市場采購貿易模式對區域經濟發展的促進作用分析

摘 要：市場采購貿易作為區域經濟發展規劃中的重要組成部分及貿易領域的新興業態，對推動區域經濟發展與加快建設貿易強國具有重要意義。本文基于2012—2021年中國108個地級及以上城市面板數據，運用多期雙重差分法，實證檢驗了市場采購貿易模式對區域經濟發展的影響。研究發現：市場采購貿易模式對區域經濟發展具有顯著促進作用；機制分析表明，市場采購貿易主要通過擴大出口規模進而推動區域經濟發展，暫未通過免征增值稅促進區域經濟增長；異質性分析表明在中部地區和非副省級城市中，政策賦能效應更為明顯。基于此，本文提出以下政策建議：積極批復具有區域帶動效應的新的市場采購貿易試點，優化建設規模，進而穩步推進區域經濟高質量發展；繼續提高貿易便利化程度，同時對個體商戶提供專業化的外貿培訓服務；完善市場采購貿易所得稅頂層政策設計，加大稅收優惠，關注增值稅免稅政策受益群體覆蓋工作；針對地理區位及行政等級異質性，有的放矢推進市場采購貿易試驗區建設。

關鍵詞：市場采購貿易；區域經濟發展；多期雙重差分法；出口規模；政策效應異質性

中圖分類號：F127；F124.3 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2025）04（b）--06

1 引言及文獻綜述

《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》中，政府部門明確提出“加快發展跨境電商、市場采購貿易等新模式”。其中，市場采購貿易作為內外貿一體化的貿易創新模式，近年來受到廣泛關注。市場采購貿易是指由符合條件的經營者在經國家商務主管等部門認定的市場集聚區內采購的、單票報關單商品貨值15萬（含15萬）美元以下，并在采購地辦理出口商品通關手續的貿易方式，是一種兼顧零售批發和內外貿易的貿易模式。2013年，商務部牽頭在浙江義烏開展市場采購貿易試點，2014年海關總署增列市場采購貿易單獨的海關監管代碼1039，經過逐年培育發展，市場采購貿易試點分6批增至39個，覆蓋22個省市區。

從市場采購貿易的特點及促進區域經濟發展的途徑來看，藍慶新等（2022）認為其兼顧了便利化和規范化問題，能夠有效降低外貿門檻，激發市場活力[1]。揭昊（2021）從四個維度分析了市場采購貿易的特點：時間上循序漸進，空間上區位均衡，功能上內外貿結合，制度上有所創新[2]。葉梅琳等（2016）認為，市場采購貿易促進區域經濟增長的主要途徑是通過促進貿易便利化實現的，包含交易成本的下降和交易效率的提升這兩個互為關聯的作用基點[3]。

從影響市場采購貿易發展的因素來看，婁田田（2016）通過因子分析和單因素方差分析，發現企業經營管理、東道國經濟環境、國內經濟環境與政策對市場采購貿易具有顯著的直接影響，而企業家素質、企業產品因素、東道國政治環境對市場采購貿易的直接影響不顯著[4]。

從市場采購貿易目前所存在的問題來看，邵海燕等（2016）認為支持出口的傳統金融手段無法滿足出口新方式的需求，亟需金融創新來支持外貿出口新方式發展[5]。白光裕等（2021）從監管的風險擴大、配套政策不完善、統計制度不健全等方面進行了分析[6]。肖海翔等（2022）認為市場采購貿易方式頂層政策設計與基層探索實踐匹配程度不足，包括稅收政策對市場采購貿易的支持度與其發展速度不匹配[7]。劉曉玲等（2020）則從外匯結算的角度對市場采購貿易進行了分析，發現其存在“貨匯差”以及委托代理下進口轉口收付匯難度大等問題[8]。

從市場采購貿易與跨境電商的關系來看，朱華友等（2019）認為各試點市場采購與跨境電商的結合力度還不足，應積極從“市場采購”貿易向“市場采購+跨境電商”貿易轉型，可從互聯網外貿大數據平臺構建和跨境電商人才培育等方面入手[9]。趙源洲（2022）通過中介效應檢驗發現，跨境電商未能成為市場采購貿易方式與地區經濟增長之間的中介變量[10]。

