中國省區市場整合及其影響因素*

海南大學經濟與管理學院 張應武

中國省區市場整合及其影響因素*

海南大學經濟與管理學院 張應武

一、引言

地方市場分割是經濟轉軌過程中出現的特有現象，*在發達市場經濟國家的歷史上，比如西歐，從封建社會向資本主義轉型中也出現過市場分割，但是隨著資本主義發展，這種現象逐步消失了。從發達市場經濟的當前實際運行看，盡管存在市場失靈現象，但市場基本上是一體化的，幾乎不存在地方市場分割問題(陳東琪，2002)。東歐和獨聯體國家在從計劃經濟體制向市場經濟體制轉軌過程中，都曾出現過國內保護主義和地區間貿易壁壘，從而導致地方市場分割，在俄羅斯等地域遼闊的國家，這一問題尤為嚴重(伯德等，2001)。跟俄羅斯一樣，中國也是從計劃經濟向市場經濟轉型的大國，在這個過程中地方市場的整合程度一直都是學者關注的焦點之一。盡管改革開放三十年來我國逐步放開了絕大多數商品和服務價格，市場機制在價格形成中的主導地位已經確立，*國家發改委對我國三種價格形式比重統計測算表明，2007年市場調節價在社會商品零售總額中占95.6%，在農副產品收購總額中占97.1%，在生產資料銷售總額中占92.4%，而政府指導價和政府定價的相應比重分別只占4.4%、2.9%和7.6%。但中國的完全市場經濟地位仍沒有得到美國和歐盟等國家和地區的認可。學術界對中國國內市場整合還是分割的討論也存在兩種截然不同的觀點：一種認為中國市場分割比較嚴重，沒有明顯減弱的趨勢，而另一種觀點認為中國市場分割程度在降低，呈現整合趨勢。由于不同文獻的研究方法和考察的歷史階段都各不相同，結論存在差異在所難免。比如，測算市場整合程度的方法有產業結構法、貿易流量法、經濟周期法、問卷調查法和價格法等。盡管每種方法都各有優缺點，但價格能綜合反映了市場交易活動的全部信息，是衡量市場整合與否最直接的指標。因此，近期的一些研究都不約而同采用價格法測度中國國內市場整合情況，結論一般都支持中國國內市場趨于整合而非分割(Fan and Wei，2006；桂琦寒等，2006；陳敏等，2007；范愛軍等，2007；趙奇偉、熊性美，2009)。雖然現有研究已經證明中國國內市場作為一個整體正趨于整合，但故事的發展并不能就此結束。從省區層面看，到底是哪些省區與全國市場整合，而又是哪些省區與全國市場分割？更進一步的，是哪些因素導致一些省區與全國市場整合而另一些省區卻與全國市場分割呢？現有文獻仍未對此進行深入研究，這將是本文的研究內容。與已有研究相比，本文的特點主要體現在兩個方面：第一，本文采用地區總價格水平而非單個商品價格測度中國國內市場的整合程度，單獨討論單個或某幾類商品市場的整合程度無法提供有關地區之間總體市場整合程度的足夠信息，而使用地區物價水平可以綜合各類商品信息；第二，本文以各個省區為切入點，首先界定了兩個地區之間市場整合程度的三種類型，然后采用各省區與全國的相對價格時間序列進行實證分析，得到的結論并非國內市場作為一個整體是否趨于整合，而是哪些省區與全國市場整合(或分割)。

