數字經濟與統一大市場的因果效應與作用機制
——基于有效市場和有為政府視角

付成林 王德新

一、引言與文獻綜述

總需求不足是我國當前經濟運行面臨的突出矛盾，必須大力實施擴大內需戰略。2022年底由中共中央、國務院印發的《擴大內需戰略規劃綱要（2022-2035年）》強調，堅定實施擴大內需戰略、培育完整內需體系，是加快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的必然選擇，是促進我國長遠發展和長治久安的戰略決策。要落實擴大內需戰略，暢通國內經濟循環，必須依托統一開放、競爭有序的高標準市場體系，綱舉目張加快建設全國統一大市場這一基礎工程。

統一大市場的建設和研究根源于國內市場分割現象。中國經濟的迅速增長始終伴隨著國內市場的嚴重分割（Young，2000；周黎安，2007；付強、喬越，2011），雖然國內市場分割是地方政府的占優策略（陸銘、陳釗，2009），但是卻造成了巨大的效率損失和全社會的規模不經濟（劉培林，2005）。因此，統一大市場的建設長期貫穿于我國市場化改革和行政體制改革的實踐歷程。隨著改革的深入，從1995 年到2006 年，消費品、勞動和資本三大市場的分割程度雖然存在差異，但整體呈現穩定的收斂趨勢，區域異質性程度較低，市場一體化水平顯著提升（趙奇偉、熊性美，2009）?，F階段，由于“三重壓力”、國際形勢和新冠疫情的影響，我國市場分割的部分特征已發生轉變，如圖1①數據來源：根據后文計算的商品、勞動和資本市場的分割指數分別乘以1000后，按年份求其省份均值和增長率而得。。（1）整體規模上。市場分割程度呈現“U”特征，尤其在近年，分割程度正不斷加劇。（2）內部結構上。要素市場分割程度長期高于商品市場，勞動力市場分割仍是最大短板。（3）增長趨勢上。商品市場分割整體收斂，要素市場分割波動劇烈。本文描述的特征事實與近期研究的結論基本一致（劉志彪，2022；蘇劍、邵宇佳，2022；吳華強等，2022），市場分割的新舊矛盾交織，日趨尖銳。更為重要的是，《中共中央國務院關于加快建設全國統一大市場的意見》（以下簡稱《意見》）將建設統一大市場上升到全局和戰略高度，對構建國內市場體系提出了更高要求和更高標準。因此，統一大市場的建設和研究已不能僅僅停留在市場分割層面，需要構建超高標準的統一市場體系，使之成為高水平社會主義市場經濟體制的堅強支撐。綜上所述，如何抽薪止沸，從根本上提高我國統一大市場的建設水平，是目前亟待解決的現實任務。

圖1 三大市場分割指數及其增長率趨勢圖

認識和理解建設統一大市場的阻礙因素及其形成機理是有效推動構建統一大市場的必然前提。結合既有研究（范子英、張軍，2010；劉志彪，2022；羅必良等，2022），地方行政壁壘和要素流動壁壘是現階段制約我國統一大市場建設的關鍵因素。本文認為，“超越競爭”并不是“摒棄競爭”，“統一大市場”并不等于“同一大市場”，歸根結底，統一大市場的本質仍是充分競爭，“兩壘高企”是阻礙市場充分競爭的最大障礙。具體而言：一方面，財政分權、官員晉升激勵導致地方政府長期“為增長而競爭”（周黎安，2007），過度依靠地方債務、土地財政、稅收優惠等手段，形成了諸多破壞市場競爭的橫向政府治理因素（劉志彪，2022），比如地方保護主義、非效率公共支出、歧視性市場準入等。另一方面，市場分割特征表明，充分競爭的根本任務必須要實現要素市場的解放。然而，我國要素市場長期存在制度性分割和市場性分割。要素制度性分割具有鮮明的行政色彩，由戶籍管理制度、土地全面控制等政府縱向治理行為導致（劉志彪、孔令池，2021）。要素市場性分割是指地區間要素報酬率、要素生產環境等市場差異導致的分割狀況，它根源于地區間發展的不平衡不充分，是我國社會主要矛盾的重要體現。“兩壘”是當下建設統一大市場的關鍵堵點，集中體現了統一大市場框架下如何更好地處理政府和市場的關系問題（沈坤榮、徐禮伯，2023）。本文聚焦如何破除統一大市場的關鍵阻礙因素，從而構建高標準國內市場體系，具有重要的現實和政策意義。

數字經濟作為一種新興的經濟形態，憑借其高效率、低污染和多元融合的獨特優勢，已成為推動經濟高質量增長和構建高標準市場體系的動力源泉。理論上數字經濟對構建統一大市場具有重要的支撐、引領和保障作用，是打破“兩壘”，推動要素市場化改革、行政體制改革的重要突破口（夏杰長、劉誠，2022；王京生，2022；余淼杰、季煜，2022）。近期，學界開始從實證層面深入地考察兩者的關系。韓璐等（2023）研究發現數字經濟通過改進交易效率來提升城市職能分工水平，他們認為建設城市職能分工網絡是構建統一大市場的重要內容。更直接地，部分學者研究了數字經濟對統一大市場的直接影響和作用機制（祝合良、李曉婉，2023），發現數字經濟可能通過影響流通效率和營商環境（汪陽昕、黃漫宇，2023），區域經濟聯系和行政壟斷（袁勝超等，2022），行政分權和地理障礙（夏杰長等，2023）來促進市場整合。但讓人遺憾的是，既有文獻存在部分缺陷：以市場分割作為衡量統一大市場的唯一指標，忽略了統一大市場在新時期的更高標準和豐富內涵；在因果識別層面較為薄弱，缺乏對工具變量選擇的討論和驗證，缺乏在空間層面考察兩者的關系；在機制識別方面，忽略了考察統一大市場的關鍵阻礙因素，模糊了傳導機制和統一大市場內涵特征的界限?；诖耍疚闹荚趶膶嵶C層面深入地論證和識別數字經濟與統一大市場的因果效應和作用機制，具有一定的理論價值。