通過上述文獻整理發現，目前關于市場采購貿易這一貿易新業態的研究以案例分析為主，對該貿易方式的演變及特點、存在的問題、深化試點的路徑建議以及與跨境電商的關系等方面進行了較多研究，實證分析相關研究較少。同時，當前的研究主要聚焦于市場采購貿易模式下的某一個具體環節或形成過程，而忽略了政策整體對試點城市的經濟影響和作用機制。此外，鑒于試點城市數量已大幅增加，其中，第五批市場采購貿易試點數量更是多達17個，而市場采購貿易的推行必須結合具體的城市情況，其發展在試點城市之間也存在不均衡問題。因此，本文針對市場采購貿易模式對區域經濟發展的影響、政策效應的內在機制以及城市間存在的異質性等問題進行了進一步的實證研究。

2 理論分析與研究假設

根據交易成本理論、產業集聚理論和新經濟地理理論，市場采購貿易可從多個渠道對區域經濟造成影響，比如形成專業市場，市場采購貿易試點以現貨批發為主，在特定場所集中交易某一類商品或若干類具有較強互補性、替代性商品，以促進“多品種、多批次、小批量”外貿交易發展。再如，降低貿易主體進入市場的準入門檻，以往的小微企業和個體工商戶無法進行外貿業務，如今僅需經過市場采購貿易相關備案后就能從事外貿業務，擴大了出口規模。又如從頂層設計角度完善配套制度，通過制度創新、管理創新、服務創新降低交易成本，優化組貨、檢測檢疫、海關、稅務、外匯核算等全鏈條流程，以提高貿易便利化程度。此外，對以市場采購貿易方式出口的貨物免征增值稅且不辦理出口退稅，是市場采購貿易的一大特點。基于以上分析，本文提出假設1。

假設1：市場采購貿易模式可促進區域經濟發展，同時可通過擴大出口規模和免征增值稅兩種途徑促進區域經濟增長。

中國幅員遼闊，東、中、西部地區資本、勞動力、自然資源存在不均衡問題，這可能導致市場采購貿易模式的經濟效應產生差異。此外，試點城市在行政等級上的差異也會導致上述問題，因為行政級別越高的城市，政府在資源調控和政策實施方面越具優勢。根據制度理論，不同試點城市在規范性制度和認知性制度上存在一定差異，而制度環境對于吸引個體商戶參與出口貿易尤為重要[10]。據此，本文提出假設2。

假設2：市場采購貿易模式的區域經濟增長效應存在地理區位、行政等級上的異質性。

3 研究設計

3.1 模型設計

以市場采購貿易試點政策為準自然實驗，評估試點政策對區域經濟發展的影響。由于試點城市是分批進行批復的，因此采用多期雙重差分法來衡量政策的實施效果，以試點城市為處理組，其他城市為控制組。針對處理組，基于數據的可獲得性，本文選取前五批共計29個試點城市（第五批中的試點城市瑞麗市由于數據缺失過多被剔除）。而控制組的選取考慮到試點城市的批復并非隨機的，大部分是處于江浙或具有一定外貿市場基礎的區域[10]，試點城市城鎮化率較高，因此參考《中國2020年人口普查分縣資料》，按國務院的城市規模劃分標準進行分類，選取79個城市（包含大城市、特大城市、超大城市）作為控制組。經整理，本文選取2012—2021年我國108個城市面板數據作為研究樣本，并對樣本數據做如下預處理：試點城市中少部分縣級市數據由其上級代管城市代替，因此在整理城市數據時統一使用全市數據；第五批試點城市中晉江市的上級代管城市泉州市已在第四批試點城市中，不再納入樣本分析；在進行增值稅的中介效應檢驗時剔除了數據缺失較多的宜昌、襄陽、咸陽、西寧、銀川、寧波、十堰七個城市；由于各批試點城市的批復時間接近年末，政策實施效應可能于第二年才能顯現，因此將各批試點城市的政策實施時間延后至第二年進行分析；利用GDP指數將宏觀經濟變量進行平減（以2008年為基期）；為消除可能影響估計結果準確性的不可觀測因素和時間效應，本文通過同時控制城市的個體效應與時間效應進行雙重差分估計，基準模型設定如下：