文章其余部分安排如下：第二部分為文獻綜述；第三部分介紹測度地區市場整合的方法及相應的實證結果；第四部分探討影響地區市場整合的因素；最后為結論及政策含義。

二、文獻綜述

正如前面提到的，研究中國國內市場整合的文獻中所采用的方法有產業結構法、經濟周期法、貿易流量法、問卷調查法和價格法。產業結構法主要以不同地區產業結構的相似程度來衡量地區市場整合程度，如果地區專業化水平或者產業集聚程度高，那么產業結構差異就大，則認為地區市場整合程度高。商業周期法以各地區經濟周期的相關性作為市場整合的指標，相關性高則表示地區市場整合程度高。運用產業結構法和經濟周期法測度地區市場整合簡單易行而且數據易得，但這兩種方法都是間接測度，對其結果的評價缺乏相應的理論基準，導致即使結果表明地區產業結構趨同和經濟周期非同步變化不必然能推出國內市場分割。事實上，除國內市場分割外，產業結構趨同也可能是快速工業化進程的必然結果，經濟周期非同步中，市場分割也許只是其中一個，有時甚至并非最重要的因素。問卷調查法就是將反映市場整合或分割的相關內容細化為具體問題并設計成問卷，通過受訪者的回答獲得相關數據，然后對數據進行分析處理以估算市場整合的程度。問卷調查法不僅是最直接的測度方法且能獲得第一手資料，但是研究所需經費大并且需要受訪者的積極配合，特別是問卷設計、樣本選擇以及受訪者作答等方面都可能帶有嚴重主觀性。采用貿易法測度地區市場整合具有非常直接的經濟學含義，但是地區間貿易流量的增大可能是規模經濟導致而非區際貿易壁壘的削弱，而且區際間貿易流量容易受到商品替代彈性的影響，當替代彈性很高時，微小的價格調整也會帶來大幅的貿易量變動；此外，使用貿易法研究中國省區之間的市場整合時，省際貿易數據一般是不可得的，通常的替代方法是采用某省區與其余所有省區的貿易流量，因此測度結果實質上是某省區與其余所有地區的市場整合。與貿易流一樣，價格也是衡量市場整合與否最直接的指標，而且價格能綜合反映了市場交易活動的全部信息，因此，價格法是測度地區市場整合最行之有效的方法，這也是近期的大量文獻包括本文在內都使用價格法測度中國國內市場整合的原因所在。為了節省篇幅，下面我們僅對與本文一樣采用價格法的相關文獻進行簡單綜述。*采用其余方法測度市場整合的相關文獻可參考：余東華、劉運：《地方保護和市場分割的測度與辨識——基于方法論的文獻綜述》，載于《世界經濟文匯》2009年第1期，第80～93頁。

采用價格法衡量市場整合和分割一般通過檢驗地區之間相對價格是否收斂來判定，計量方法上可通過單位根檢驗實現。Young(2000)描繪了1987～1999年間中國地區之間工業投入品和農產品價格的變動情況，發現地區間產品價格差異并沒有明顯下降的趨勢，這與地區價格差異在市場整合情形下應該下降不一致，從而得出中國國內市場分割的結論。Fan and Wei(2006)采用面板單位根方法以及ESTAR模型分析了1990～2003年間中國36個大中城市93種商品的市場整合情況，結果發現商品價格運行符合一價定律，說明我國國內市場是整合的。桂琦寒等(2006)分析了1985～2001年間28個省區9類商品的相對價格(指數)方差變化趨勢并進行了單位根檢驗，發現全國相對價格的振動經歷了先放大后收窄的過程，因此認為改革開放以來中國的區域市場分割并非如Young(2000)所揭示的那樣愈演愈烈，而是呈現出市場日漸整合的趨勢。此后，范愛軍等(2007)和趙奇偉、熊性美(2009)都沿用桂琦寒等(2006)的方法對中國國內市場整合情況進行了更深入的分析。桂琦寒等(2006)把測度范圍限定在商品市場和相鄰省份之間，范愛軍等(2007)將其擴大到全國省份兩兩之間的測度，而趙奇偉、熊性美(2009)則將測度對象擴大到商品、資本和勞動力三大市場。總之，除Young(2000)外，絕大部分文獻都支持中國國內市場正走向整合而非分割。