為考察數字經濟與統一大市場的效應與機制，本文構建了多種計量模型。實證結果顯示，數字經濟確實是構建統一大市場的重要原因。發揮有效市場在地區間的要素配置作用和破除行政壁壘，推動建立有為政府是利用數字經濟通向統一大市場的潛在道路。與同類文獻相比，本文的邊際貢獻主要為：第一，基于更合理的變量構建、更豐富的衡量指標和更嚴格的論證過程，較為準確地識別了數字經濟對統一大市場的因果效應。第二，抓住了統一大市場的本質和關鍵堵點，驗證了數字經濟破除統一大市場的關鍵阻礙因素的作用路徑——有效市場和有為政府。在彌補既有文獻缺陷的同時，也為構建新發展格局、落實擴大內需戰略提供了借鑒意義。

二、理論分析和研究假設

（一）直接影響

大量研究表明，數字經濟在全面促進消費（何宗樾、宋旭光，2020）、提高供給質量、促進市場競爭和活躍度（趙濤等，2020）、改善營商環境（汪陽昕、黃漫宇，2023）、實現市場整合（袁勝超等，2022）等方面起到了關鍵作用，而這些內容全都是統一大市場的重要組成部分。從實踐層面來看：首先，數字經濟基于數字技術和數字基礎設施，具備了跨時空資源配置、加強區域經濟可達性的重要特征，有利于推動現代化流通體系的建設和完善，提高市場運行和流通效率，實現市場整合。其次，數字經濟提高了居民收入和消費能力，并且通過線上線下交易模式的結合，拓展了市場邊界，激發并滿足了多元化、個性化的消費需求。再次，數字經濟在改善市場有效性的同時，也提高了地區公共服務供給效率、法治化水平和監管服務能力，改善了營商環境。最后，加快數字技術與傳統產業的有機融合，推動企業數字化轉型，有利于提高技術效率和市場競爭程度。因此，提出如下假設：

假設1：數字經濟憑借獨特優勢，能夠顯著推進統一大市場的建設。

（二）作用機制

構建統一大市場的實質是實現市場充分競爭，現階段制約市場競爭的關鍵因素在于要素無法實現自由流動以及地方行政壁壘高企，而數字經濟為打破“兩壘”提供了時代契機。

破除要素流動壁壘，發揮有效市場力量。如今，數據要素是生產要素的重要部分，能夠賦能勞動、資本和技術等傳統要素，有效破除傳統要素市場的分割壁壘，釋放有效市場力量。從要素制度性分割來看，勞動力市場分割是市場整合的最大阻礙，而戶籍管理制度又是其中最主要的制度性障礙（劉志彪，2022）。但是，隨著數字經濟的發展，大數據、互聯網和信息管理系統等數字技術為戶籍管理的信息化、實時監測提供了技術支持，同時跨地區社會保障、醫療等公共服務信息平臺的建設，有利于消弭戶籍和公共福利掛鉤現象，弱化勞動力流動的制度性壁壘。此外，數字經濟作為新一輪經濟增長點，可能將激發資本和技術要素流動的潛在動機。數字普惠金融的發展有利于發揮民營資本力量，提高資本對內開放進程。數據要素和技術要素的天然融合性質，在保護知識產權的同時，有利于技術要素的流動、交易和變現。從要素市場性分割來看，通過搭建公共信息交易平臺，推動建設現代化流通體系和基礎設施，加快與傳統產業和要素的融合，地方可以發揮后發優勢和比較優勢，努力實現差異競爭、錯位發展，進而提高要素報酬率，實現要素跨地區、跨領域的自由流動（陳偉光等，2022；廣東外語外貿大學粵港澳大灣區研究院課題組等，2022）。

緩解地方行政壁壘，推動建立有為政府。財政上的“分灶吃飯”、官員晉升激勵制度導致地方政府長期開展同質競爭，中國地方政府的“強市場主體”地位及其激烈競爭在全世界范圍內都鮮有同例。隨著改革邁入深水區，理論界和實務界強調要樹立“超越競爭”的發展理念，構建“有為政府”來推進統一大市場的建設（夏杰長、劉誠，2022；沈坤榮、徐禮伯，2023）。然而，“有為政府”并不是“無所不為的政府”，“超越競爭”并不意味著要完全消弭地方政府競爭。事實上，地方政府的激烈競爭一直被視作中國經濟增長的重要原因（付強、喬越，2011）。而數字經濟具備高效率、低污染和多元融合的特征，在促進經濟增長、提高競爭效率、緩解人地矛盾、緩解經濟發展和環境保護之間的矛盾等方面具有顯著優勢，有望成為地方政府開展有效競爭的新選擇，成為打破行政壁壘的堅實力量。此外，地方政府可以通過將公共數據納入公共服務體系，實現政務系統的信息化、公開化和便民化，有利于提高政府數字化治理水平和行政效率。還可以通過搭建公共資源交易信息的整合共享，在公共服務、醫療、教育等公共支出領域嵌入競爭性環節，提高公共資源利用效率，同時精準搜集數據，建立起監督和考核績效評價體系。從央地關系來看，中央政府可以利用大數據、云服務和工業互聯網等數字技術，建立線上線下一體化監管體系，及時清理地方私設的歧視性準入條款，維持市場公平運行。最后，數字經濟本身可能存在平臺壟斷、數據隱私保護等問題，倒逼地方政府進一步提高治理效能，規范平臺經濟發展。由此可見，數字經濟或將深化“放管服”改革，推動有為政府的建立，打破地方行政壁壘。綜上，提出如下假設：