Yit=α1+α2DIDit+α3Controlsit+μi+vt+εit（1）

其中，下標i和t分別表示城市和年份；Yit表示城市i在t年的經濟發展水平；DIDit表示市場采購貿易的虛擬變量；Controlsit為控制變量集合；μi為個體固定效應；vt為年份固定效應；εit為隨機擾動項。

借鑒江艇（2022）[11]的研究思路，對出口規模和增值稅的中介效應進行檢驗，模型構建如下：

Mit=β1+β2DIDit+β3Controlsit+μi+vt+εit（2）

其中，Mit為中介變量，其他變量含義與基準回歸模型一致。

3.2 變量定義

被解釋變量：區域經濟發展水平以城市當年的實際GDP取對數衡量。

核心解釋變量：市場采購貿易試點政策，通過虛擬變量treat和post的乘積來衡量。

中介變量：本文的中介變量包括各城市的出口規模和增值稅稅收。

控制變量：參考已有研究，本文的控制變量包括物質存量水平、就業水平、城鎮化水平、金融發展水平和消費水平。其中，物質存量水平參照張軍（2004）[12]對固定資產投資額的處理方法，以2006年為基期，折舊率為9.6%，利用永續盤存法對資本存量進行估計。

主要變量定義及描述性統計見表1和表2。

3.3 數據來源

本文數據均來源于《中國統計年鑒》《中國城市統計年鑒》、各地國民經濟和社會發展統計公報、海關數據庫、EPS數據庫和國泰安CSMAR數據庫，部分缺失數據采用線性插值補齊。出口數據按當年平均匯率進行換算。

4 實證結果與分析

4.1 基準回歸結果

在進行基準回歸前，為避免變量之間強相關性導致模型估計結果產生偏誤，對模型中涉及的變量進行多重共線性檢驗。結果表明，最大的方差膨脹因子值（VIF）為3.62，VIF均值為2.20，均遠小于10，說明各變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。基準回歸結果匯報見表3，列（1）列（2）列（3）分別為只固定個體、只固定時間、個體和時間雙向固定的模型，重點關注雙向固定模型，回歸系數為0.048，該結果在5%的水平上顯著，說明市場采購貿易模式能夠促進試點城市的經濟增長，假設1得到部分驗證。在控制變量中，城鎮化水平、金融發展水平、消費水平的系數均為負且顯著，這可能是由于經濟發展水平較高的地區城鎮化水平、金融發展水平和消費水平一般都較高。根據庫茲涅茨曲線，這些地區經濟增長速度相對較慢，經濟增速的下降會抑制經濟總體水平的長期增長，因此在一定程度上存在負向影響。

4.2 穩健性檢驗

4.2.1 平行趨勢檢驗

雙重差分模型使用前需滿足平行趨勢假定，即市場采購貿易政策實施前處理組與控制組的經濟增長不存在顯著差異，時間趨勢滿足一致性。平行趨勢檢驗結果如圖1所示。為避免多重共線性問題，將政策實施前一期排除在外作為基期。從圖1可以看出，在試點政策實施前，各期估計系數均不顯著，即各地區的經濟增長不存在顯著差異。從政策實施后第三期開始，估計系數出現明顯增加趨勢并呈現顯著差異，說明市場采購貿易模式能夠有效促進區域經濟增長，且政策實施具有一定滯后效應。以上分析表明，基準回歸結果基本滿足平行趨勢假定。

4.2.2 安慰劑檢驗

為避免處理組和控制組的經濟增長是由時間變化導致的，將政策的實施時間分別提前1年、2年和3年，構建虛假的政策時間進行反事實檢驗，檢驗結果見表4。反事實檢驗中核心解釋變量均不顯著，說明時間趨勢沒有系統性差異，且通過了時間安慰劑檢驗，證明了試點政策的有效性。

借鑒唐浩丹等（2022）[13]的做法，通過隨機篩選試點城市并隨機設定政策沖擊時間，構建反事實的虛擬處理組。運用“偽核心解釋變量”進行回歸，并將回歸過程重復500次，得到500個回歸系數及其各自對應的p值。通過繪制這500個系數估計值的核密度分布和p值，以此來檢驗基準回歸結果是否受到不可觀測的遺漏變量的影響。檢驗結果如圖2所示，回歸系數服從正態分布且大多落在0值附近，這表明回歸結果大多不顯著，基準回歸中系數估計值位于虛假回歸系數分布的高尾位置，即基準回歸結果不是隨機產生的，通過了混合虛構安慰劑檢驗，進而證明了試點政策的有效性。