為什么國內市場分割會成為經濟轉型的伴隨物，到底是什么因素導致同一貨幣區內會出現地方市場分割，又是哪些因素推動地區市場走向整合？對于我國市場分割的根源，早期的研究將之歸于中國的分權式改革，包括行政性分權和財政包干制度，如Young(2000)、林毅夫、劉培林(2004)、陸銘等(2004)。在Young(2000)看來，中國扭曲的價格體系并沒有因改革而得以糾正，使相應部門存在著“租金”，地方政府在財政分權的激勵下為鞏固和攫取這些“租金”設置各種障礙和壁壘并最終導致市場分割。林毅夫、劉培林(2004)則認為改革前違背比較優勢的趕超戰略導致企業沒有自生能力，而在分權式改革進程中，使原本沒有自生能力的企業新增加了許多社會性負擔，從而決定了地方政府地方保護和市場分割的行為。此外，陸銘等(2004)認為在分權體制下，落后地區政府能夠選擇暫時不加入全國性分工體系以提高自己在未來收益談判中的地位，從而導致地區分割。近年來，部分學者注意到，我國自20世紀80年代初期起，地方官員升遷標準由過去以政治表現為主變為以經濟績效為主，從而展開了從地方官員所面臨的政治激勵入手分析地區市場分割和貿易保護主義的原因，如周黎安(2004)、徐現祥等(2007)認為地方官員合作困難的根源并不主要在于地方官員的財稅激勵及他們所處的經濟競爭性質，而在于嵌入在經濟競爭中的政治晉升博弈的性質，于是其嘗試從政治晉升博弈出發對我國的市場分割和惡性競爭等問題進行全新的解釋。徐現祥等(2007)則構造了一個簡單的地方政府晉升博弈模型，證明了在中央根據經濟績效晉升地方政府官員的情況下，地方政府官員為了晉升最大化，既可能選擇市場分割也可能選擇區域一體化，因條件而異，從而為地方政府官員在區際關系上的迥異行為提供了一個具有內在邏輯一致性的解釋。值得注意的是，不管是財政激勵、戰略趕超還是政治晉升，以上文獻都是從政府的角度解釋市場分割。與此不同的是，陳敏等(2007)研究了國內市場整合和對外開放的關系，發現兩者存在非線性關系，具體來說即在開放水平較低時，經濟開放會加劇國內市場分割，但進一步的經濟開放能促進國內市場整合。Fan and Wei(2006)檢驗了空間距離對地區商品市場整合的影響。范愛軍等(2007)也研究了地區經濟發展水平、政府財政支出、國有企業就業比重、進出口、FDI等因素對國內商品市場整合的影響。

需要特別說明的是，分析市場整合或分割的影響因素需要以市場整合或分割的測度為基礎，因此，測度方法和結果的差異會對因素分析的結果產生影響。本文所采用的市場整合測度方法將各省區按其是否與全國市場整合(或分割)分為不同類型，因素分析是要進一步了解到底是什么原因導致我國某些省區與全國市場整合而另一些省區卻與全國市場分割。

三、地區市場整合的測度

(一)測度思路和方法。

在理想狀態下，市場完全整合意味著空間上分散的地區市場能像單一市場樣運轉，受市場空間套利活動的影響，商品價格在不同地區之間應相等。然而，現實生活中，由于存在貿易成本，地區之間的相對價格若恒等于某一固定常數，則可認為地區市場已經整合。對于正由計劃經濟向市場經濟轉型的中國，市場整合既是一種狀態，也可是一個過程，作為一種狀態是指空間上分散的地區市場猶如一個統一的市場，受同一種供求關系支配；而作為一個過程是指市場由分割狀態向整合狀態的轉型。

假設prt和pst分別代表地區r和s在時間t的價格水平，我們可依據地區之間相對價格prst(prst=prt/pst)的變化趨勢將不同地區按市場整合程度劃分為三種類型：(1)完全整合的地區，這類地區之間不存在價格差異(若考慮貿易成本，則價格差異為固定常數)，地區之間的相對價格只能短期內偏離其穩態水平。(2)趨于整合的地區，這類地區之間雖然存在(初始的)價格差異，但價格差異隨時間推移而漸近收斂到零(若考慮貿易成本，則收斂到某固定常數)，在(初始的)價格差異收斂的同時，地區之間的相對價格也可能會短期內偏離其穩態水平。(3)非整合(或分割)的地區，這類地區之間的價格差異不存在收斂趨勢而是隨時間推移逐漸增大(即發散)。

由此可見，類型(1)是作為一種狀態的市場整合，而類型(2)是作為一個過程的市場整合，在后面的分析中，兩者統稱為市場整合，類型(3)則為市場分割。在已有的研究中國省區市場整合的文獻中，一般只考慮了市場完全整合和分割的情形，而將類型(2)中趨于整合的情形等同于市場分割。作為一個從分割向整合轉型的中間狀態，如何刻畫市場趨于整合的情形呢？ Gluschenko(2006)采用如下非線性模型描述類型(2)中地區之間相對價格的運行軌跡：

prt/pst=1+γeδt,δ<0

(1)

其中，δ為地區之間初始價格差異收斂到穩態的速度，γ的符號表示收斂的方向。若γ<0表示地區r的價格增長相比地區s要快；若γ>0表示地區r的價格增長相比地區s要慢；若γ=0，則類型(2)轉化為類型(1)的情形。