假設2：數字經濟可以發揮有效市場力量、實現區際要素自由流動，推動建立有為政府、破除行政壁壘，進而推動構建統一大市場。

三、模型構建與變量設定

（一）模型構建

為初步考察數字經濟與統一大市場的因果效應，本文構建如下基準模型：

Ubmiit和Deiit為i省t年的統一大市場指數和數字經濟指數，Zit表示i省t年的控制變量序列，α為待估參數，μi為i省的個體固定效應，δt為t年的時點固定效應，υit為隨機擾動項。

建設統一大市場是“全國一盤棋”的重要體現，必須考察數字經濟對統一大市場的空間溢出效應，設定如下空間杜賓模型：

ρ 為空間自回歸系數，β1為空間效應系數，W 為空間權重矩陣。本文構建了基于經緯度的省際鄰接矩陣、地理逆距離矩陣和基于年均名義GDP的社會經濟距離矩陣。以省會城市的經緯度代替省份經緯度，數據來源于高德地圖API。

（二）變量指標

1.統一大市場指數

學界大多以市場分割指數來衡量統一大市場（蘇劍、邵宇佳，2022；汪陽昕、黃漫宇，2023），這種衡量方式抓住了統一大市場的主要特征，然而將市場整合完全等同于統一大市場卻并不合適。從特征來看，統一大市場具有統一、開放、競爭、有序的內在特征以及市場規模巨大、機制完善、環境優化等外在特征（劉志彪，2022）。從構建目標來看，《意見》指出要實現市場效率提升，居民收入增加，市場主體壯大和需求優化升級；要加快營造穩定公平透明可預期的營商環境；要促進科技創新和產業升級；要培育參與國際競爭合作新優勢等。因此，本文構建了較為完整的統一大市場指標體系，見表1。部分指標的構建細節如下：

表1 統一大市場指數和數字經濟指數的指標體系

市場整合指數。參考毛其淋、盛斌（2012）的做法，以價格指數法計算市場整合指數。（1）首先構造3 維（i × t × k）的商品零售價格指數數據集，i 為省份，t 為年份，k 為商品零售價格指數（環比）。（2）計算相對價格的絕對值ΔQijtk。根據樣本，可以得到n年、m 組省份對、h種產品，共n × m × h組差分形式的相對價格ΔQijtk。公式如下：

（3）剔除固定效應，即剔除ΔQijtk中由產品自身導致的價格差異。本文采取去均值的處理方法，qijtk=為m 組省份對的ΔQijtk的平均值。去均值后，qijtk僅包括由地區間市場壁壘和一些隨機因素導致的差異。（4）計算每個省份對h 種產品的相對價格總波動var(qijt)。（5）分省份加總省份對的相對價格波動，取算術平均得到i 省相對于其他所有省份的市場分割指數，var(qit)=，N 表示i 省的省份對數量。最后，計算出i 省市場整合指數本文計算了商品、資本和勞動市場的市場整合指數。選擇16種商品，包括食品類，飲料、煙酒類等。選擇4 種資本品，包括建筑安裝工程，設備工器具購置等固定資產投資。選擇5 種勞動品，包括就業人員、在崗職工、國有單位等的平均實際工資指數。資本市場的數據缺失以近五年年均增長率插補。

包容性全要素生產率。參考趙濤等（2020）的做法，以Hicks-Moosteen 指數表征。資本存量以張軍等（2004）用2000 年價格計算的資本存量為基期存量，采取永續盤存法計算。公式為：Ki,t=其中新增名義投資以每年名義固定資產形成總額替代，由于2018 年以后不再公布該數據，選擇固定資產總額（不含農戶）和農村農戶固定資產投資的總和來替代，以各自的增長率計算可得。價格指數使用固定資產價格指數替代，由于2020年以后不再公布固定資產價格指數，以近五年年均增長率計算插補。折舊率選擇9.6%。勞動力投入以就業人員總數代替。期望產出以2000 年為基期的不變價GDP 表征。非期望產出以城市居民可支配收入與農村居民可支配收入（2011年和2012年以農村居民純收入替代）的比值來表征。

營商環境指數。參考“中國城市營商環境評價研究”課題組等（2021）的研究，以金融環境（人均銀行業金融機構各項存貸款余額）、人力資源（每十萬人高等教育在校生數的自然對數）、基礎設施（人均城市道路面積、每萬人醫療衛生機構數、人均能源消費量）、政務環境（財政透明度）和法治環境（刑事文書數量）來衡量。財政透明度來源于清華大學公共管理學院發布的《中國市級政府財政透明度研究報告》，計算公式為t年i省j城市的相對得分（全口徑得分/總分），n為城市數量。刑事文書數量從中國裁判文書網上獲取，并除以當年刑事案由總文書數量計算而得相應指標。

2.數字經濟指數

參考王軍等（2023）的思路，本文從四個維度來衡量數字經濟指數：數字基礎設施、產業數字化、數字產業化、數字政府與數字生態，見表1。數字政府和數字生態的數據來源于文本分析，利用Python的Jieba庫對各省歷年政府工作報告進行詞頻統計。具體而言，基于數字政府和數字生態兩個一級指標，對各省2011年—2021年政府工作報告作多輪詞頻統計，最終整理并構建自建詞典以統計各省歷年數字政府和數字生態詞頻，見表2。以直接加總的方式計算總披露次數，得到政府數字治理和社會數字生態水平。

