市場分割、產業趨同與經濟增長的關系探討

田麗

內容摘要：“一帶一路”建設與去產能是當前我國最主要的兩大經濟任務，前者的目的在于消除市場分割，實現市場一體化，而實現后者則需要降低產業趨同程度。因此，研究市場分割與產業趨同對于促進經濟增長具有重要的現實意義。本文采用實證檢驗的方法對我國市場分割、產業趨同與經濟增長三者之間的關系進行系統研究。結果表明：市場分割與經濟增長對產業趨同的影響不明顯，地區產業趨同與市場分割是造成經濟增長的格蘭杰原因;在達到最優滯后期時，市場分割對經濟增長具有正面影響，在超過最優滯后期，市場分割對經濟增長的影響程度開始由正轉負;產業趨同對于經濟增長具有消極影響，隨著地區經濟的增長，市場分割程度逐漸降低。

關鍵詞：市場分割? ?產業趨同? ?經濟增長? ?格蘭杰檢驗

隨著產業結構的調整和管理體制的優化，各地區的經濟活動逐漸變得頻繁起來，在一定程度上振興了產業，提高了居民消費水平。然而，財政分權也使得不同地區的經濟競爭變得愈發激烈，尤其是相鄰區域經濟發展的差異化逐漸增大，導致我國部分地區市場分割現象越來越明顯，產業趨同現象也趨于嚴重（高傳倫，2017）。通常情況下，產品市場與要素市場二者只要有一者是全面開放的，都能夠促使市場的商品價格之間的差異性減小，所以通過對各類商品的價格進行統計分析來測量市場分割程度的效果相對比較顯著（劉新貴等，2017）。在國內市場分割與產業趨同并存的背景下，國家經濟的發展極有可能出現兩個地區相互形成負面影響的惡性循環，進而阻礙我國新常態下市場經濟的發展速度。因此在新形勢下，研究市場分割、產業趨同與經濟增長之間的經濟作用具有十分重要的戰略意義，本文通過理論分析和實證檢驗的方式對我國市場分割、產業趨同與經濟增長三者之間的關系進行研究，以期為我國經濟的穩步發展提供理論依據。

市場分割與產業趨同的測度

（一）市場分割的指標選取與測度

本文選取我國2000-2017年全國31個省市區的九類商品的居民消費價格進行方差計算，測量樣本數量為59個，樣本點為11682個。同時，所選用的測度方法為價格法，采用的計算方法是將某兩個相鄰省份的相對價格求出方差，進而再求出均值，這是因為兩個相鄰省份之間的經濟競爭更為激烈，每個區域的市場分割策略均是根據周圍省市而實施的，進而延伸到其他省市，因此，計算兩個相鄰省份的指標才能體現出價格法的實際作用（李強等，2017）。價格法的具體計算步驟如下：

導出相對價格方差的差分形式，即：

式中，i、j分別表示相鄰的兩個省，本文直接采用的是相對價格方差的差分形式進行計算，這對真實指標的計算并不會造成影響，同時，為了保證計算結果的精準性，將計算結果直接保留為價格方差的對數形式。

具體方法為求出某一種商品的在59個樣本間的平均值，再求出每個樣點的價格方差差分值與平均值的差值，得出。然后，求出某一年的兩個相鄰省份樣本商品的qkijt，求出方差即為兩個相鄰地區市場的分割指數。

（二）產業趨同指標選取與測度

區位熵、霍夫曼系數、相似系數、結構差異度指數和克魯格曼指數等是測量地區產業趨同程度的方法（劉剛，2017），其中，克魯格曼指數是比較成熟的分析產業趨同指標的方法，其具體計算公式為：

式中，X表示一個地區某行業的工業產值，i、j 分別為不同的地區，K代表工業。產業趨同指標樣本的選取與市場分割指數的樣本相同，都是將兩個相鄰地區作為研究對象。通過公式可知，克魯格曼指數測量的是產業趨同程度的逆向指標，兩個地區之間的市場分割程度越大，進而說明地區專業化水平越高。

基于 PVAR 模型的市場分割、產業趨同與經濟增長關系檢驗

（一）模型的選取

市場分割、產業趨同和經濟增長三者之間存在著十分緊密的聯系，向量自回歸模型（VAR）具有將每個內生變量的系數進行統計后構建成模型的功能，進而可以全方位地對市場分割、產業趨同以及經濟增長之間的關系進行闡述。與此同時，VAR模型是由數個不完整的模型組建而成，其將每個不完整方程的優點綜合在一起。本文在進行VAR模型估計之前，對我國各省面板數據進行一系列合理優化，將PVAR與VAR模型緊密結合，為了排除不同變量所造成的個體差異誤差，將所選取的全部變量視為模型的內生變量。

（二）數據說明

本文將相對價格方差視為市場分割（X1）變量，采用克魯格曼指數作為產業趨同（X2）變量，我國人均GDP代表我國市場經濟的發展水平（Y）。本研究將我國2000～2017年31個省市區的市場經濟數據作為研究樣本，同時，考慮到所選用的數據隨時間的變化具有波動性，在采用模型檢驗之間，對全部數據取平均值來進行合理優化，所統計的數據具體結果如表1所示。

