全國統一大市場的測度及長期演變

張其富,吳澤斌

(江西理工大學 經濟管理學院,江西 贛州 341000)

一、研究背景

2020 年4 月中央財經委員會第七次會議,習近平總書記強調要構建以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局;2021 年,“十四五”規劃明確提出,要“形成強大國內市場 構建新發展格局”“加快構建國內統一大市場”;2022 年4 月,《中共中央 國務院關于加快建設全國統一大市場的意見》指出“建設全國統一大市場是構建雙循環新發展格局的基礎支撐和內在要求”;2022 年10 月,黨的二十大報告指出,要“構建全國統一大市場,深化要素市場化改革,建設高標準市場體系”。全國統一大市場建設通過實現市場活躍化、平衡化和一體化[1],提升經濟自主能力暢通國內大循環[2],以應對國際復雜格局。

全國統一大市場是指以政策統一、規則一致、執行協同為基礎,通過充分競爭和社會分工形成的全國一體化運行大市場體系[3]。行政區經濟制度下,地區為自身經濟增長形成的壁壘阻礙了市場整合[4]。晉升錦標賽競爭機制雖然促進了經濟高速增長[5],但唯GDP 論[6]造成了對外開放與對內封閉的反差[4]。地方政府在強化對外依存度的同時為保護既得利益設置市場壁壘,加劇了市場分割[7]。為此,通過加強政府合作,規范不當市場競爭以及干預行為,破除市場壁壘和利益藩籬[8],推進區域協同發展以及區域一體化[9-10]是建設全國統一大市場機制與路徑。通過前述分析可知,全國統一大市場建設越來越重要和緊迫,而全國統一大市場測度是檢驗市場統一程度的重要依據。

對全國統一大市場的測度主要使用市場分割指數或市場整合指數,兩者互為倒數,本文使用市場整合指數。早期,Young[7]采用經濟結構數據測度市場整合指數,但是經濟結構數據與市場狀況并不完全吻合。為此,Poncet[11]和Hope et al.[12]基于跨區域貿易流量數據測度市場整合指數,結果發現地區與國際市場關聯程度高于國內市場整合程度,呈現國際市場一體化與國內市場“非一體化”現象。但貿易流量數據受多因素影響,不能精準測度市場整合程度。針對貿易流量數據缺陷,Xu[13]、鄭毓盛等[14]提出生產法,即通過構建誤差模型測度地區間產出結構和生產率差異反映市場分割程度,但生產法的缺陷也很突出,地區生產率、經濟增長率數據與市場整合程度不完全一致。因此,Parsley et al.[15]的價格法成為有前景的測度方法。早期學者測度了單一商品[16]、六大類和九大類商品價格指數[17],而魯曉東等[18]、趙永亮等[19]分別測度了資本市場和勞動力市場整合指數。近期,學者越來越重視分類型和分地區的市場整合指數,如吳華強等[20]測度了商品市場、勞動力市場和資本市場整合指數,劉志彪等[4]測度了全國多個地區的市場整合指數。鑒于上述研究,本文將采用價格法中的相對價格法測度市場整合指數。

雖然相對價格法是學界研究前沿,但仍存在三個可拓展空間。第一,測度方案方面。桂琦寒等[17]使用兩兩地區相對價格指數的測度方案,以61 對兩兩地區相對價格指數作為基礎測度數據,但是鄰省相對價格指數很難測度兩地區間市場分割程度。吳華強等[20]使用某地區與其他所有地區相對價格的測度方案,彌補了兩兩地區相對價格指數測度方案的不足,但其加總某地區方差取平均值的方案仍存在改進空間。第二,消除固定效應方面。通過構建無常數項回歸模型測度擾動項方差[17]和去均值測度誤差項方差的做法[4,17],發現實際效果是一致的。無差別去除固定效應的方法沒有考慮“冰山成本”[21]在空間上的影響。第三,測度時期方面。現有文獻主要測度了改革開放以來的市場整合指數,改革開放以前的較少。對改革開放前后市場分割指數進行測度有助于認識我國長期市場分割程度。

