政府在培育非國有經濟方面的投入差距。落后地區由于資本市場競爭劣勢而降低了有助于提高資本邊際產品的努力，比如基礎設施投資、政府職能的轉變以及對市場經濟起支撐作用的制度或法律環境建設。這在模型中表現為基礎設施投資I的地區差距擴大。在國企部分市場化狀態下，可以得到類似Cai和Treisman（2005）的結果：

（1.9）式說明非國有經濟發展的地區差距主要取決于地區技術水平差距。

其次，命題1說明，在地區技術水平差距過大，或市場化改革成本較高的情形下，地區競爭同時也將導致國有經濟市場化改革進程地區差距的擴大。而且地區之間技術水平差距越大，市場化地區差距擴大趨勢越強，給定其他參數，有（Δ-Δ*）λ＞0。

給定上述兩種基本力量，結合模型分析，我們可以得到，要實現市場化進程的趨同需要達到兩個基本條件：

（1）非國有經濟的全要素生產率的地區差距縮小。根據命題1和(1.9)式，如果過高，是不可能降低地區之間的市場化差距的，所以，趨同的前提之一就是非國有經濟技術水平的地區差距縮小到一定的水平。從更廣泛的含義，或從非國有資本的所有者角度講，反映了一個地區非國有經濟的全要素生產率，不僅表示了技術水平的高低，其實還會受各地區非國有產權的保護程度等因素的影響，產權保護越弱，非國有資本的凈產出水平越低。所以，該條件也要求各地區對非國有經濟產權的保護程度不存在大的差距。

（2）市場化改革成本降低。由命題1得到，在給定技術水平差距的情況下，只有當市場化改革成本降低到一定的程度，地區之間的市場化改革進程差距才會縮小。

改革開放之初，中央政府對地方政府實施財政分權體制，以強化地方政府發展地方經濟的激勵，但同時也打開了地區競爭的閘門。在給定地區之間技術差距的前提下，市場化進程的地區差距變化趨勢更大程度取決于市場化改革成本的高低，非國有經濟規模越大，消化國有資產和下崗個人的能力越強，那么市場化改革成本也將越低。同時，不可忽略的是，地方政府在實施國有經濟市場化改革中還存在政治上的風險（成本），這種風險的大小取決于經濟改革方向以及國企改革戰略。

結合中國經濟發展歷史，我們可以得到在1990年代中期市場化改革成本出現了質的變化：

（1）1992年后FDI大規模進入中國，同時民營經濟得到快速發展，從而推動了非國有經濟規模的擴大，這不僅為國企改革創造了條件，而且地區之間對非國有資本的競爭將提高地方政府的國企改革激勵。

（2）1993年中央明確建立現代企業制度的國企改革方向，并在1995年9月召開的黨的十四屆五中全會明確提出“抓大放小”的國企改革戰略，從而大大降低了國企改革的政治成本。

這兩個因素可以解釋中國市場化進程地區差距變化趨勢在1995年出現拐點，進入倒U形的下降區間。在這之前，由于市場化成本過高，不發達地區市場化水平滯后，導致了地區競爭下市場化進程地區差距的持續擴大。但是，通過我們的數據以及樊綱等的相對市場化指數，自1995年以來的趨同趨勢很微弱，很難判斷地區間市場化水平是否會趨同。

2.長期中兩極化的可能性

根據趨同性條件分析，要判斷市場化進程地區差距的長期變化趨勢，需要討論技術水平以及市場化改革成本的內生決定。如果在長期中各地區技術與市場化成本收斂，那么，這個動態經濟將會出現一個對稱的穩態均衡，各地區的市場化進程實現趨同。反之，如果不發達地區進入“技術進步陷阱”或“市場化成本陷阱”，那么，長期中就會導致兩極化的不對稱穩態均衡，類似于靜態模型中的不對稱均衡，在長期穩態下會有兩種經濟并存。

（1）技術水平的內生決定與“技術進步陷阱”。

從命題1和（1.9）式可以看到，地區間的技術水平差距越大，地區競爭下市場化水平差距就會越大。在模型中，我們假設是外生變量，但事實上，技術水平受一個地區資本積累水平的影響，尤其是“干中學”機制將導致非國有資本積累較高的發達地區技術進步較快，導致地區技術水平差距的擴大，樊綱和陳渝（2003）的經驗研究也表明各省市場化程度對全要素生產率(TFP) 的提高有明顯的貢獻。^[3]