（三）實證過程及結果分析

為了避免變量隨時間的推移而發生波動，本研究在具有截距項、常數項和走勢項的基礎上分別采用了ADF、IPS、LLC以及PP 四種模型對變量系數進行動態檢驗，在此四種檢驗手段中，LCC檢驗法最具普遍性。通過表2可以看出，三個變量在具有系數項、走勢項以及截距項的函數背景下，其均在1%的顯著性水平下拒絕了變量系數的波動型構想，所以可以看出，所選取的不同省份的面板數據變量不具備單位根波動的情況，因此，所選取的樣本數據是平穩的，進而可以得出本文通過驗證所得出的市場分割結果是呈現收斂性的。

通常情況下，每個具有獨自特征的滯后期模型均能夠將AIC、BIC與HQIC指標變為最小值的滯后期，實質上就是所謂的最優滯后期，而 BIC、 HQIC是相對比較普遍的兩種檢驗標準。受到檢驗年份的制約，當滯后期限超過4期時，模型的檢驗結果會出現相對方差的不均衡情況，所以本研究只在滯后期在3期以內的區間內選取最優滯后期，具體選取結果見表3所示。由表3檢驗結果可知，當滯后期達到3期時，AIC、BIC與 HQIC三種指標都達到了滯后期的最小值，說明滯后第3期是向量自回歸的最優滯后期。

本文采用格蘭杰因果檢驗方法對我國不同地區的市場分割、產業趨同與經濟增長之間的時間關系進行實證檢驗，其中，在進行格蘭杰因果檢驗之前，假設所有變量之間不具有因果關系，如果檢驗結果的滯后概率低于顯著水平，則假設不成立，此時變量之間具有因果關系，具體檢驗結果如表4所示。為了確保檢驗結果的平穩性，本研究采用格蘭杰因果檢驗對所有變量從滯后1期到3期進行了檢驗。通過表4檢驗結果可以看出，在滯后期由1期到3期過程中，所有變量在1%的置信水平下X2不是 X1的格蘭杰原因均不成立;通過X1 、X2、Y三個變量之間的關系可以得出，區域經濟增長與產業趨同是造成市場分割的格蘭杰因素。然而，即使在滯后3期時X1不是 X2的原因、Y不是X2的原因不成立，但檢驗變量的滯后概率僅為10%，說明檢驗結果的特征性并不明顯，而當滯后期為1和2期時，X1、X2、Y三個變量之間的關系假設都是成立的，說明市場分割與經濟發展水平造成區域產業趨同的現象存在，但作用效果并不明顯。造成上述現象的主要因素是我國各省份的部分產業受到國家經濟政策的制約進行了重新布局和規劃，這導致企業的結構發生了一系列改變，此時產業的非盈利活動現象多于盈利活動，因此這部分企業結構的完善與變遷動力不足，市場分割、經濟發展水平等市場原因并沒有發揮出顯著作用。

本文通過PVAR模型對各個變量進行實證檢驗，得到的GMM回歸系數可以反映出每個變量在不同滯后期下對檢驗結果的影響程度，然而，由于向量自回歸模型的滯后項并不具備平穩性，每個變量的系數僅僅能對小范圍內的變量波動情況進行闡述。所以說變量系數的大小并不能完全反映出變量對檢驗結果的作用水平，但每個變量系數的顯著水平卻具有一定的檢驗意義，具體檢驗結果如表5所示。

通過表5可以看出，當滯后期為1期的時候，市場分割系數與克魯格曼指數對產業的趨同程度影響比較明顯，當滯后期到達2和3期時，二者對產業趨同沒有影響。然而，人均GDP對產業趨同一直表現出較小的影響，這是由于我國相關部門在制定經濟政策時，其側重于將以往一期的市場分割程度與產業趨同程度的結果劃入到此次計劃中，我國社會的經濟增長速度也是影響產業布局的客觀因素之一，其影響效果在特定期間內可以被忽略。就產業趨同而言，市場分割與人均GDP對我國市場整體經濟發展水平的影響并不明顯，但由于其市場分割和人均GDP的單項影響效果卻十分顯著，這在一定程度上也反映出我國不同地區的市場分割與經濟發展水平并不是產業趨同的格蘭杰原因。就地區的經濟增長而言，經濟增長與市場分割對產業趨同的作用效果比較明顯，但通過克魯格曼檢驗結果可以看出，只有在滯后期為2期時，其對產業趨同的影響效果才逐漸提升。

結論與建議

本文采用格蘭杰因果檢驗得出產業趨同與經濟增長是導致市場分割的格蘭杰原因;市場分割與經濟增長對產業趨同的作用效果不明顯;造成經濟增長的格蘭杰原因是地區產業趨同與市場分割;當處于最優滯后期時，市場分割對經濟增長的具有積極影響，當超過最優滯后期，其對經濟增長的影響開始減小;產業趨同對于經濟增長具有負面影響，隨著地區經濟的逐漸發展，市場分割水平呈現下降趨勢。

我國需要根據不同地區的地理資源特色來發展地區產業，最大限度利用地理優勢來降低市場分割程度，進而提高不同地區的經濟發展速度;促進相鄰地區的產業協同發展，出臺相關政策來提高不同地區產業的溝通頻率，實現優勢互補、共同進步。

參考文獻：

1.高傳倫.我國資本市場分割與資本擴張的經濟增長效應[J].商業研究，2017（8）

2.劉新貴，羅明.市場分割環境下城鄉流通基本態勢與一體化實現路徑[J].商業經濟研究，2017（3）

3.李強，丁春林.資源稟賦、市場分割與經濟增長[J].經濟經緯，2017（3）

4.劉剛.中國國內市場分割的演進發展研究[J].北方經貿，2017（2）