經濟開放加劇了國內市場分割嗎
——來自中國省級面板數據的實證檢驗

劉 剛

(安徽財經大學 國際經濟貿易學院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言及文獻綜述

改革開放以來，中國經濟在國際產業轉移、“人口紅利”和制度變革等要素的聯合作用下，基于自身比較優勢積極嵌入國際分工鏈條，對外貿易高速發展，外部市場成為拉動中國經濟飛速增長的強勁引擎。而與中國經濟高度融入國際市場形成鮮明對比的是，人們對國內市場的經驗性判斷是存在著較為嚴重的市場分割，尤其是地方保護主義以及地區間“以鄰為壑”的招商引資政策更是受到社會的普遍關注。對于發展中的大國，國內市場分割會導致中國內部市場和國內貿易的潛力難以得到充分挖掘，大國潛在的“先天優勢”無法得到有效發揮。大國的“先天優勢”是指其廣闊的國內市場規模不僅可以為國內產業發揮規模經濟提供堅實的需求基礎，更為關鍵的是，能夠為規模經濟和有效競爭的共存與兼容提供折衷空間，這是小國在經濟發展中所不具備的特殊優勢。對于內外市場失衡發展的“扭曲”現象，一些文獻認為國內市場和國際市場對于企業實現規模經濟具有替代效應，或者是國內市場分割下出口企業被迫選擇涌向國外市場(朱希偉 等，2005)；或者是對外貿易對國內貿易形成擠出加劇國內市場分割(范愛軍 等，2007)。但是，經典貿易模型“母市場效應”理論(Krugman，1980)指出國內需求的規模效應是企業抵消出口附加成本的特定優勢，國內市場與國際市場之間存在互補效應。中國經濟現實真的與經典貿易模型相背離了嗎？經濟開放真的加劇國內市場分割了嗎？這些問題都需要進一步深入討論。厘清經濟開放與國內市場分割之間的作用機制，對于建設國內統一大市場具有十分重要的意義。

針對經濟開放與國內市場分割關系的研究，較早可追溯到Poncet(2003，2005)運用引力模型考察中國國內邊界效應的分析，其發現1987—1997年間各省級單位的對外貿易和省內貿易在總貿易中的占比持續上升，各省自給自足傾向和國際貿易偏好對省際間貿易形成了擠出效應。范愛軍等(2007)進一步利用1985—2005年間省際面板數據實證檢驗了進出口依存度和政府財政支出、國有企業就業比重、經濟發展水平等因素對國內市場分割的影響，發現進口依存度對國內市場分割具有顯著的線性正向效應。陳敏等(2008)認為，經濟開放對市場分割存在非線性的門檻效應，當經濟開放處于較低水平時，經濟開放會促進國內市場分割加劇；當經濟開放提高到一定階段，其對國內市場分割的作用效果出現拐點，經濟開放有助于消除國內市場分割。任志成等(2014)考察了貿易開放和財政分權對市場分割的影響機制，研究顯示，貿易開放對國內市場分割具有非線性影響，且與財政分權交互作用于市場分割。

此外，還有部分文獻研究了國內市場分割對經濟開放的作用機制。朱希偉等(2005)將基于中國經濟經驗性觀察的假設條件引入Melitz(2003)模型進行拓展分析，發現嚴重的國內市場分割是導致中國對外貿易 “爆炸式”發展的重要推手，國內市場分割下國內企業的國際貿易成本低于國內貿易成本，激勵企業被迫形成“舍近求遠”的對外貿易偏好。長此以往，無法有效依靠國內需求發揮規模經濟的中國企業會被鎖定在國際價值鏈的低端。張杰等(2010)進一步利用微觀企業的數據實證檢驗了市場分割對本土企業和外資企業的出口激勵差別，發現市場分割迫使能力強的本土企業進入到國外低端市場，而中國國內的高端市場空間被外資企業所占據。黃玖立(2011)的研究認為，對外貿易與區域市場整合之間存在相互作用，對外貿易會改變地區經濟發展水平和速度，導致地區的比較優勢和經濟特征發生變化，進而影響國內地區間的貿易流向與結構。同樣，市場分割將促使各地區積極發展對外貿易，反作用于地區的國際化進程。