同時，如前所述，λ還反映了各地區非國有產權的保護程度，產權保護越弱，非國有資本的凈產出水平越低。而一個地區對非國有經濟產權的保護程度很大程度上受該地區非國有經濟的發展規模以及所占比重的影響，在浙江、廣東等地區非國有經濟發展規模很大，相應的，非國有經濟對公共政策的影響力越強，受保護程度也越高。所以，在地區競爭下，發達地區非國有經濟規模很大，相應的產權保護更為完善，非國有經濟的全要素生產率也會越高，而不發達地區則由于非國有經濟規模較小，保護力量也較弱。這從另一個角度導致了非國有經濟全要素生產率地區差距的擴大。

在這兩種力量的作用下，市場化差距反過來擴大了全要素生產率的地區差距，而這又會進一步強化市場化進程的地區差距，不發達地區進入“技術進步陷阱”，不能實現與發達地區的技術趨同。一旦落入這種技術進步陷阱，那么，在長期中就有可能導致一種兩極化穩態均衡：“高技術水平，高市場化程度”的經濟和“低技術水平，低市場化程度”的經濟并存，形成“一個國家，兩種經濟”的格局。

（2）市場化改革成本的內生決定與“市場化改革成本陷阱”。

另一種可能導致兩極化的因素是內生決定的市場化改革成本。市場化改革成本或政府補貼對國企職工的效用取決于國企職工對這份補貼的福利評價，而該評價受經濟結構的影響。中國改革的實踐表明，非國有經濟的發展為國有經濟的改革創造了良好的外部環境^[8]，這個環境表現在：①非國有經濟規模越大，力量越強，那么非國有經濟吸收國有重組資產和下崗工人的能力越強，相應的降低了國企重組的成本；②非國有經濟的發展培育了一個市場化的勞動力市場，提高了國企職工下崗后的再就業機會，國企職工對重組下崗的心理成本和經濟成本都隨之降低；③非國有經濟的發展最直接的影響就是降低了國企的經濟績效，以及相應的國企職工福利，降低了國有經濟的就業崗位的相對價值。所以，非國有經濟發展規模越大，市場化改革成本就會越低，相應的市場化水平也越高。而地區競爭恰恰是擴大了非國有經濟發展的地區差距，以及相應的市場化改革成本的地區差距，這將反過來進一步擴大市場化水平的地區差距，這種循環作用將導致不發達地區落入“市場化改革成本陷阱”，妨礙地區間市場化進程的趨同，從而形成另一種兩極化均衡的形成機制。

3.地區市場化進程趨同力量

盡管地區競爭會導致市場化進程地區差距的擴大，甚至在長期可能導致兩極化，但同時也存在其他一些力量和制度安排來抑制這種擴大趨勢，推動地區經濟趨同。

（1）中國式分權為抑制差距擴大提供了制度上的可能性。

在我們的分析框架中沒有考慮中央政府的作用，其實這是一個完全分權的國家治理結構。而中國式的分權特征是在實施財政分權的同時，政治上是高度一體化的，中央對地方官員具有任免權，而且中央政府控制著許多公共政策的決策權。在這種背景下，一方面，中央政府有可能通過官員晉升機制來引導地方政府的行為。比如經濟增長指標激勵下，地方政府就具有通過發展非國有經濟發展地方經濟的激勵，從而推動地方市場化進程。另一方面，中央有可能通過轉移支付、區域經濟扶持政策來抵消地區競爭所帶來的負面影響。比如東北振興計劃、西部開發戰略等政策的實施，通過中央提供的傾斜政策提高了落后地區的比較競爭優勢，從而減弱兩極化趨勢。

（2）“技術外溢”效應有利于縮小地區差距。

盡管由于“干中學”等機制使得發達地區技術進步率更高，但是，在經濟一體化背景下，通過商品、勞動力以及資本的流動，發達地區的技術進步會對不發達地區產生正面的“技術外溢”效應，帶動不發達地區的技術進步，縮小技術水平的差距。

（3）全國勞動力市場的形成有助于降低不發達地區的市場化改革成本。

在上面的分析中，我們指出非國有經濟的發展為國有企業的改革創造了有利的環境。盡管不發達地區非國有經濟發展規模較小，但是，在全國勞動力市場下，本地區的改革成本可以部分轉移到其他地區，由發達地區的非國有經濟消化不發達地區國企資產和下崗職工，從而降低不發達地區的市場化成本。所以，地區之間人口流動成本越低，這種成本轉移效應就越強。

（4）產品市場競爭不僅有助于推動市場化進程，而且有利于縮小市場化地區差距。

對國有企業而言，最直接的挑戰來自產品市場的競爭，從經驗數據上看，市場競爭越激烈的產業，國有經濟的比重也越高，而那些市場集中度較高的產業，往往仍然保持著較高的國有比例。對此，張維迎和粟樹和（1998）通過產品市場競爭與國企激勵機制安排之間的關系來分析這一現象。^[5]本文則從另一個角度提出了解釋，產品市場競爭的直接影響是降低了國有企業的盈利水平，或者說擴大了虧損面。根據我們的模型，不管是否存在資本競爭，這種國企狀態的改變，將強化地方政府的財政約束，從而降低國企援助數量，提高市場化水平，在資本競爭壓力下，這種財政約束效應會越強，更大程度上推動地方政府進行市場化改革。從這個意義上說，產品市場的市場化改革推動了國有企業的市場化改革。中國加入WTO實際上對中國政府施加了市場開放預期，從而推動了政府加速市場化改革，以應對預期的市場競爭，避免由于競爭失利所造成的資產損失。