因此,本文創新之處有三:一是完善測度方案。本文將總體差異分解成三部分,完善了現有研究將總體差異分成兩部分的測度方案;二是改進測度模型。基于“冰山成本”理論和空間計量模型測度市場整合指數,以消除固定效應;三是延長測度時期。在現有測度時期研究的基礎上,本文增加了改革開放前數據,測度時期涵蓋了1952—2020 年,從更長時期來觀測市場整合程度的演變。

二、理論基礎與測度模型

價格法分為絕對價格法和相對價格法,絕對價格法基于“一價定律”理論基礎,在交易費用為零且開放貿易的假設條件下,認為同一貨幣定價的產品在任意市場上價格相同。絕對價格法存在理論缺陷,在此不贅述,接下來闡述相對價格法理論基礎及其測度模型。

(一)相對價格法的理論基礎

相對價格法是基于“冰山成本”[21]理論建立的測度方法,通過放松交易成本為零的假設條件改進了絕對價格法,分為靜態分析法和動態分析法兩種。靜態分析法通過構建相對價格Pit/Pjt的協整模型,使用單位根來檢驗相對價格一階差分Δ(Pit/Pjt)平穩性。Engel et al.[22]使用“冰山成本”模型并使用市場間相對價格的方差變動,測算了美國、加拿大、日本等市場間以及內部市場的靜態效應,用ADF 檢驗分類商品時間序列數據以及混合商品面板數據的平穩性。但靜態分析只能判斷某段時期市場整合是收斂還是發散,不能分析該時期內的動態變化。要分析市場整合程度隨時間推移的動態變化,需要借助方差對每段時期中的時點進行動態分析。Parsley et al.[15]建立的以方差數據為基礎的動態分析,分為固定時間的地區動態分析和固定地區的時間動態分析兩種:前者是同一時間隨地區變化的動態演變,后者是同一地區隨時間推移的動態演變,后者更普遍。因此,本文將基于相對價格方差數據,采用固定地區的時間動態分析來測度市場整合指數。

(二)相對價格法的測度模型及其改進

1.相對價格計算公式的比較與選擇。相對價格計算公式有三種:相對價格(Pit/Pjt),相對價格對數ln(Pit/Pjt)和相對價格對數一階差分ln(Pit/Pjt)-ln(Pi,t-1/Pj,t-1)[17]。本文選擇相對價格對數一階差分計算公式,原因有二:第一,相對價格對數比相對價格數據更優越,對數不受數據內含的單位約束,而且其異方差和偏態性更小;第二,根據時間序列數據的自相關性質可知,一階差分數據比原始數據更平穩。

2.基于“冰山成本”理論的相對價格法測度模型。根據空間經濟學“冰山成本”理論可知,“冰山成本”指假設1 單位產品從地區i到j僅有1/Tij部分到達,其余部分在運輸途中損耗的成本。如果要保障1 單位產品到達目的地,就必須裝運Tij單位產品。假設產品在地區i生產,運輸到地區j銷售,通過推導可以得出地區j的價格指數[21]如下:

根據“冰山成本”可知,產品在地區i與j存在的價格差異因兩地距離產生并非單個地區自身差異,是兩個地區共同造成。因此,構建計量模型時,須考慮這部分差異。空間計量模型可以用來處理空間距離因素,根據“冰山成本”理論和空間計量模型構建空間自回歸模型。

空間自回歸模型測度了三個部分的差異,更接近“冰山成本”理論。通過測度隨機擾動項方差Var,采用σ-收斂指數,可以計算市場整合指數。

其中:σD代表i地區與其他地區的市場分割指數,測度地區i與其他地區的市場分割程度。ID是σD的倒數,代表市場整合程度。σT代表國內市場分割指數,測度國內統一大市場分割程度。IT是σT的倒數,代表國內同一大市場的整合程度。當σt+1＜σt或It+1＞It時,方差呈收斂趨勢,說明市場趨于統一;反之,當σt+1＞σt或It+1＜It時,方差呈發散趨勢,說明市場趨于分割。