因此，我們可通過單位根方法來檢驗地區之間相對價格水平是否收斂并進一步判定地區市場整合與否。由于類型(2)涉及非線性形式的單位根檢驗，本文采用Gluschenko(2006)推導的檢驗式進行檢驗：

ΔPrst= λPrs,t-1+[ln(1+γeδt)-(λ+1)ln(1+γeδ(t-1))]

+εt

(2)

上式中，若γ=0，則有：

ΔPrst=λPrs,t-1+εt

(3)

若δ=0且γ≠0，則有：

ΔPrst=c+λPrs,t-1+εt

(4)

式(3)和式(4)為傳統的單位根檢驗形式，適用于類型(1)的情形。

利用式(2)對地區相對價格序列{Prs，t}進行PP單位根檢驗*PP檢驗不需要在檢驗式中加入滯后變量，而是通過非參數方法處理殘差的高階序列相關，尤其適合式(2)的情形，還可節省模型估計的自由度。(Phillips and Perron，1988)，如果拒絕，則進一步依次檢驗γ=0和δ≥0。*由于序列是平穩的，因此對參數γ和δ的顯著性檢驗適用普通的t檢驗。如果γ=0和δ≥0都被拒絕，則表示地區r和s趨于整合；如果單位根檢驗被拒絕(即λ≠0)，但γ=0或δ≥0不能被拒絕，或者單位根檢驗不能被拒絕，則繼續檢驗式(3)或式(4)。估計式(3)或式(4)后，若λ=0被拒絕，則檢驗終止，表示地區r和s完全整合，否則，地區r和s分割。由于對式(2)進行單位根檢驗無現成的臨界值可參考，本文通過Monte Carlo方法模擬20萬次給出其漸近分布用于統計推斷。*感謝Gluschenko提供其編寫的模擬臨界值的程序。上述方法的詳細介紹也可參考張應武和李小瑛(2010)的研究。

在分析地區市場整合時，既可以對各個地區兩兩配對進行檢驗，也可選擇一個基準地區與其余地區配對檢驗。本文選擇后者并以全國市場為基準地區，檢驗我國各個省區與全國市場之間的市場整合程度。

(二)樣本選擇及數據。

本文選取全國及其內地31個省區(包括省、直轄市、自治區)2000年1月至2011年12月的物價水平數據進行實證分析。物價水平是指整個經濟的物價，而非某種或某類商品的價格。由于不同經濟體所包括的商品千差萬別，為了便于地區間進行比較，在統計實踐中，物價水平一般是以購買一籃子指定商品所需要支付的貨幣來衡量。由于官方一般僅公布物價指數，而價格指數僅能反映地區之間價格變動差異，不能比較地區之間價格高低程度，無法滿足本文構建省區與全國之間相對價格的需要。本文通過Brandt & Holz(2006)測算的1999年中國31個省區及全國的居民消費價格水平數據為基準，利用2000年1月至2011年12月對應地區的月度環比CPI數據構建了本文所需的價格水平數據。全國及各省區的CPI數據來自《中國經濟景氣月報》和中經網數據庫。

之所以選擇2000年以后這個時間段作為考察區間，是基于以下幾個原因：首先，本文主要研究我國各個省區市場與全國市場之間的整合狀態，屬現狀分析，故選取近年數據而非歷史數據作為樣本；其次是基于數據可得性和計量方法有效性的考慮，2000年之前年份僅能獲得年度數據，而本文所采用的方法是單位根檢驗，采用月度數據能增加樣本量有利于提高檢驗結果的勢；最后，也是最重要的一點，我國國內市場整合趨勢從2000年起表現得最為穩定，不難理解，如果變動趨勢穩定，則說明樣本期內沒有明顯的結構變化，則實證分析的結論更可靠。

(三)測度結果。

表1匯總了各個省區與全國市場整合情況的檢驗結果。具體而言，對于每個省區若表中報告了所有參數(λ、γ和δ)的結果，則意味著適合式(2)，表示該省與全國市場之間趨于整合；若只報告參數λ，意味著適合式(3)或式(4)，如果拒絕單位根則表示該省與全國市場完全整合，不能拒絕則表示該省與全國市場分割。所有檢驗都選定10%的顯著性水平。拒絕單位根的省區，我們進一步計算了半衰期φ=ln(0.5)/ln(1+λ)。