同時，從命題1可知，產品市場競爭越劇烈，v越低，臨界值BS越高（見圖1），資本競爭下地區國有經濟市場化改革差距收斂條件越弱。在這里，v表示國有經濟中好項目的比例，v越大，地區財政收入越高，財政約束越弱，對于給定改革成本，在滿足基礎設施投資后有更多的資金用于補貼國有經濟。因此，要實現市場化地區差距縮小，所要求的臨界改革成本也就會下降，趨同條件變得越強。

所以，只要各個產業具有足夠的競爭性，那么，在全國統一產品市場壓力下，不發達地區的國有經濟狀態會不斷惡化，從而提高地方政府的改革激勵，縮小市場化進程的地區差距。

五、結 論

本文通過一些可得的數據提出地區經濟體制的收斂性問題，如果現存的市場化地區差距不能縮小，那么就很可能出現“一個國家，兩種經濟”。盡管“一國兩制”是實現和平統一的偉大創舉，但在大陸出現“一個國家，兩種經濟”顯然將有礙于中國區域經濟的一體化，以及區域政治的整合程度。與經濟發展水平的地區差距一樣，這一經濟體制的差距同樣會影響到中國社會經濟的和諧與穩定。

在本文中，我們通過一個不對稱地區競爭模型說明分權框架下地區競爭對市場化地區差距的影響機制。分析表明，地區之間存在市場化水平趨同的可能性，但是趨同的速度受技術水平地區差距及國企改革成本大小的影響。當考慮到技術水平與市場化改革成本的內生決定時，就存在長期兩極分化的可能性，對這種可能性的嚴格討論將是今后的一項研究內容。 

參考文獻：

［1］ 李實，趙人偉.中國居民收入分配再研究［J］.經濟研究，1999，（4）：3－17.

［2］ 陸銘，陳釗.城市化、城市傾向的經濟政策與城鄉收入差距［J］.經濟研究，2004，（6）：50－58.

［3］ 樊綱，陳渝.中國的地區差異:體制改革、技術進步與全要素生產率的相關性分析［D］.2003，工作論文，即將出版.

［4］ 樊綱，王小魯，張立文，朱恒鵬.中國各地區市場化相對進程報告［J］.經濟研究，2003，（3）：9－18.

［5］ 張維迎，粟樹和.地區競爭與中國國有企業的民營化［J］.經濟研究，1998（12）：13－22.

［6］ 朱恒鵬.地區競爭、財政自給率和公有制企業改制［J］.經濟研究，2004，（10）：24－34.

［7］ 王紅領，李稻葵和雷鼎鳴.政府為什么會放棄國有企業的產權［J］.經濟研究，2001，（8）：61－70.

［8］ 樊綱，王小魯.中國市場化指數——各地區市場化相對進程報告（2000年）［M］.北京：經濟科學出版社，2001.

［9］ 樊綱，王小魯.中國市場化指數——各地區市場化相對進程報告（2003年）［M］.北京：經濟科學出版社，2004.

［10］ 郭凱，姚洋.國有企業改制的成因：對五個假說的檢驗［J］.世界經濟，2004，（12）：3－13.

［11］ 常修澤，高明華.中國國民經濟市場化的推進程度及發展思路［J］.經濟研究，1998，(11)：48－55.

［1２］ 陳宗勝，吳浙，謝思全，等.中國經濟體制市場化進程研究［M］.上海：上海人民出版社，1999.

［13］ 張晏，龔六堂.地區差距、要素流動與財政分權［J］.經濟研究，2004，（7）：59－69.

［14］ 張晏，夏紀軍.體制競爭與組織績效改進：兼論雙軌制對制度變革的意義［D］.復旦大學中國主義市場經濟研究中心工作論文，2006.

［15］ Cai H.and D.Treisman.Does Competition for Capital Discipline Governments——Decentralization， Globalization and Corruption［J］.The American Economic Review，2005，95， 817-830.

［16］ Qian Y.and G.Roland.Federalism and the Soft Budget Constraint［J］.The American Economic Review，1998，88， No.5， 1143-1162.

［17］ Wildasin， D.E.Nash Equilibrium in Models of Fiscal Competition［J］.Journal of Public Economics，1988，35(2)， p.229-40.

（責任編輯：楊全山）

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