(三)改進的相對價格法計算過程

本文數據來源于歷年《中國統計年鑒》《新中國60 年統計資料匯編》,數據缺省值用均值法處理,西藏因數據樣本缺失較大而剔除。以相對價格指數一階差分的擾動項為基礎,測算地區市場和國內市場整合指數,計算步驟如下:

第一步,計算相對價格(Pit/Pjt)及其對數形式ln(Pit/Pjt),形成t×[i×(i-1)]/2 個相對價格的對數形式。

第三步,基于空間自相關模型,計算相對價格對數一階差分的隨機擾動項-λW|

第四步,根據公式(5),計算每個地區市場t×i的收斂指數σD及其市場整合指數ID。

第五步,根據公式(6),計算國內市場收斂指數t×1 的收斂指數σT及其市場整合指數IT。

ID與IT分別代表某地區與其他地區市場整合程度以及國內市場統一程度,接下來分析全國統一大市場動態演變趨勢。

三、全國統一大市場的分類測度與動態演進

(一)商品零售市場整合指數測度結果及其動態演變

商品零售市場整合指數測度結果包括三個方面:一是總體商品零售市場整合指數及其動態演變趨勢;二是分類商品零售市場整合指數及其動態演變趨勢;三是分地區商品零售市場整合指數及其演變趨勢。

首先,總體商品零售市場整合指數反映了1952—2020 年產品市場整合程度長期動態演變過程。由圖1 可知,大體可以分為改革開放前和改革開放后兩個階段。改革開放前商品零售整合指數從1952—1962 年市場整合程度起伏波動,1962—1976 年零售市場整合指數逐漸增加,1975年達到最高值,1977 年劇烈下降;1977—2020 年,市場整合指數呈增長趨勢,與吳華強等[20]的結論具有一致性。

圖1 1952—2020 年商品零售市場整合指數動態演變

其次,分類商品零售市場整合指數反映了1987—2020 年分類產品市場整合程度的動態演化過程。由于數據可得性,只能獲得1987—2020 年分類商品零售市場的價格指數。本文測度了糧食類、食品類、水產類、中醫藥類、書刊雜志類和燃料類等六大類商品零售市場整合指數,目的是與已有研究進行比較[16]。六大類商品零售市場整合指數變動總體呈上升趨勢,糧食類、水產類和燃料類市場趨于統一,食品類、中醫藥類和書刊雜志類市場起伏較大但仍處于上升趨勢。

最后,分地區商品零售市場整合指數反映了1952—2020 年地區市場整合程度長期動態演變過程(不包括港澳臺地區,下同)。分地區市場整合指數是指以某地區為中心,其他市場與該市場的整合程度。以北京市為例(見圖2),北京地區與其他地區商品零售市場整合程度,反映北京市與其他地區市場緊密程度。海南省、重慶市、寧夏回族自治區和安徽省等地區數據缺省較多,用均值補充,因此前期的變化趨勢較相似。圖2 表明:一是所有地區市場整合程度呈現先升后降的規律;二是所有地區在20 世紀70 年代中期市場整合程度最高,這種現象或許是因為計劃經濟體制,使商品更容易在全國市場調劑,同時價格也趨于統一;三是大部分地區近年來市場整合程度呈現穩步上升趨勢。分類分地區商品零售市場整合指數反映了1987—2020 年不同商品大類分地區市場整合程度,總體而言,各地區糧食類、水產類和燃料類市場整合程度較高,限于篇幅數據未全部羅列。