也有少量文獻探討了區域市場整合和對外經濟開放與經濟增長間的關系。盛斌等(2011)的研究發現，貿易開放和國內市場一體化均會顯著促進省際經濟增長，貿易開放和國內市場一體化對省際人均GDP的平均貢獻度分別為7.2%和17.9%，在促進經濟增長方面，兩者之間是相互替代的。陸銘等(2009)指出，適當的市場分割有利于當地的經濟增長，但是如果分割程度超過一定閥值，當地的經濟增長便會受到損害。在其考察的樣本中，超過96%的觀察點的市場分割促進了本地的經濟增長。而且，對于經濟開放程度更高的省級單位而言,市場分割更有利于當地的經濟增長。毛其淋等(2012)考察了區域市場整合和對外開放對經濟增長質量的影響，其通過構建內生化全要素生產率的模型，利用1985—2008年的省際面板數據進行實證檢驗，發現區域市場一體化和對外經濟開放對地區全要素生產率都具有顯著的正向效果，并且兩者之間存在替代效應。

現有研究成果無疑具有重要的參考價值和借鑒意義，但這些文獻大多從貿易開放的角度，分析經濟開放與市場分割之間的關系，而實際上經濟開放的內涵并不僅僅包含貿易開放這一維度。本研究力圖在以下兩個方面做出拓展：一是在研究視角方面，從貿易開放和外資開放兩個維度綜合考察經濟開放對地區市場分割的影響效應，探討貿易開放和外資開放對市場分割是否具有一致的作用機理。二是在實證研究方面，本文利用相對價格法對國內整體市場整合趨勢進行測度，在此基礎上進一步分析長三角和京津冀等區域經濟市場一體化進展，更加全面地解構和描繪了國內市場整合的演進特征。

二、變量選取、數據說明及模型設定

(一)被解釋變量及其測度

1．市場分割指數的構造

本文構建市場分割指數作為計量模型的被解釋變量。目前，對市場分割的測度方法主要有生產結構法(Young，2000；白重恩 等，2004)、貿易流量法(Naughton，1999；Poncet，2003)、價格指數法(Parsley et al.，1996；桂琦寒 等，2006；陳敏 等，2008)和經濟關聯性法(Xu，2002)。生產結構法、貿易流量法和經濟關聯性法存在邏輯難以自洽的內在缺陷(桂琦寒 等，2006)，而價格指數法利用商品價格信息可以更為準確地反映國內市場分割程度的變化。因此，本文在遵循Parsley et al.(1996)研究思路的基礎上，借鑒桂琦寒等(2006)和陳敏等(2008)的方法來測算2000—2014年中國各省級單位市場分割程度的演進趨勢。

在套利機制的作用下，兩地區間同類商品的相對價格Pm/n(m、n表示任意兩個地區)會在一特定區間內波動，兩地間交易成本的下降會使相對價格Pm/Pn的波動區間收斂，反之，波動區間會隨之發散。兩地間交易成本的下降意味著市場整合程度的提高，即兩地間市場整合程度與Pm/Pn波動區間成反比。因此，我們可以通過考察Pm/Pn的波動規律得到市場整合的演進狀況。

本文利用2000—2014年中國31個省級單位的商品零售價格分類指數，可獲得的原始數據是商品價格環比指數，因此使用其差分形式來構造反映市場整合進展的指標，設

(1)

其中，P表示商品零售價格指數，m、n表示任意兩個省級單位，t代表年份，k表示商品種類。Var(|ΔQmnt|)與Var(Pm/Pn)在數據特征上具有等效性。

2．國內整體市場*基于統計數據的可得性和一致性，本文所考察的中國或國內市場是指31個省、直轄市和自治區，不包括港澳臺地區。、區域市場與各省級單位市場分割的演進狀況

圖1 國內商品市場分割程度(2000—2014年)