4.2.3 PSM-DID檢驗

為緩解樣本選擇偏誤造成的內生性問題，使用傾向得分匹配雙重差分模型進行檢驗。本文分別對地區協變量進行了近鄰匹配（n=2）、核匹配和半徑匹配（卡尺為0.01）。表5報告了使用近鄰匹配后各協變量的平衡性檢驗結果，匹配后除固定資本存量外，其他協變量偏差均控制在10%以內，t檢驗結果說明匹配后變量在處理組、控制組間不存在顯著差異。本文對三種匹配方式進行回歸分析，分析結果見表6，發現無論是哪種匹配方式，核心解釋變量系數估計值均在5%的水平上通過了顯著性檢驗。此外，借鑒Hainmueller （2012）[14]解決選擇偏誤的方法，使用熵平衡匹配進行檢驗，同樣表明基準回歸結果是穩健的。

4.3 中介效應檢驗

為驗證出口規模和增值稅的中介效應是否存在，進行中介效應檢驗，檢驗結果見表7。其中，市場采購貿易模式可以顯著提高試點城市的出口規模，而出口規模的擴大可以促進區域經濟增長（楊璐璐等[15]，2024），因此中介效應成立。表7列（2）中DID的系數雖然為負但未通過顯著性檢驗，表明該中介效應不成立。這可能是由于市場采購貿易模式未對企業或商戶所得稅征繳方式進行明確，各地試點的征收標準和具體稅收執行情況也不一致，致使市場主體對稅收政策風險產生擔憂，不敢積極擴大貿易規模（藍慶新等[1]，2022）。假設1得到驗證。

4.4 異質性分析

市場采購貿易試點政策涵蓋不同區域、不同類型和不同層次的試點地區，各試點城市的政策執行效果可能會因經濟發展水平、地理區位、行政等級等因素的不同而產生差異。因此，本文進一步探討該政策對區域經濟發展的促進作用是否因城市以上因素的差異而呈現異質性。借鑒沈小波等（2021）[16]的研究，將樣本省區按地理位置分為東、中、西三個組進行回歸分析，同時按照副省級城市和非副省級城市進行分組回歸（截至第五批市場采購貿易試點名單，直轄市還未被列入，故在按行政等級分組回歸時將其剔除），回歸結果見表8。從地理區位或經濟發展水平來看，市場采購貿易對中部地區的經濟增長起顯著的促進作用，但對于西部或東部均未通過顯著性檢驗。對于西部而言，除了基礎設施相對落后外，試點城市較少，政策作用時間短也可能是導致這一結果的原因。截至第四批試點名單，西部地區只包含了成都市，而第五批試點增加了憑祥市、滿洲里市、昆明市三個西部試點城市，且政策作用時間僅一年。通過平行趨勢檢驗可知，市場采購貿易政策具有一定的滯后性，因此政策作用效果不明顯。西部地區在勞動力、采購、物流、運輸、倉儲等成本上的優勢暫未顯現，貿易市場仍有較大釋放空間。對于東部地區，其可能的原因是邊際效益遞減。東部地區經濟發展水平較高，經濟體量大，且城市經濟的驅動渠道多元，因此市場采購貿易對其經濟增長的促進作用并不明顯。中部地區由于擁有較西部地區更完善的配套設施及相關政策支持，同時處于經濟發展的加速期，具有一定的區位優勢和較豐富的資源稟賦，進而市場采購貿易對其經濟發展產生了明顯的推動作用。從行政等級的差異性來看，回歸結果表明市場采購貿易對非副省級城市的經濟增長有顯著的推動作用，而對副省級城市經濟增長的影響系數雖為正但未通過顯著性檢驗。這可能是因為副省級城市的經濟較為發達，城鎮化水平較高，試點政策更多作用于經濟發展渠道的拓寬與優化，而非全面性突破。而對于非副省級城市，市場采購貿易模式很好地激發了其在外貿市場的巨大發展潛力，充分體現了市場采購貿易中“多品種、多批次、小批量”的外貿交易特色。假設2得到驗證。