圖2 1987—2020 年分地區商品零售市場整合指數動態演變

(二)勞動力市場整合指數測度結果及其動態演變

根據數據可得性,本文測度了1978—2020 年勞動力市場整合指數,分為總體和分地區兩個方面。

第一,總體勞動力市場整合指數及其動態演變趨勢。圖3 是總體勞動力市場整合指數變化趨勢,反映了1978—2020 年勞動力市場整合程度長期動態演變過程。勞動力市場整合指數波動較為劇烈,但整體沒有顯著的上升或下降趨勢。20 世紀90 年代中期出現過劇烈起伏,1997 年市場整合程度最低。近年來,勞動力市場整合指數呈現較大波動,如2015 年、2016 年下降幅度很大,但是2017 年上升很大,具體原因需要進一步探索。

圖3 1978—2020 年我國勞動力市場整合指數動態演變

第二,分地區勞動力市場整合指數及其演變趨勢,如圖4 所示。波動較小的地區有上海市、浙江省、山東省,表明這些地區與其他地區市場整合程度較穩定。我國勞動力市場受戶籍制度以及戶籍承載的教育、醫療、福利等一些權益的影響,勞動力市場統一進程尚處于前期階段,或許需要深入分析文化分割對地區市場的影響。

圖4 1978—2020 年分地區勞動力市場整合指數動態演變

(三)資本市場整合指數測度結果及其動態演變

資本市場整合指數測度結果包括總體資本市場整合指數及其動態演變趨勢、分類資本市場整合指數及其動態演變趨勢和分地區資本市場整合指數及其演變趨勢。

第一,總體資本市場整合指數反映了1992—2020 年資本市場整合程度動態演變過程。根據圖5可知,資本市場整合進程大致可以分為兩個大約15年的循環周期階段:1992—2006 年出現了第一個循環周期,其頂點在2003 年;2007—2020 年出現了第二個循環周期,其頂點在2016 年。資本市場統一進程并不順利,是外部與內部力量的平衡結果,總體而言,呈波動上升趨勢。

圖5 1992—2020 年我國資本市場整合指數動態演變

第二,分類資本市場整合指數反映了1992—2020 年各類資本市場整合程度動態演變過程。分類資本市場整合指數由四個投資市場整合指數組成,分別是固定資產投資、建筑安裝工程、設備工具器購置和其他費用固定資產投資市場整合指數。分類資本市場整合指數差異較大,建筑安裝工程固定資產投資與固定資產投資市場整合指數趨勢一致,或因為房地產是據固定資產投資權重最大因子。設備工具器購置和其他費用比建筑安裝工程固定資產投資市場整合指數波動幅度更大,說明其他投資市場受到外部因素、市場利率等因素的影響要更大。三個分類投資市場整合指數上升趨勢表明,我國資本市場統一的可能性要高于勞動力市場。

第三,分地區資本市場整合指數反映了1992—2020 年各地區資本市場整合程度動態演變過程。圖6 中,各地區資本市場整合趨勢差異較大,北京市、天津市、上海市、山東省等資本市場整合指數平穩波動,沒有顯著上升趨勢。分地區資本市場整合指數大體也存在兩個循環周期,第一個周期相對更平穩,第二個周期變化更劇烈,充分反映了各地區資本市場整合程度的動態演化。

圖6 1992—2020 年分地區資本市場整合指數動態演變

通過商品、勞動力和資本市場整合指數的測度結果表明,商品市場和資本市場整合總體上趨于統一,尤其是商品市場中的糧食類、水產類和燃料類市場,但勞動力市場沒有顯著統一趨勢。

四、實證分析

在國內行政區經濟制度和國際大循環戰略背景下,我國各地區與國際接軌傾向顯著提升,對外貿易成為地區經濟發展的重要引擎。接下來,本文將基于測度指數來檢驗行政區經濟、國際大循環與國內市場整合程度的相互影響,以及國內市場整合程度與區域協調發展的相互影響。