近年來，中央密集出臺海峽西岸經濟區、北部灣經濟區、成渝經濟區、黃三角經濟區等區域經濟發展戰略，旨在通過促進區域經濟融合，實現區域經濟有序分工與協調發展。本文進一步選取長三角經濟圈和京津冀經濟圈這兩個具有代表性的樣本來考察區域經濟的市場整合進程。長三角經濟圈包括上海、浙江和江蘇，長三角經濟圈的市場分割指數為上海-浙江、浙江-江蘇和上海-江蘇的市場分割指數的均值。同理，京津冀經濟圈的市場分割指數為北京-天津、天津-河北和北京-河北的市場分割指數的均值。我們按年份將長三角經濟圈和京津冀經濟圈內部省級單位配對組的市場分割指數進行平均，可得到15年間長三角經濟圈和京津冀經濟圈市場分割指數的時間序列(見圖2)。本文發現，2000—2014年間，長三角經濟圈和京津冀經濟圈的市場分割程度長時期內顯著高于國內整體市場分割程度，且波動幅度明顯更為劇烈。長三角與京津冀經濟圈“圈而不融、圈而不合”的現象表明，現階段中國的區域經濟戰略尚未發揮有效作用，區域資源的整合和合理配置仍未實現，嚴重阻礙了區域經濟整體競爭力的提升。

圖2 全國、長三角和京津冀市場分割程度(2000—2014年)

作為下文中回歸模型的被解釋變量，各省級單位市場分割程度的時序變化也是本文所關心的。每一個省級單位的市場分割指數實際上表示的是這個省級單位與所有其他省級單位的市場整合程度。例如：北京的市場分割指數就是北京與其他30個省級單位之間市場分割指數的均值，其他各省、直轄市和自治區的市場分割指數同理可得。由此，本文可得31個省級單位15年間市場分割程度的變化。

表1 各省級單位市場分割程度指標的排序

相比較2000年與2014年的市場分割程度，可以發現不少省級單位的排序發生了較為明顯的變化。就整個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，其市場分割程度高是容易令人理解的。但是，四個直轄市的市場分割程度均居全國前列，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較小，地方政府更易于有效實施市場分割的政策措施。

(二)解釋變量的選取說明

在解釋變量的選取上，本文著重關注經濟開放，并將經濟開放分為貿易開放(Trade)和外資開放(Fgio)兩個維度，考察貿易開放和外資開放是否會對市場分割產生同向的作用效果。現有文獻大都認為貿易開放度高的省份借助國際市場實現規模經濟，外部市場對內部市場具有替代效應，因此，其國內市場分割程度會進一步加劇。然而，這似有商榷之處：自2001年加入WTO以來，中國融入世界經濟的程度日益加深，中國市場經濟改革亦不斷深化，雖然存在著一定程度的市場分割，但總體上國內市場趨于日益整合(桂琦寒 等，2006；陳敏 等，2008)。國際市場和國內市場之間似乎呈現出互補關系而非替代關系。引進外資是推動地方經濟發展的重要力量，地方政府在引進外資中時常進行“以鄰為壑”的競爭，甚至制定分割市場的政策措施以吸引其流入，因此，外資開放程度越高，越有可能加劇地區的市場分割。

基于現有理論和文獻成果，我們將除經濟開放之外的其他影響國內市場分割的主要因素劃分為四組：第一，交通基礎設施。擁有更完善的交通基礎設施的國家可以有效降低國際貿易的成本，從而獲得更高的貿易流量，推進其國際經濟一體化(Behrens,2004)。同樣，各省份交通基礎設施越發達，越有利于降低省際邊界效應，促進省際間貿易量增加，推動區域經濟一體化(劉生龍 等，2011)。因此，本文預計交通基礎設施對于市場分割應具有負向影響。第二，地方政府對經濟活動的干預強度。分權式改革導致的地方政府間競爭實質是一把“雙刃劍”，一方面激勵地方政府為促進地方經濟發展采取“順市場”行為，另一方面也激勵地方政府為保護本地區經濟利益而采取 “逆市場”行為。本文推斷地方政府對經濟活動的干預會對市場整合產生顯著影響，正影響還是負影響則取決于地方政府干預經濟的方式。第三，流通產業作為國民經濟的基礎性產業(黃國雄，2003)，流通企業的規模越大，流通競爭力越強，則流通效率越高，流通環節的時滯和沉淀成本就越少，商品流動和價值實現的速率就越快，市場一體化的進程也越快。因此，流通企業的規模對國內市場整合應具有積極的正向作用。第四，經濟的國有化程度。在國企改革尚未取得突破性進展之前，大量的隱性失業還存在于國有企業部門(袁志剛 等，1998)，地方政府迫于就業壓力，具有分割市場保護國有企業的激勵(陳敏 等，2008)。而且，地方政府與國有企業之間具有天然的緊密聯系，地方政府可以從國有企業中獲得其他所有制性質企業不能提供的特殊隱性利益(白重恩 等，2004)，因此，本文推斷地方經濟的國有化程度越高，地方政府分割市場的意愿越強。