從表1中結果可以看出，在全國31個省區中，有14個省已完全整合于全國市場，占樣本數的45.2%，8個省(25.8%)與全國市場之間呈現整合趨勢，而與全國市場分割的省區為9個，占樣本數的29.0%。以2007年全國及各省區的GDP計算，與全國市場整合省區的經濟總量占到全國的85.7%(其中，完全整合和趨于整合的比重分別為41.1%和44.6%)，而與全國市場分割的省區僅占全國經濟比重的14.4%。

對于與全國市場整合的省區(包括完全整合和趨于整合兩類)，價格偏離穩態水平的收斂半衰期大致為2～10個月(平均值為4.63，中值為4.61)，僅略高于Fan and Wei(2006)采用單個商品數據的測算結果(其測算的半衰期均值為2.35，中值為2.26)。在與全國市場趨于整合的8個地區中，有3個地區價格低于但向上收斂于全國平均價格(γ<0)，而其余5個地區價格高于且向下收斂于全國平均水平(γ>0)。從初始價格差異(|ln(1+γ)|)和收斂速度(|eδ-1|)來看，*在此再一次強調，前面半衰期代表的收斂速度與此處所講的收斂速度是不同的概念。半衰期指的是相對價格短期內偏離后在空間套利機制作用下向其長期穩態值回復的速度，而此處的收斂速度是指趨于整合的那類地區的初始價格差異逐步減少的快慢程度，此時兩地區的相對價格運行沒有偏離其長期穩態，但也可能同時出現短期偏離并回復的情形。8個趨于收斂的省區中，向下收斂的省區的初始價格差異(北京0.453、天津0.216、上海0.401、山東0.025、廣東0.304)普遍高于向上收斂省區(河北0.071、河南0.106、四川0.061)，但收斂速度卻相反，*將收斂速度對初始價格水平和常數做回歸并取異方差穩健的標準誤所得到的初始價格水平系數為2.33，對應的p值為0.097。依次為四川(2.06%)、山東(1.01%)、河南(0.79%)、北京(0.34%)、河北(0.27%)、上海(0.22%)、廣東(0.18%)和天津(0.18%)。以上分析表明，8個與全國市場趨于收斂的省區中，向下收斂的5個省區是我國的高價格水平地區，由于收斂速度普遍較慢，短期內難以實現與全國市場的完全整合(山東除外)，相比而言，向上收斂的3個省區則更易實現與全國市場的完全整合。

表1單位根檢驗結果匯總

注：括號內為標準差，*、**、***分別表示通過10%、5%和1%的顯著性水平，下同。

可以看出，中國省區市場整合的空間分布具有明顯的區域特征，與全國市場分割的9個省區全部位于中、西部地區，*其中，東部省區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個；中部省區包括山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南9個；西部省區包括廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆11個。其中，西部地區6個，占66.7%；中部地區3個，占33.3%；東部地區所有省區都與全國市場完全整合或趨于整合。至于為何我國省區市場整合會出現如此顯著的區域特征，我們將在下一部分中做詳細分析。

四、省區市場整合的影響因素

在上面的分析中，我們依據與全國市場整合程度將我國內地31個省區劃分為完全整合、趨于整合和分割三種不同的類型。但是，我們并沒有分析到底是什么原因導致同一個貨幣區內的不同行政區之間的市場整合程度會有如此大的差異？下面我們將采用Probit模型來分析影響市場整合程度的因素：

(5)

其中，因變量市場整合(mi)為取值為0和1的二元變量，若表1中某省區單位根檢驗的p值小于10%，即該省區與全國市場整合，則該變量取值為1，否則，取值為0。此處需要說明的是，在分析影響市場整合的因素時，我們將完全整合和趨于整合兩種情形統稱為市場整合。如此處理不會影響分析結論的有效性，因為相對于市場分割而言，完全整合和趨于整合兩類地區的相對價格都是穩定的時間序列(都拒絕單位根)。X表示影響市場整合與否的因素，我們主要考慮以下兩類：對外開放和政府行為。