3.控制變量

為緩解遺漏變量引起的內生性問題，較為準確地識別因果效應，本文控制了如下變量：財政投入（財政支出占GDP比重），政府財政干預是影響構建統一大市場的重要因素；外商投資（人均外商企業投資總額），來自國外的投資會影響國內市場的建設；自然環境穩定程度（人均自然災害直接損失），自然災害頻繁的地區不利于構建統一大市場；歷史文化稟賦（每萬人博物館文件數量的自然對數），地區歷史上的政治經濟發展水平可能是影響構建統一大市場的因素；人口密度（人口密度的自然對數），人力資本是促進地區發展的重要支撐；地理運輸條件（每萬人鐵路營業里程），統一大市場的構建離不開基礎交通設施建設。而財政投入、外商投資、自然環境穩定程度、歷史文化稟賦、人口密度和地理運輸條件均為具有一定外生性的變量。

（三）數據來源

本文的數據來源：《中國統計年鑒》、《中國人口與就業統計年鑒》、《中國房地產統計年鑒》、各省統計年鑒、啟信寶、中國裁判文書網、清華大學《中國市級財政透明度報告》、CSMAR 等。人均人口口徑為年末總人口。采取面板熵值法計算相關綜合指數。處理缺失值的方法：前后兩期的平均值，近五年的平均增長率。西藏的數據缺失過多，予以刪除。對存在極端值的變量作1%的上側縮尾。經整理，本文最終獲取了2011年到2021年中國30個省份，共330個樣本的平衡面板數據。表3匯報了各變量的描述性統計結果。

四、數字經濟與統一大市場的初步實證

（一）基準回歸結果和討論

表4 匯報了混合模型、隨機效應模型和固定效應模型的結果。所有結果均表明，數字經濟會顯著提高統一大市場的建設水平。這可能是因為：一方面，數字經濟作為一種新興的經濟形態，已成為經濟高質量增長的動力源泉，在創造需求、拉動消費、提高區域創新和市場競爭效率等方面優勢顯著。另一方面，數字經濟憑借信息通訊等數字技術以及現代化流通體系，深化了資源信息交易平臺整合共享，有利于降低全社會交易成本，打通統一大市場的信息交流和資源配置堵點。此外，加快數據要素與傳統產業的有機融合，有利于推進能源、鐵路、電信等傳統行業競爭性環節市場化改革，有效遏制由國有企業導致的“準行政壁壘”萌芽（夏杰長、劉誠，2022）。由表4 模型（4）可知，省份的財政條件、自然環境、歷史發展和人口規模等資源稟賦對建設統一大市場在統計意義上并無顯著影響。這可能表明在統一大市場的框架下，地方政府通過發展數字經濟可以揚長避短，破除先天劣勢，努力實現差異競爭、錯位發展，釋放區域協調發展的內需潛力。

（二）穩健性檢驗

為檢驗結論的穩健性，本文進行了以下工作。1.改變核心變量的計算方式。（1）運用主成分分析法重新計算核心變量。（2）采取新的無量綱化方法。無量綱化是熵值法的前提，楊麗、孫之淳（2015）改進了熵值法使之能運用于面板數據，然而其無量綱化過程忽略了面板數據存在的個體和時間差異。為避免信息的丟失，提出新的計算方法其中X、Y為觀測值x分別控制年份year和控制個體id時的歸一化結果，Z為觀測值歸itititit一化的最終結果。2.利用面板門檻模型，考察數字經濟對統一大市場的促進作用的非線性變化。結果發現，隨著數字經濟水平的提高，其對統一大市場建設的推進作用更明顯。這可能是因為梅特卡夫原則與網絡效應。因此各地區應當抓住機遇，發展高水平、高標準的數字經濟。上述處理的回歸結果見表5，結論依然成立。

表5 改變變量計算方式和非線性的回歸結果

分組和剔除部分樣本做異質性檢驗。（1）將省份分為東部、中部和西部地區；（2）將樣本分為有無大型港口子樣本；（3）剔除2019年后的樣本，避免新冠肺炎疫情和數據缺失的影響。結果表明，基本結論仍成立，但中部地區的促進效應明顯較低，見表6。一方面，地區間戰略定位的不同導致了差異。東部率先發展戰略和西部大開發戰略都在不同程度上強調數字經濟的重要作用，例如西部大開發戰略中強調必須要加強電網、通信和廣播電視等基礎設施建設。而我國中部地區的戰略定位是“三基地、一樞紐”和“一中心、四區”，重點是要發揮中部地區糧食生產、能源原材料供應、重要先進裝備制造、生態文明建設的優勢。兩相比較，數字經濟在中部地區的作用可能會被弱化。另一方面，東部和西部地區的市場分割度正不斷加劇，迫切需要紓困解難。而地區異質性回歸結果表明，數字經濟確實能夠緩解統一大市場的區域差異，集中力量解決困難地區的市場分割問題。區域異質性結果雖與既有文獻結論相反（汪陽昕、黃漫宇，2023；袁勝超等，2022），但符合我國經濟現實和實際需要。此外，結果發現擁有大型港口的省份更能釋放數字經濟動能，表明推進國內市場建設離不開與國外市場的緊密聯系，構建新發展格局要實現國內國外兩個市場的有機統一。