另外，為了進一步驗證前文的推測：2008年爆發的全球金融危機導致國際需求急劇萎縮，各省、直轄市和自治區都面臨嚴峻的經濟增長和就業的壓力，地方保護主義和行政性壁壘大幅反彈，國內市場分割程度加劇。因此，我們在模型中加入全球金融危機因素。

(三)計量模型的構建

根據前文的理論分析和提出的影響國內市場分割的主要因素，本文構建如下面板數據模型：

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分割指數(Segm)，方程右邊是模型選擇的一系列解釋變量，下標i和t分別表示省級單位的代碼與年份，μi表示非觀測的地區固定效應變量，υt表示非觀測的時間固定效應變量，εit表示隨機誤差項。

在方程(2)所包括的解釋變量中，Trade為外貿依存度，即進出口總額占GDP比重，是衡量貿易開放度的指標；Fgio為外商及港澳臺商工業總產值占規模以上工業企業總產值的比重，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。該指標表示的是公路交通基礎設施條件。公路交通的特點是四通八達的通達性和靈活性，是實現商品門到門運輸的必需方式，公路交通運輸資源的優劣對商品跨區域流通的效率應有顯著影響。

(2)Rwden，鐵路密度，即每省單位面積的鐵路里程。該指標表示的是鐵路交通基礎設施條件。中國國土面積廣袤和經濟資源分布不平衡決定了長時期內商品的長距離運輸在交通運輸中占有重要地位。鐵路運輸在快捷性、載重量和天氣條件適應性等方面比其他交通運輸方式占有一定優勢。

(3)Govcost，政府支出占GDP比重，該變量表示地方政府為推動本地經濟社會發展的財政投入程度，是反映地方政府對本地區經濟發展干預的指標。該指標對被解釋變量的影響是正或是負，取決于地方政府的財政投入產生了“順市場”還是“逆市場”的效果。

(4)Cea，限額以上流通企業平均資產總額。該指標的流通企業包括限額以上的批發企業和零售企業，流通企業的平均資產規模體現了其網點、門店、倉庫等固定資產和流動資產的綜合信息，可以準確表示流通產業的效率和競爭力。考慮到流通企業規模可能與市場分割指數存在非線性關系(王曉東 等，2012)，因此，本文構造了流通企業平均資產總額的平方項(Ceasq)。

(5)Soe，國有控股工業企業工業銷售產值占規模以上總產值比重。該指標表示地方經濟的國有化程度，如前文所言，緣于就業壓力或者隱性的特殊利益，地方政府具有強烈的保護國有經濟的意愿。預期該變量與被解釋變量正相關。

除此之外，本文還控制了另外一個重要的解釋變量: Dummy08，即以2008年為界的時間啞變量，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年爆發的全球金融危機導致地方保護主義和行政性壁壘反彈，因此預期這一變量應該與被解釋變量正相關。

本文計算了中國2000—2014年31個省級單位的市場分割指數，解釋變量的原始數據源自相應年份的《中國統計年鑒》、《中國工業經濟年鑒》、中經網統計數據庫以及《新中國60年統計資料匯編》等。為了使解釋變量的系數估計值不會太小，本文將市場分割指數放大100倍。在計算變量貿易開放度(Trade)時，均使用當年的美元兌人民幣匯率的中間價將進出口貿易總額換算成以人民幣為單位。各關鍵變量的描述性統計見表2。