首先，我們來討論對外開放的影響。對外開放一般用外貿依存度衡量，記為trade。對外開放對國內市場整合的作用機制非常復雜，在不同的機制下，對外開放的作用可能是正的，也可能是負的(陳敏等，2007)。在經濟開放水平較低的時候，對外貿易的關稅壁壘較高，地方政府能夠在相對封閉的經濟中實行其分割市場的政策，此時，國際貿易與國內省際貿易可以相互替代。而隨著開放水平的提高，特別是整體關稅水平的下降，地方政府將面臨一個競爭性更強的市場環境，于是在國內分割市場和貿易保護的成本隨之提高，導致地方政府減少市場分割行為(Li, et al., 2003)。為了完整考察對外開放對省區市場整合的影響，在后面的分析中我們考慮了外貿依存度變量的一次項及平方項。

在討論經濟開放對國內市場整合的影響時，我們已經涉及地方政府的影響。事實上，在我國現行的財政分權和官員晉升激勵等因素的影響下，地方政府有極強的動機干預本地區經濟活動，尤其是進行地方保護(周黎安，2004；徐現祥等，2007)。由于地方政府的保護主義和對經濟活動的干預不可直接度量，只能從政府干預的動機和手段角度進行間接測度。首先，政府消費占GDP的比重可視為政府對經濟活動的參與程度，是衡量政府干預經濟的常用指標，記為govs。由于政府消費主要來源于財政收入，此指標也蘊含著政府可能基于財政考慮而分割市場。其次，國有企業作為政府最容易控制的經濟力量，它既是政府干預經濟的目的，也是其干預的手段，因此經濟的國有化程度經常被用于測度政府對地方經濟的保護(平新喬，2004)。本文選取國有及國有控股工業企業占全部國有及規模以上非國有工業企業的就業比重(簡稱為國有經濟就業比重)表示國有化程度，記為empl。第三，不同地區之間的發展水平和技術差距也是影響政府行為的重要方面。陸銘等(2004)的理論分析表明，在某些高新技術產業具有收益遞增的情況下，技術落后的地區可能會選擇不按比較優勢加入全國分工體系，而是通過市場分割和地方保護發展本地“戰略產業”，以期在未來的區間分工中獲得最大利益。因此，越是技術落后的地區越有激勵采取分割市場的政策。此外，經濟發展水平是地方政府政績的重要方面，為了實現經濟趕超，落后省區的地方政府可能產生地方保護和市場分割的強烈欲望來發展本地經濟(林毅夫、劉培林，2004)。經濟發展水平和技術差距用人均GDP的對數表示，記為pgdp。

各影響因素與地區市場整合的回歸結果見表2。方程(1)～(4)為市場整合變量對各個影響因素進行一元回歸的結果，可見所有變量的符號都符合預期。具體來看，政府消費占GDP比重和國有經濟就業比重越高以及經濟發展程度和技術水平越落后，則該省區與全國市場整合的概率越低；而省區對外開放程度越高，則與全國市場整合的概率越高。為了進一步考察對外開放和政府干預對地區市場整合的偏相關效應，我們將所有變量放在一起進行多元回歸，方程(5)中結果顯示政府消費占GDP的比重以及對外開放變量的符號符合預期且顯著，但國有經濟就業比重和經濟發展程度變量沒能通過10%的顯著性水平。經濟發展程度變量不顯著的原因可能是變量之間高度相關導致了多重共線性，從表3中變量之間的相關性分析的結果可知，經濟發展程度與對外開放、國有經濟就業比重等變量之間都存在顯著相關。在前面的分析中，我們討論了經濟開放程度與省區市場整合之間可能存在非線性關系，為了考察在本文樣本區間內經濟開放與省區市場整合的非線性關系是否必須，我們在方程(5)中加入經濟開放變量的平方項。從方程(6)中結果可知，經濟開放與省區市場整合之間確實存在非線性關系，當經濟開放水平很低時，對外開放不利于省區市場整合，但經濟開放水平很高時，對外開放卻能促進省區市場整合。從數值上看，轉折點出現在對外開放變量trade=9.13處，而樣本中低于此值的僅有7個省區(河南、貴州、青海、湖南、西藏、四川、江西)，說明我國大部分省區的對外開放程度已經跨越了轉折點，繼續擴大對外開放將有利于推進各省區與全國市場整合。由于對外開放變量與經濟發展程度以及國有經濟就業比重變量都顯著相關，可能導致共線從而使這兩個變量變得不顯著，因此，在方程(7)中我們剔除對外開放變量，此時經濟發展程度變量不僅符號符合預期且能通過10%的顯著性水平，但是國有經濟就業比重變量仍然不顯著，對此，我們的解釋是：近年來，國家一直在推進國有經濟改革步伐，通過“抓大放小”使國有經濟占整體經濟的比重持續下降，通過建立現代企業制度使國有企業相對于地方政府的獨立性有所提高，因此，國有化程度已不能很好地度量地方政府保護。