表6 異質性的回歸結果

（三）空間效應

表7 匯報了主要年份的數字經濟和統一大市場的全局莫蘭指數和吉爾里指數，為節約篇幅，只報告了鄰接矩陣的結果。結果表明，兩者在1%的置信水平上存在空間集聚效應。隨后，依次進行Hausman 檢驗（188.01***）、LM 檢驗（80.543***、34.631***）、LR 檢驗（51.08***、69.35***）、Wald 檢驗（51.84***、75.55***），其結果均在1%的置信水平上拒絕原假設。結果表明，個體時點雙向固定空間杜賓模型（SDM）是本文最優模型，并匯報空間滯后模型（SAR）的結果作為對照。

表7 空間自相關檢驗

由表8 可知，rho 值在1%的置信水平上為正，表明統一大市場建設存在顯著的內生空間交互效應，地區間的建設水平互相影響、互為依托。對總效應的偏微分分解后，間接效應顯著為正，表明某省份的數字經濟將促進鄰近省份的統一大市場建設。這可能是因為數字經濟憑借高效的信息傳遞優勢和現代化流通體系，可以跨時空進行資源配置，增強了區域間經濟活動關聯的廣度和深度，這是構建統一大市場的題中之義。

表8 數字經濟與統一大市場的空間溢出效應

五、數字經濟與統一大市場的因果再識別

為得到數字經濟與統一大市場的因果關系，前文控制了部分前定變量和固定效應，然而本文結論仍然面臨著一些因果推斷的挑戰，主要包括：（1）高標準的市場體系建設無法一蹴而就，而靜態面板模型無法識別統一大市場建設的滯后效應，有待估計在考慮滯后效應后數字經濟對統一大市場的影響。（2）存在內生性問題。一方面，無法保證所有遺漏變量均被考慮到模型內。另一方面，模型中存在互為因果的變量，隨著統一大市場的建設和完善，數字經濟反過來能夠依托高標準的市場體系實現迅速發展。為準確識別兩者的因果效應，本文做了如下工作：

（一）SYS-GMM 估計

為考慮統一大市場建設的滯后效應，本文構建了如下動態模型：

Ubmiit-1為統一大市場的滯后一期，其余變量和參數設定與前文同。動態模型的估計必須克服被解釋變量和其滯后項的內生性問題。因此，本文采用系統廣義矩估計模型（SYS-GMM）。設定自然環境穩定程度、歷史文化稟賦、人口密度、地理運輸條件和時間固定效應為嚴格的外生變量。Hansen 檢驗P 值為0.445，AR（1）、AR（2）檢驗的P 值分別為0.005 和0.326，表明兩步SYS-GMM 比較可信。表9列（2）的結果表明，在考慮了滯后效應后，數字經濟的促進作用仍然顯著。而且前期統一大市場的建設水平很有利于當期的發展，因此各地區應抓住機遇，筑牢每期統一大市場的建設基石。

（二）shift-share工具變量法

兩步SYS-GMM 固然提高了結果的可信度，但并沒有解決互為因果等導致的內生性問題，為更準確地估計數字經濟與統一大市場之間的因果效應，本文借鑒（Imbert et al.，2022）的思路，構建shift-share工具變量來識別外生沖擊導致的數字經濟變化對統一大市場的因果效應。

1.shift-share變量設定

數字經濟的存續必須以一定的從業人員和有色金屬（銅和鋁為主）為基礎條件，因此人力資源和材料成本的變動與數字經濟的發展密切相關。材料成本波動主要取決于產能波動和價格波動。銅和鋁是重要的戰略資源，其一般價格水平由國際制定，任何國家、地區都是價格的接受者。因此，當銅鋁國際價格發生波動時，數字經濟的材料成本將受到外生價格沖擊。同時每個省份的銅礦、鋁土礦藏量由自然給定，但是每個省份銅鋁的礦藏量不同。假設藏量豐富的省份可以通過調整產能來降低受價格沖擊的概率，而礦儲量匱乏的省份無法調整產能，成本波動就越容易受到價格沖擊的影響。假設短期內數字經濟的收益不變，材料成本波動可能會擴散到人力成本，引起從業人員依歷史遷徙份額發生跨地區流動。假設地區間從業人員流動強度的增加會促進地方數字經濟的發展。如果本文的因果關系確實存在，則在這一外生沖擊下，數字經濟與統一大市場的顯著關系仍應成立?；诖?，本文構建shift-share 工具變量，刻畫了由有色金屬國際價格波動引起的、經過礦藏自然分布調整后的外生成本波動，引致的數字經濟從業人員依歷史遷徙份額發生的流動。具體設定如下：

zit為i 省t 年的shift-share 工具變量，λij為i 省和j 省的數字經濟從業人員的歷史流動份額，sjt為j省t年數字經濟的外生成本波動。有色金屬的國際價格波動由AR（1）決定，ADF 檢驗表明數據均為平穩數據

phd為h 種有色金屬d 日的收盤價格，數據來源于倫敦金屬交易所。有色金屬選擇銅、鋁和鋁合金，均為數字經濟發展不可或缺的原材料。為年平均價格，εhd為d日殘差，表示d日價格波動。計算t年原材料總價格波動n為當年交易日總數。通過銅礦藏量對每個省份的價格波動進行調整，得到數字經濟外生成本波動為i 省銅礦儲藏量。需要說明的是，（1）我國鋁土礦分布集中于山西、河南、廣西和貴州，其余省份極為匱乏，因此僅選擇銅礦的自然分布作為調整參數。對于銅礦資源稀少的省份，為避免極端值的影響，將其銅礦儲藏量做0.01 的平移。（2）省份的礦藏量主要取決于自然儲存和勘探技術，為避免勘探技術進步導致誤判地區礦藏自然分布，本文選擇2020 年的礦產資源儲量，通過時間的延后盡量剔除技術進步的影響。數據來源于中國自然資源部。