表2 各關鍵變量的描述性統計

三、檢驗結果及分析

(一)OLS估計結果

表3的列(1)—(3)報告了面板普通最小二乘法的估計結果，其中列(1)為混合最小二乘法，列(2)考慮了固定效應(Fixed Effect，Fe)，列(3)考慮了隨機效應(Random Effect，Re)。

通過相關的面板F統計量檢驗、Breusch-Pagan LM檢驗和Hausman檢驗可以在統計意義上選擇合適的模型。在面板F檢驗中，給定模型的F臨界值為F0.05(30，425)=6.72，而實際面板檢驗的F值為36.26，大于臨界值，拒絕原假設。因此，建立個體固定效應回歸模型比混合OLS模型更合理。Breusch-Pagan LM檢驗進一步說明隨機效應模型比混合OLS更合適。最后，為了比較固定效應模型和隨機效應模型的適用性，本文還進行了Hausman檢驗，結果顯示Hausman統計量的值是147.35，相對應的概率是 0.0000，拒絕原假設，表明選用固定效應模型更為合理。因此，本文以列(2)的固定效應估計結果作為分析基礎。

表3 基本模型估計結果

注：***、**、*分別表示通過1%、5%、10%顯著置信水平檢驗。()內數值為系數的標準誤，[]內數值為相應檢驗統計量的p值，最小特征值統計量中的{ }內數值為Wald檢驗10%水平上的臨界值。

計量檢驗結果顯示，貿易開放度(Trade)對市場分割具有顯著的負向影響，表明各地區對外貿易的發展和融入國際市場程度的提高，有利于推動地區間市場整合進程，對外貿易的提高促進了國內貿易發展，兩者之間呈現互補效應。其中的作用機理在于：中國經濟的發展和市場規模的逐漸擴大，推動產業分工的深化和地區間分工進一步細化，產業間分工逐漸向產品內分工演化，某一產品的完整生產鏈條被分解為若干環節，依據比較優勢分散于各個適宜其生產的地區，各個中間產品最后匯集在某一地區完成最終產品生產。因此，某一地區最終產品的出口會帶動生產鏈上各個中間產品的跨地區流動，對外貿易促進了地區間貿易流量的增加。本文的實證結果看似和大多現有文獻研究并不一致，原因可能在于：我們選擇的時間樣本是2000—2014年，2001年中國加入WTO，中國的對外貿易水平開始步入“爆炸式”增長階段。陳敏等(2008)指出貿易開放提高到一定階段后，其對市場分割的作用會發生逆轉，由加劇市場分割轉變為促進市場整合。因此，我們認為本文結論在一定程度上驗證了陳敏等(2008)的判斷。

外資開放度(Fgio)對市場分割的影響效應顯著為正。長期以來，中央將招商引資作為考核地方政府績效的重要目標，各地區形成了“以鄰為壑”、競相讓利的招商引資機制，外資享有超國民待遇。外資在本地經濟中的比重越大，地方政府越有激勵出于保護外資的目的分割市場。外資開放與貿易開放對國內市場分割顯現出方向并不一致的作用效果。

交通基礎設施的改善有利于促進國內市場整合，公路密度(Hwden)和鐵路密度(Rwden)都對市場分割指數(Segm)有負的影響，并且都在1%水平顯著。公路密度(Hwden)的估計系數為-0.0187，鐵路密度(Rwden)的估計系數為-1.021，說明相對于公路交通設施而言，鐵路交通設施的優化改善更有利于降低國內市場分割。原因可能在于，中國的自然資源主要分布于中西部地區，與生產力布局并不匹配，這就決定了大宗初級產品和工業品的長距離運輸是長期持續存在的現象。鐵路運輸在快捷性、載重量和天氣條件適應性等方面更適宜于大宗初級產品和工業品的長距離運輸。長期以來，中國并沒有將鐵路運輸放在優先發展的位置，鐵路運輸的發展明顯落后于公路運輸和民航運輸，鐵路運力仍是制約經濟發展和市場整合的瓶頸。