5 結論與政策建議

本文基于2012—2021年中國108個地級及以上城市的面板數據，采用多期雙重差分法研究了市場采購貿易模式對區域經濟發展的促進作用，并進一步探究了政策效應發生的內在機制及異質性，得出以下主要結論：第一，基準回歸結果表明，市場采購貿易模式對于區域經濟發展具有顯著的促進作用，但存在一定的滯后性，這一結論在經過各種穩健性檢驗后依然成立。第二，機制分析結果表明，市場采購貿易模式可以通過擴大出口規模促進區域的經濟增長，暫未通過免征增值稅促進區域經濟增長。第三，異質性分析結果表明，市場采購貿易模式對區域經濟發展的促進作用存在經濟發展水平、地理區位、行政等級上的差異。市場采購貿易對中部地區城市和非副省級城市的經濟增長有更明顯的推動作用。

綜上所述，本文提出如下政策建議：第一，市場采購貿易作為內外貿一體化的貿易創新模式，能夠有效提高區域經濟發展水平，應積極批復具有區域帶動效應的新的市場采購貿易試點，優化建設規模，進而穩步推進區域高質量發展。第二，市場采購貿易通過出口拉動經濟增長，因此要繼續提高貿易便利化程度，同時對于缺乏出海經驗的個體商戶，提供專業化的外貿培訓服務。第三，制定市場采購貿易的企業所得稅核定征收辦法，明確標準，同時加大稅收優惠，關注增值稅免稅政策受益群體覆蓋工作。第四，對于西部地區的試點城市，應將完善物流、服務、數字等基礎設施建設作為首要目標，激發市場潛力，利用陸海新通道全覆蓋的歷史契機，發揮市場采購貿易更大的功效，促進經濟增長的同時進一步解決區域發展不平衡問題。第五，對于東部地區及副省級試點城市，應發揮自身產業結構完善、資源稟賦充足、數字化基礎設施先進等優勢，加大市場采購貿易和跨境電商等貿易新業態的融合，深化區域經濟增長渠道。

參考文獻

藍慶新，童家琛.我國外貿新業態新模式可持續發展研究[J].國際經濟合作，2022（2）：50-57.

揭昊.市場采購貿易方式試點研究[J].管理現代化，2021，41（2）：87-91.

葉梅琳.市場采購型貿易方式與貿易便利化研究[D].杭州： 浙江大學，2016.

婁田田.“市場采購型”貿易發展的影響因素研究[D].無錫： 江南大學，2016.

邵海燕，盧進勇.金融創新支持小微企業出口研究： 基于出口新業態的視角[J].當代經濟管理，2016，38（2）：31-34.

白光裕，王印琪，梁明.我國貿易新業態新模式發展存在的問題及對策研究[J].國際貿易，2021（9）：31-37.

肖海翔，郭晨陽，吳東暉.促進外貿新業態發展的稅收政策研析[J].稅務研究，2022（10）：105-108.

劉曉玲，徐靖.市場采購貿易外匯結算存在的問題及對策研究： 以義烏為例[J].對外經貿實務，2020（6）：62-65.

朱華友，李涵，吳樟華.新型全球化背景下義烏市對外貿易方式轉型探討[J].對外經貿實務，2019（4）：26-29.

趙源洲.市場采購貿易方式對城市經濟增長的拉動效應分析[D].成都： 西南財經大學，2022.

江艇.因果推斷經驗研究中的中介效應與調節效應[J].中國工業經濟，2022（5）：100-120.

張軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質資本存量估算：1952—2000[J].經濟研究，2004（10）：35-44.

唐浩丹，方森輝，蔣殿春.數字化轉型的市場績效：數字并購能提升制造業企業市場勢力嗎？[J].數量經濟技術經濟研究，2022，39（12）：90-110.

Hainmueller. .Entropy Balancing for Causal Effects：. Multivariate Reweighting Method to Produce Balanced Samples in Observational Studies[J].Political Analysis，2012，20（1）：25-46.

楊璐璐，蓋延凱.中國OFDI對“一帶一路”沿線國家經濟增長的影響路徑分析[J].國際經貿探索，2024，40（6）：85-101.

沈小波，陳語，林伯強，技術進步和產業結構扭曲對中國能源強度的影響[J].經濟研究，2021，56（2）：157-173.

盧京宇，郭俊華.三產融合對農民收入的影響： 來自國家農村產業融合試點政策的經驗證據[J].華東經濟管理，2025，39（2）：69-79.