參考Imbert et al.（2022）的思路，利用移民歷史遷徙模式表征share 變量。然而，尚沒有數據能夠直接測量數字經濟從業人員的省際流動強度。因此本文利用引力模型，構建2000 年i 省對j 省的單位吸引力來表征從業人員流動強度為2000 年交通運輸倉儲和郵電通信人員數量，Dij為i省和j省的地理距離。進一步，本文構建了i省對j省的吸引力在i省所占的份額來表征從業人員歷史流動份額，即本文的share變量：

2.檢驗結果與討論

表9列（3）匯報了估計結果，在工具變量法的估計下，數字經濟對建設統一大市場的推動作用仍然顯著成立。由原材料國際價格波動和地方礦藏量自然分布決定的外生成本波動，可能會引起數字經濟從業人員根據歷史流動份額發生省際遷徙。而要素流動性的增加會促進數字經濟的發展，進而推動統一大市場的構建。從弱工具變量和識別不足的檢驗結果來看，shift-share 工具變量的有效性在統計上也成立。

本文shift-share工具變量的前提假設有待檢驗：（1）材料成本波動會擴散到人力成本。即由國際原材料價格波動和礦藏自然分布決定的成本波動對數字經濟從業人員的流動強度會有顯著影響，因此估計了Nfit= α0+ α1εit+ αzZit+ δt+ μi+ υit，Nfit為引力模型計算的i 省t 年從業人員流動強度，數字經濟從業人員為交通運輸、倉儲和郵政業以及信息傳輸、計算機服務和軟件業的就業總量。表9列（4）結果表明，外生成本沖擊確實增強了數字經濟的人力資本的省際流動性。（2）表9列（5）結果驗證了從業人員流動性的增加會促進數字經濟發展的假設。（3）工具變量發揮作用的前提之一是要與被解釋變量沒有直接關系，因此用統一大市場對工具變量做回歸。表9列（6）結果表明，兩者在統計上并無直接的顯著關系，外生成本沖擊引致的數字經濟從業人員的流動對統一大市場的影響，可能僅僅通過影響地區數字經濟發展的途徑來實現。

3.可信度的檢驗

shift-share 工具變量具備外生性的條件在于shift 和share 均為外生變量。從本文的構建過程來看，shift為國際價格波動和礦產自然分布決定，share為歷史流動強度及其份額決定，均有良好的外生性。本文雖然對工具變量的前提做了一定檢驗，然而依然無法完全排除外生成本沖擊引致的從業人員流動可能會通過其他途徑來影響統一大市場，因此本文考慮了以下幾種可能渠道：（1）剔除沖擊通過引起從業人員流向其他行業來影響統一大市場；（2）剔除對其他行業的沖擊，進而改變產業結構來影響統一大市場；（3）剔除鄰避影響，受沖擊省份可能會通過市場壁壘等手段將沖擊轉嫁到其他省份；（4）剔除政府干預的影響，沖擊可能刺激財政投入，進而影響構建統一大市場；（5）剔除物價水平的影響，沖擊可能引致物價波動；（6）沖擊可能導致企業調整研發成本，影響地區科技創新。以上衡量指標依次為：就業總量與郵政業和信息傳輸從業人員總量的比值，第一、二產業占GDP 比重，地方產業差異度（保建云，2008），公共預算支出占GDP 比重，居民消費價格指數（2000年為基期），規上工業企業R&D經費的自然對數。

表10結果顯示，相對于IV主模型的估計系數0.575和5%的顯著性而言，在控制諸多潛在影響渠道后，系數波動非常小，顯著性并無改變?；诖?，本文推測shift-share 工具變量可能僅僅通過影響數字經濟來影響統一大市場。綜上所述，本文的因果效應具有較高的可信度，假設1得到驗證。

表10 工具變量的可信性檢驗

六、數字經濟與統一大市場的機制檢驗

（一）模型選擇

前文分析要素流動壁壘和地方行政壁壘是阻礙統一大市場建設的關鍵因素，那么數字經濟能否有效發揮市場對資源配置的決定作用，促進省際要素的自由流動以及推進有為政府的建立和完善，緩解地方行政壁壘來推動統一大市場建設呢？為檢驗兩種機制，構建如下模型：

Mit為i 省t 年的機制變量，以要素流動強度和行政干預強度來衡量，其余變量和參數與上文同。為深入觀測機制的作用過程，本文估計了以下單機制模型：

mit是單機制序列，包括經過歸一化處理的勞動、資本和技術流動指數以及戶籍管制、公共支出非效率程度和地方保護強度。

（二）機制變量設定

1.要素流動強度Ffiit。考慮到要素流動壁壘的復雜性，此節僅考慮由區域發展不平衡不充分導致的市場性分割，將要素制度性分割納入行政壁壘的測算中。本文選擇引力模型來測算省際的要素流動強度以表征市場的有效性。引力模型濫觴于物理學，認為任何兩個物體之間的作用大小與它的質量成正比，與它們之間的距離平方成反比，現被廣泛運用于國際貿易、要素流動等經濟領域（白俊紅等，2017），其一般表達式為本文設定了關于勞動、資本和技術要素的引力模型，i 省與j 省的要素“引力”越大，表明要素的省際聯系越緊密，意味著要素省際流動的強度越大。