政府支出占GDP比重(Govcost)對市場分割的效應顯著為負，表明地方政府的財政投入程度越高，越有利于推動市場整合。原因可能在于，地方政府的財政投入有效地提升了本地的交通基礎設施和物流網絡，改善了商品流通的環境，產生了“順市場”效應。

流通企業規模(Cea)對市場分割的影響效應顯著為負，作為商品流通的主體，流通企業的規模越大，其網點、門店和倉儲設施等固定資產以及商品、存貨和貨幣等流動資產越多，進而商品流通能力越強，越有利于促進市場整合。流通企業平均資產總額二次項(Ceasq)的系數為正，p值是0.102，略大于0.1的顯著性水平，流通企業平均資產總額一次項(Cea)系數為負，表明當流通企業規模較小時，流通企業的規模逐漸擴大，有利于降低市場分割，促進市場整合；隨著流通企業規模擴大到一定程度，其對市場分割的影響會出現拐點，流通企業規模的進一步擴大會阻礙市場的整合。現階段，區域性代理商在流通渠道中扮演重要角色，當規模擴大到一定程度，各區域性代理商為維護自身利益會阻礙商品的跨區域流通，使整體市場割裂為眾多的“諸侯市場”(王曉東 等，2012)。

國有控股工業企業產值占規模以上總產值比重(Soe)對市場分割的效應顯著為正，表明地方經濟的國有化程度越高，市場壟斷和地方保護的力量就越強，不利于區域間市場整合。此外，時間啞變量Dummy08的估計系數顯著為正，顯示出2008年全球金融危機的爆發的確產生了加劇國內市場分割的作用。

(二)內生性問題及工具變量GMM估計結果

本研究所包括的兩個核心解釋變量——貿易開放度和外資開放度與市場分割之間很可能存在高度的雙向因果關系，這得到了很多文獻的支持(朱希偉 等，2005；陳敏 等，2008)。此外，本文還可能遺漏了某些隨著時間變化且與已有的解釋變量相關的未觀察因素，這樣，嚴重的內生性將導致OLS估計結果有偏或非一致，因此，本文采用工具變量法對內生性問題進行處理。

一個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性的兩個條件。首先，選用國際市場接近度作為貿易開放度的一個工具變量，取各省省會城市到深圳和上海兩個主要港口中鐵路距離較近的一個，作為國際市場接近度。上海和深圳是中國最大的兩個港口，和這兩個港口之間的地理距離是決定各省份國際貿易成本的重要因素，也是對各省份貿易開放和活躍程度最直接的刻畫(陳敏 等，2008)。同時，地理距離對于市場分割沒有直接影響，是外生變量。為了使其具有動態特征，本文用2000—2014年的名義匯率與之相乘。此外，增加工具變量的數量通常會得到更加有效的估計結果 (Wooldridge，2002)，因此本文還選取貿易開放度的一階滯后項作為其自身的工具變量，選取外資開放度的一階滯后項作為其自身的工具變量。

表3的列(4)—(6)報告了使用工具變量法進行的兩階段GMM估計結果。工具變量的有效性會直接影響估計結果的準確性，因此，我們采用統計檢驗方法對工具變量進行評判：一是相關性檢驗，Cragg-Donald Wald F統計量為202.191，大于Stock-Yogo檢驗10%水平上的臨界,19.93，因此拒絕工具變量是弱識別的假定。二是外生性檢驗，Sargan-Hansen過度識別檢驗的相伴隨概率為0.2586，即不能在10%的顯著性水平上拒絕工具變量是過度識別的零假設，因此，本文所選取的工具變量是外生的。