為了考察變量選取對分析結果的影響，我們采用FDI表示對外開放、國有經濟增加值而非就業比重表示國有化程度、勞均GDP表示經濟發展程度和技術水平對表2中結果進行穩健性檢驗，結果發現變量的不同選擇并沒有導致結論的不同(為了節省篇幅，結果備索)。

從前面的分析我們可以得出結論：對外開放是推動省區市場整合的因素，而政府對經濟活動的參與和地區經濟發展差距是阻礙市場整合最重要的原因，但我們仍沒有解釋我國省區市場整合為何會呈現出空間特征。為此，我們將影響地區市場整合的因素對東部(east)和西部(west)兩個區位虛擬變量進行相關性分析，結果發現東部地區虛擬變量跟所有市場整合的正(負)影響因素都顯著正(負)相關，而西部地區虛擬變量跟所有市場整合的正(負)影響因素都顯著負(正)相關，具體結果見表3。具體說來，東部省區經濟發展程度和對外開放水平都相對較高，而西部省區政府對經濟活動的參與以及經濟國有化程度更高。需要特別說明的是，這只是針對各區域總體而言；事實上，西部地區部分省份對外開放水平位居全國中游，比如新疆和重慶分別為全國各省區樣本期內第11和第17位；而陜西的政府對經濟活動的參與度(govs)在樣本期內是全國最低的。由于影響省區市場整合的因素具有顯著的空間特征，那么，我國省區市場整合的空間分布會出現顯著的區域特征就不難理解了。

五、結論及政策含義

掃除地方市場分割，建立一個全國統一的大市場，是擴大內需促進我國經濟持續發展的有效途徑。本文利用中國31個省區總體價格水平數據測度了我國各省區與全國市場的整合情況。實證結果表明，31個省區中有14個省區已與全國市場完全整合，8個省區與全國市場趨于整合，僅有9個省區仍與全國市場分割。從空間布局來看，與全國市場整合的省區主要位于東部沿海，而分割的省區主要位于中西部，特別是西部地區。在此基礎上，我們進一步對影響我國省區市場整合的因素進行了探索，結果發現對外開放是推動省區市場整合的主要動力，而政府對經濟活動的參與和干預以及地區經濟發展差距阻礙著省區市場整合。因此，進一步推進國內市場整合可從三個方面努力：第一，繼續加大對外開放力度，擴大與國際市場的一體化進程；第二，繼續促進非公有制經濟的發展，減少政府對經濟的干預；第三，扶持中西部地區的技術發展，提高落后省區的經濟發展水平，努力實現區域經濟協調發展。

表2省區市場整合影響因素分析

注：回歸方程的結果都省略了常數項； Probit模型采用最大似然估計和二次爬山法(Quadratic Hill Climbing)進行迭代；標準誤采用Huber/White(QML)的方法計算。

表3變量間相關性分析

[1]理查德·M·伯德、羅伯特·D·埃貝爾、克里斯蒂·I·沃利克：《社會主義國家的分權化：轉軌經濟的政府間財政轉移支付》，中央編譯出版社2001年版。

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[9]陸銘、陳釗、嚴冀：《收益遞增、發展戰略與區域經濟的分割》，載于《經濟研究》2004年第1期，第54～63頁。

[10]周黎安：《晉升博弈中政府官員的激勵與合作》，載于《經濟研究》2004年第6期，第33～40頁。

[11]徐現祥、李郇、王美今：《區域一體化、經濟增長與政治晉升》，載于《經濟學(季刊)》2007年第4期，第1075～1096頁。

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[17]平新喬：《政府保護的動機與效果——一個實證分析》，載于《財貿經濟》2004年第5期，第3～10頁。

中西部高校綜合能力提升計劃項目資助之產業經濟與國際貿易創新團隊；海南大學青年基金項目(qnjj1139)；海南省高等學校科學研究項目(Hjsk2012-02)；“中央財政支持中西部高校提升綜合實力專項資金資助成果”。