勞動流動強度：白俊紅等（2017）設定了只引入吸引力變量的產出約束引力模型，模型中納入了工資和房價兩個吸引力變量，但原模型無法區分工資和房價不同組合導致的引力差異。為更能體現不同組合導致的勞動流動差異，本文借鑒王兵等（2021）的思路，建立一個“對數-差值”三引力模型，設定如下：

LFij為i省對j省的勞動流動強度；Li表示i省勞動力人口，以就業總人數表征；GDPj表示j省的經濟發展水平，以人均GDP 表征；Wj- Wi表示工資的相對值，以城鎮非私營單位就業人員平均工資的差值表征。Hj- Hi表示房價的相對值，以商品房平均銷售價格的差值表征。Dij為兩省之間的距離，利用Python 和高德地圖API計算的省會城市間的地理直線距離表征。i省t年的勞動總流動強度為：

資本流動強度。資本引力模型也設定為“對數-差值”三引力模型，如下：

CFij為i省對j省的資本流動強度，Ci為i省的資本存量。Rj- Ri、Mj- Mi為兩省的資本報酬差值和金融市場化程度差值。前者選取規模以上工業企業利潤率（總利潤/總資產）表征。參考王小魯等（2021）的思路，金融市場化程度用非國有工業企業負債占工業企業總負債的比重來表征。i省t年的資本總流動強度為

技術流動強度。技術要素的引力模型設定如下：

TFij為i省對j省的技術流動強度。RDi為i省的研發人員總量，以規上工業企業R&D人員全時當量表征。Tj- Ti、Fj- Fi為兩省的技術市場成交額差值和規上工業企業R&D 經費差值。i省t年的技術總流動強度最后，將LFit、CFit、TFit做極差歸一化后，取幾何平均得到省份要素流動強度。

2.行政干預強度Iaiit。前文分析，地方行政壁壘主要表現為政府過度投資、政府支出低效率、地方保護主義等政府橫向治理行為，而要素制度性分割雖然是要素流動壁壘的組成部分，但事實上卻根源于政府的縱向治理（劉志彪，2022）。本文計算行政干預強度來反向衡量地方政府的有為性，以政府公共支出非效率程度、地方保護強度和戶籍管制程度的歸一化結果的幾何平均表征。

公共支出非效率程度uteit。財政分權、晉升激勵導致地方政府長期“為增長而競爭”，集中表現為重復建設、過度投資和支出結構失衡，本文以地方政府公共支出的無效率程度來表征這一情況。選擇時變衰減隨機前沿模型測算地方政府公共支出非效率程度，模型設定為C-D形式的成本函數：

其中，feit為i省t年的人均財政支出，xit為一系列公共服務供給水平，參考徐超等（2020）的指標，選擇教育、醫療、文化等14 種公共服務，限于篇幅，未予報告。設定隨機擾動項υit服從標準正態分布。無效率項μit即為公共支出非效率程度，假設服從截斷正態分布。zit為影響非效率的因素，為簡便分析，僅考慮數字經濟指數和地理運輸條件。為檢驗結果的有效性，計算變差率為0.895，單邊似然比檢驗統計量為108.166 遠大于自由度為4、置信水平為1%的混合卡方分布臨界值12.483。檢驗結果表明，地方政府公共支出確實面臨著無效率的情況。

地方保護指數Ipit。參考保建云（2008）的做法，構造地方保護指數Ipit= ln(1/XitYit)。其中，Xit為i 地區第二產業產值占GDP 比重與全國第二產業產值占全國GDP 比重的差值的絕對值；Yit為i 地區第二產業產值占GDP比重與全國第二產業產值占全國GDP比重之比。表達式如下：

地區產業差異化、集中化、專業化程度越高，地方政府實施地方保護主義的積極性可能越低。因此，Ipit數值越大，地方保護強度越高。

戶籍管制程度hrcit，用以表征要素制度性分割。以地區年末總人口與戶籍人口的比值表征，hrcit越大，表明年末人口轉化為地區戶籍人口越困難，意味著地方政府的戶籍管制越嚴格。

（三）機制檢驗的結果和討論

從要素流動強度的回歸結果來看，表11列（3）結果表明數字經濟能夠顯著促進省際要素自由流動。一方面，要素流動是以逐利為動機的，而數字經濟作為新的經濟增長點，會提高對生產要素的需求和報酬率，要素流動的潛在動機更大。另一方面，數字經濟為要素流動提供信息和流通條件，或將打破流動的堵點。列（2）和列（4）結果顯示，考慮要素流動強度后，數字經濟對統一大市場的估計系數明顯下降，下降比例為14.6%。這表明數字經濟可能會發揮市場對資源配置的決定作用，促進要素自由流動，緩解區際不平衡不充分發展矛盾，最終提高統一大市場的建設水平。分生產要素來看［表11列（5）—（7）］，數字經濟對勞動力和技術要素流動的促進作用更為明顯，對物質資本的影響在統計上并不顯著。這可能是因為數字經濟的發展門檻較高，對勞動力的專業素質和技能要求也水漲船高。發展數字經濟對傳統勞動力的就業會產生擠出效應，而對專業化、高技能水平的勞動力又會存在虹吸效應，由于地區間數字經濟發展的不平衡，勞動力就會發生省際流動。一般而言，高技能勞動力本身又是技術要素的載體，數字經濟發展水平更高的地區，其技術變現效益也會更高。然而，數字經濟對物質資本的需求和報酬率的影響并不直接，可能更依賴于股權融資、債務融資等形式的金融資本的發展。