列(4)僅考慮貿易開放度(Trade)為內生變量的情況，Durbin-Wu-Hausman檢驗結果表明在1%的顯著性水平上拒絕貿易開放度是外生的零假設。列(5)報告了外資開放度(Fgio)為內生變量時的估計結果，同樣，Durbin-Wu-Hausman檢驗結果表明在1%的顯著性水平上拒絕外資開放度是外生的零假設。列(6)進一步報告了貿易開放度(Trade)和外資開放度(Fgio)同時為內生變量時的估計結果。Durbin-Wu-Hausman檢驗在1%的顯著性水平上拒絕零假設，表明確應將貿易開放度(Trade)和外資開放度(Fgio)同時進行內生化處理。由此進行的回歸結果表明：與 OLS估計方法相比，IV-GMM估計使貿易開放度(Trade)的系數提高了3.8%；外資開放度(Fgio)的系數提高了42.4%；公路密度(Hwden)的系數提高了2.7%；鐵路密度(Rwden)的系數提高了15.4%；政府支出占GDP比重(Govcost)的系數提高了6%；流通企業規模二次項(Ceasq)的系數提高了29.5%，且在5%的水平上顯著；國有控股工業企業產值占規模以上總產值比重(Soe)的系數提高了2.4%；啞變量Dummy08的估計系數提高了8.2%。這說明內生性使得OLS估計方法嚴重低估了各個自變量對市場分割的影響。

(三)穩健性檢驗

為了保證本文估計結果的可靠性，我們從兩個方面進行了穩健性分析。結果見表4。

表4 穩健性檢驗結果

注：***、**、*分別表示通過1%、5%、10%顯著置信水平檢驗。()內數值為系數的標準誤，[]內數值為相應檢驗統計量的p值，最小特征值統計量中的{ }內數值為Wald檢驗10%水平上的臨界值。

(1)剔除異常樣本。通過對樣本進行描述性分析可以發現，個別樣本較為異常。從2000—2014年間15年的均值來看，上海的貿易開放度(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影響模型的估計結果。為了排除極端樣本點的影響，我們將上海和新疆予以剔除。表4的列(1)是去除上海后，對剩余的30個省市再次進行IV-GMM估計的結果。列(2)顯示的是去除新疆后，對新樣本進行IV-GMM估計的結果。列(3)則是同時去除上海和新疆后，對剩下的29個省市進行IV-GMM估計所得到的結果。將表4的列(1)、列(2)和列(3)與表3的列(6)進行比較可以發現，所有解釋變量的系數符號和顯著性基本沒有發生明顯變化，僅列(3)的貿易開放度不顯著，但p值等于0.106，放松一些也可以大致通過顯著性檢驗。所有解釋變量的估計結果也基本相同。因此，總體而言，異常樣本點并未給估計帶來實質性的影響，說明模型的回歸結果是穩健的和可信的。

(2)使用貿易開放度的替代指標。我們把計量模型中的貿易開放度(Trade)替換為進口開放度，并采用IV-GMM方法進行估計，結果報告在表4的列(4)中。從中可以看出，進口開放度的系數仍為負，并且在5%水平上顯著。其他解釋變量的系數符號和顯著性水平與表3的列(6)相比都較為一致。由此可見，回歸結果不會因為重要變量測度方法的改變而出現較大的變化。

四、結論及政策啟示

本文采用中國2000—2014年的省際面板數據，對國內整體、區域經濟和31個省、直轄市以及自治區市場分割的演進態勢進行測度，并構建市場分割指數為被解釋變量的回歸模型，重點研究了貿易開放和外資開放等經濟開放因素對國內市場分割的影響。結果顯示：對外貿易的深入發展有助于推動國內市場整合，國際貿易對國內貿易的帶動效應逐漸顯現。外資開放對國內市場一體化產生了不利影響，各地方政府在招商引資中“以鄰為壑”的惡性競爭加劇了市場分割。貿易開放和外資開放對國內市場分割具有不同的作用機理。而且，交通基礎設施改善有利于促進國內市場整合，提高鐵路密度降低市場分割的邊際效應高于提高公路密度。現階段，地方政府的財政投入可能有效地提升了本地的商品流通條件，從而促進了市場整合。流通企業規模對市場整合具有非線性影響，流通企業規模水平較低時，規模擴張有利于推動市場整合，但進一步的規模擴張會加劇市場分割。另外，經濟國有化程度越高的地區，其市場分割程度越嚴重。2008年爆發的全球金融危機確實對國內市場整合產生了不利影響。

本文的研究結果表明，為加快推進國內市場一體化建設，應該持續深入提升中國對外貿易水平，制度化規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設施條件，打破地方保護主義和壟斷，在大力促進流通企業規模擴大的同時，積極支持流通商的跨地區擴張。所有這些，是將來建立國內統一競爭性大市場，實現內外市場雙輪驅動經濟增長的重要保證。

白重恩，杜穎娟，陶志剛，等. 2004. 地方保護主義及產業地區集中度的決定因素和變動趨勢[J]. 經濟研究(4)：29-40.