(一)行政區經濟制度、國際大循環戰略與國內市場整合程度相互影響

行政區經濟制度[4]與晉升錦標賽機制[5]有相似之處,地區追求以GDP 增長為目標的內在機制,其結果必然促進了行政區GDP 增長,但也造成了區域非均衡發展。因此,本文以(地區)人均GDP(PGDP)作為行政區經濟制度的代理變量,以對外(貿易)依存度(TI)測度國際循環的影響,以(商品)市場整合指數(MI)作為市場整合程度的代理變量。數據時期涵蓋1952—2020年,人均GDP 以1952 年為基期測度歷年實際人均GDP,對外依存度指數=進出口總額/GDP。模型采用向量自回歸方法,需要先做平穩性檢驗,ADF 檢驗如表1 所示,結果表明一階差分數據平穩。

表1 PGDP、TI 與MI 穩健性檢驗結果

向量自回歸結果如表2 所示,表明了變量之間的相互影響,如MI-PGDP表示市場整合指數對人均GDP 的影響,L1-L4 分別代表1-4 階滯后項。由表2 可知:行政區經濟制度(PGDP)對市場整合(MI)的2、3 階滯后項在1%、10%水平上產生了顯著的負向影響,國際循環(TI)對市場整合(MI)的2階滯后項在10%水平上產生了顯著的負向影響,市場整合(MI)對國際循環(TI)的4 階滯后項在5%水平上產生了顯著的負向影響。

表2 PGDP、TI 與MI 向量自回歸結果

為了探索三者之間是否存在因果關系,本文進行了格蘭杰因果檢驗,如表3 所示。檢驗結果與向量自回歸結果吻合,地區競爭是市場整合和對外依存度的原因,對外依存度和市場整合互為因果;反過來,市場整合不是地區競爭的原因。

表3 PGDP、TI 與MI 格蘭杰因果檢驗結果

(二)區域協調發展與國內市場整合程度相互影響

國內統一大市場是構建新發展格局的基礎支撐和內在要求,協調是新發展格局的重要內容。理論上,國內市場整合程度與區域協調發展存在必然聯系。接下來,基于測度數據檢驗兩者之間的關系。區域協調發展使用的代理變量是區域不平衡指數,用泰爾指數(TL) 測度,數據采用1952—2020 年省際GDP、GDP 增長指數、人口等數據。通過對國內市場整合指數(MI)與區域不平衡指數(TL)進行向量自回歸分析,結果如表4 中所示。市場整合指數對泰爾指數的2 階滯后項在10%水平上產生了顯著的負向影響,而區域不平衡指數對市場整合程度的1 階項在1%水平上產生了顯著的負向影響。

表4 MI 與TL 向量自回歸結果

使用格蘭杰因果檢驗來驗證市場整合指數與區域協調發展(泰爾指數)之間是否存在因果關系,結果如表5 所示。格蘭杰因果檢驗表明,市場整合指數與泰爾指數存在較強的因果關系。

表5 MI 與TL 格蘭杰因果檢驗結果

市場整合程度指數與區域不均衡指數回歸分析,充分說明了國內市場整合與區域不平衡有較強的負相關關系,反過來可知區域協調發展程度與市場整合程度存在正相關效應。這意味著:國內市場整合可以促進區域協調發展,區域協調發展也會影響國內市場統一建設。

五、結論與啟示

國內統一市場建設受行政區經濟、晉升錦標賽、國際循環和區域協調發展等因素影響。本文改進計量方法并利用1952—2020 年數據,測度了國內商品、勞動力和資本等市場的整合指數。同時,在前期研究基礎上,本文構建了包括行政區經濟增長、對外依存度、區域不平衡指數和國內市場整合指數的向量自回歸模型,并進行了格蘭杰因果檢驗。主要結論及啟示如下:

1.區域協調發展機制有利于完善晉升錦標賽機制,促進全國統一大市場建設。國內跨區域間貿易量的增速遠低于國際貿易流量增速,造成這種內外差異的原因是唯GDP 論的晉升錦標賽機制。在激烈的地區競爭態勢下,各地區更傾向與國際接軌。新發展格局要求促進國內區域協調發展,而區域協調發展的前提是國內市場統一建設。在新發展格局下,需要從理論上修正長期以來晉升錦標賽機制的行政區經濟模式,更加重視區域協調發展模式。

2.相對價格法是測度國內市場整合指數的前沿方法,空間計量模型更接近“冰山成本”理論。與絕對價格法不同,相對價格法客觀反映了地區間本身差異,修正了絕對價格法。現有文獻通過構建均值模型計算隨機擾動項的方差,測度我國國內市場整合指數。但是均值法并沒有將地區間距離納入模型,本文通過構建空間計量模型,引入空間權重矩陣,使模型更接近“冰山成本”理論。在計算地區間價格指數基礎上,相對價格法通過構建回歸模型,更精準地測度了國內市場整合指數。

3.全國統一大市場建設應分類分步推進。本文測度結果顯示:商品市場整合最高且趨于統一,尤其是單一大類商品;資本市場雖然整合程度較低但統一趨勢顯著;勞動力市場整合程度呈隨機變化,無顯著統一趨勢。因此,商品市場是全國統一市場建設的突破口,資本市場需要找準方向順勢引導,勞動力市場整合目前還面臨巨大的制度約束。可以先對糧食大類市場、食品大類市場等進行統一建設,由易到難逐步推進。勞動力市場統一建設任重道遠,需要從理論、制度和方法上深入研究。

4.行政區經濟晉升錦標賽機制和國際循環經濟影響了國內市場整合進程。在行政區經濟的地區晉升錦標賽影響下,各地區為了自身經濟增長,構建區域內循環的傾向要高于構建跨區域循環的傾向。實證結果也表明,地區競爭與國內市場整合程度呈負相關效應且具有滯后效應。國際大循環戰略從20 世紀80 年代末提出,極大地推動了我國經濟高速增長。但是,事物都有兩面性,國際大循環戰略也導致了地區間更加重視與國際接軌,而忽視與國內協同發展。在進出口貿易和獲取外商直接投資方面,各地區激烈競爭,導致外資在我國享受超國民待遇。晉升錦標賽機制,加劇了國內市場分割,影響了全國統一大市場建設進程。

5.區域協調發展與全國統一大市場建設應同時推進。區域協調發展是針對我國區域經濟發展不平衡不充分狀況下提出的總體方案。區域協調發展有利于破除地方保護和市場分割,必將促進全國統一大市場建設。推進全國統一大市場建設將有利于商品和要素在全國范圍內有序流動,強化了區域間商品和要素關聯,必將促進區域協調發展。理論上,需要論證區域協調發展和全國統一大市場建設相互促進的內在機制,著手研究兩者的關聯效應。政策上,應充分考量兩者間的內在關聯,發揮政策的倍乘效應。實踐中,應加強區域協調發展和全國統一大市場的互動,強化溝通渠道。

因此,全國統一大市場建設應遵循“商品市場→勞動力市場→資本市場”逐步推進路徑。商品統一市場建設的關鍵是完善新舊基建、打通商品市場流通渠道,實現商品全國流通,擴大企業商品銷售市場,激發市場主體活力,增加消費需求;勞動力統一市場建設的關鍵是破除戶籍制度限制,促進勞動力跨區域自由流動,縮小勞動收入差距,增加有效需求;資本統一市場建設的關鍵是打破區域資本市場壁壘、統一資本市場規則與標準,通過降低資本要素成本,擴大社會資本投資渠道,增加投資需求。總之,全國統一大市場建設將從商品市場、勞動力市場和資本市場等方面為全面推進經濟體系現代化建設的戰略任務,奠定堅實的基礎。