表11 有效市場機制檢驗

從行政干預強度的回歸結果來看，數字經濟能夠顯著降低地區的行政干預程度，提高地方政府的治理效能［見表12 列（3）］。在控制行政干預強度后，主模型的估計系數有所下降，下降比例為2.8%。一定程度上表明數字經濟通過破除地方行政壁壘，推動建立有為政府來加快推進統一大市場的建設。從具體機制來看［表12 列（5）—（7）］，數字經濟對提高政府支出效率和打破地方保護主義的影響更為明顯。這可能是因為數字經濟通過大數據、互聯網和實時追蹤平臺等數字技術對監測和管理人口流動起到了一定作用，然而戶籍福利和城市資源的分配短期內難以與戶籍制度脫鉤。

表12 有為政府機制的檢驗

由此可見，數字經濟并不是解決一切問題的“萬能藥”，其對建設有為政府的推動作用要低于建設有效市場，而且數字經濟在克服地方行政壁壘中的經濟阻礙因素時要比解決制度性阻礙因素發揮的作用更為明顯。因此要想完全打破地方行政壁壘，更需要政府刀刃向內，進一步深化財政、行政等體制改革，從根源上破除統一大市場建設的行政壁壘。綜上所述，數字經濟通向統一大市場的道路在于發揮有效市場和有為政府的作用，能夠較好地處理市場和政府的關系，實現“無形之手”和“有形之手”的有機結合，假設2得到驗證。

七、結論與政策啟示

2023 年是疫情后的開局之年，也是我國經濟全面恢復的關鍵之年。習近平總書記在《當前經濟工作的幾個重大問題》中明確指出，必須大力實施擴大內需戰略，采取更加有力的措施，使社會再生產實現良性循環。落實擴大內需戰略，暢通國內經濟循環，必須加快推進全國統一大市場的建設。本文旨在回答數字經濟與統一大市場的邏輯關系，正是落實我國現階段重大戰略任務的題中之義，意義不言而喻。

為此，本文從實證層面證實了數字經濟確實是建設統一大市場的重要推手，驗證了發揮有效市場和有為政府的作用是數字經濟通往統一大市場的潛在道路。具體來說，本文構建多種計量模型來檢驗兩者的因果關系和傳導機制：第一，利用固定效應模型初步發現數字經濟能夠顯著促進統一大市場的建設，并且更高水平的數字經濟的促進作用更為明顯，基本結論具有穩健性和異質性；第二，利用空間計量模型發現數字經濟對統一大市場的影響存在空間溢出效應；第三，系統廣義矩估計模型發現建設統一大市場具有滯后效應；第四，基于shift-share 工具變量回歸發現，外生成本波動引致的數字經濟從業人員的流動將推動數字經濟發展，進而促進統一大市場的建設，這一結果在多種檢驗下成立；第五，選取代表性指標和方法，構建了反映要素流動壁壘和地方行政壁壘的機制變量，回歸結果驗證了有效市場和有為政府機制，并且發現數字經濟在解決市場性阻礙因素時要比解決制度性阻礙因素發揮的作用更為明顯。本文拓展相關研究的同時，具有一定的政策啟示：

（1）建立“三高”發展邏輯。具體來說，要以發展高質量數字經濟，來實現高經濟效率的地方競爭，最終構建高標準的統一大市場體系。在過去，地方政府為“增長而競爭”導致行政壁壘和市場壁壘高企，但“超越競爭”并不等于“摒棄競爭”，“統一大市場”并不等于“同一大市場”，必須深刻認識統一大市場體系的本質就是充分競爭。數字經濟為地方競爭提供了新的選擇，并且作為高效率、低污染、多元融合的經濟增長點，應當成為地方政府轉變競爭模式的優先選擇。

（2）側重發揮數字經濟的市場側力量，建立有效市場，推動要素市場化改革。發展高質量數字經濟就是要立足建立有效市場。關鍵在于三個方面：首先，要構建數據要素統一大市場。打鐵還需自身硬，必須警惕數據市場的壟斷行為，采取約談整改、行政罰款等規制措施的同時，更要做好事前引導、防微杜漸，對中小型數字平臺要給予政府關懷，助力成長。第二，以數據要素市場化改革推動整個要素市場化改革。深化人力資源、自然資源、公共資源等交易信息平臺的跨地區建設，建立并完善統一的要素定價規則和市場基本制度，禁止地方私設違背競爭原則的準入壁壘。第三，千方百計地加快數據要素與本地資源稟賦的有機融合，實現地區差異競爭和錯位發展，縮小地區間發展不平衡不充分矛盾。

（3）數字經濟與體制改革兩手都要抓，兩手都要硬。行政壁壘是統一大市場建設的關鍵阻礙，市場和行政因素復雜交織。一方面，在面向政府支出效率，地方保護主義等經濟因素居多的行政壁壘時，應當充分發揮數字經濟的市場作用，深化信息交易平臺建設，推進能源、公共服務、電信等公共投入競爭性環節的市場化改革，建立公共投入產出的效益考核標準，以此提高公共支出和投資效率。另一方面，對于由戶籍管理制度導致的行政壁壘，數字經濟的作用會相對弱些。這類制度性因素還涉及其他要素市場，例如政府對農村土地征用權和城市土地分配權的全面控制、國有商業銀行和商業銀行對貨幣資本運動的壟斷控制等（劉志彪，2022）。破除這類行政壁壘，需要政府在各個領域深化相關體制改革。以戶籍管理制度為例，基于落戶意愿和落戶政策寬松程度的反向關系，政府既要盡量消除大型、超大型城市戶籍與公共福利高度掛鉤的現象，消除農村戶籍與城市戶籍的身份差異，又要在根本上提升中小型城市的公共服務水平。顯然，這需要數字經濟發展與戶籍制度改革相互配合，實質上是有效市場和有為政府的具體結合。