陳敏，桂琦寒，陸銘，等. 2008. 中國經濟增長如何持續發揮規模效應？經濟開放與國內商品市場分割的實證研究[J]. 經濟學(季刊)(1)：125-150.

范愛軍，李真，劉小勇. 2007. 國內市場分割及其影響因素的實證分析:以我國商品市場為例[J]. 南開經濟研究(5)：111-119.

桂琦寒，陳敏，陸銘，等. 2006. 中國國內商品市場趨于分割還是整合？基于相對價格法的分析[J]. 世界經濟(2)：20-30.

黃國雄. 2003. 流通新論[J]. 商業時代(1):13-14.

黃玖立. 2011. 對外貿易、區域間貿易與地區專業化[J]. 南方經濟(6)：7-22.

劉生龍，胡鞍鋼. 2011. 交通基礎設施與中國區域經濟一體化[J]. 經濟研究(3)：72-82.

陸銘，陳釗. 2009. 分割市場的經濟增長：為什么經濟開放可能加劇地方保護[J]. 經濟研究(3)：42-52.

毛其淋，盛斌. 2012. 對外經濟開放、區域市場整合與全要素生產率[J]. 經濟學(季刊)(1)：181-210.

任志成，張二震，呂凱波. 2014. 貿易開放、財政分權與國內市場分割[J]. 經濟學動態(12)：44-52.

盛斌，毛其淋. 2011. 貿易開放、國內市場一體化與中國省際經濟增長：1985—2008年[J]. 世界經濟(11)：44-66.

王曉東，張昊. 2012. 中國國內市場分割的非政府因素探析:流通的渠道、組織與統一市場構建[J]. 財貿經濟(11):86-92.

袁志剛，陸銘. 1998. 關于隱性就業的理論分析[J]. 浙江社會科學(1):11-16.

張杰，張培麗，黃泰巖. 2010. 市場分割推動了中國企業出口嗎[J]. 經濟研究(8)：29-41.

朱希偉，金祥榮，羅德明. 2005. 國內市場分割與中國的出口貿易擴張[J]. 經濟研究(12)：68-76.

BEHRENS K. 2004. International integration and regional inequalities: how important is national infrastructure [R]. CORE Discussion Paper, No.66.

KRUGMAN P. 1980. Scale economies, product differentiation, and the pattern of trade [J]. American Economic Review, 70(5):950-959.

NAUGHTON B. 1999. How much can regional integration do to unify China′s markets [C]. Paper Presented for the Conference for Research on Economic Development and Policy Research, Stanford University.

PARSLEY D, WEI S. 1996. Convergence to the law of one price without trade barriers or currency fluctuations [J]. Quarterly Journal of Economics, 111(4):1211-1236.

PARSLEY D, WEI S. 2001. Explaining the border effect: the role of exchange rate variability, shipping cost, and geography [J]. Journal of International Economics, 55(1):87-105.

PONCET S. 2003. Measuring Chinese domestic and international integration [J]. China Economic Review, 14(1):1-21.

PONCET S. 2005. A fragmented China: measure and determinants of Chinese domestic market disintegration [J]. Review of International Economics, 13(3):409-430.

SAMUELSON P. 1964. Theoretical note on trade problem [J]. Review of Economics and Statistics, 46(2):145-154.

XU X. 2002. Have the Chinese provinces become integrated under reform [J]. China Economic Review, 13(2-3):116-133.

YOUNG A. 2000. The Razor’s edge: distortions and incremental reform in the People’s Republic of China [J]. Quarterly Journal of Economics,115(4):1091-1135.