市場一體化能否提升出口規模？

摘 要：建設國內市場，充分發揮國內大市場優勢賦能外循環是我國應對當前日趨復雜的外部環境的重大戰略舉措。為探究市場一體化對出口規模是否有促進作用，基于2001—2021年中國280個地級及以上城市面板數據，實證分析了國內市場一體化對出口規模的影響。研究結果表明，國內市場一體化顯著促進了出口規模的提升，且這一作用主要通過提高創新水平、促進產業分工和減少資源錯配三個傳導渠道實現。同時異質性分析結果表明，市場一體化對出口規模的促進作用在南方地區和政府治理水平較高的城市更為顯著。研究結論對更好地發揮中國超大規模市場優勢，促進出口穩定發展具有啟示意義。

關鍵詞：出口規模；市場一體化；國內大市場

中圖分類號：F061.5 文獻標志碼：A 文章編號：1672-626X（2025）03-0037-12

一、引言

出口是經濟增長的關鍵驅動力，其穩定發展對保障宏觀經濟穩定、促進就業以及推動高質量發展具有重要的支撐作用。當前，世界百年未有之大變局加速演進，國際貿易環境的復雜性和不確定性持續增強，再加上“人口紅利”等傳統競爭優勢的減弱，我國出口面臨較大的下行壓力。在此背景下，如何保證出口貿易平穩發展已成為政府關注的重點。2022年中央經濟工作會議指出“要繼續發揮出口對經濟的支撐作用”，2023年中央經濟工作會議強調“要加快培育外貿新動能，鞏固外貿外資基本盤”，2024年中央經濟工作會議提到“擴大高水平對外開放，穩外貿、穩外資”。如何建立對外貿易新優勢，保證出口穩定健康增長？經典的國際貿易理論和大國的發展經驗表明，發展國內市場，形成以國內市場為主導的經濟循環是大國走向強國的必經之路[1-2]。我國擁有世界上規模最大的、最具發展潛力的國內市場，其超大規模性使我國具有一般經濟體無法比擬的優勢[3]，可以成為國際競爭中比較優勢的新源泉。

而要建設國內市場，打破市場分割和地方保護、推進市場一體化是其中的關鍵環節。市場一體化可以打通制約商品要素資源流動的關鍵堵點，使過去分散的市場整合為統一大市場，從而充分釋放我國超大規模市場的潛力和優勢。隨著中國改革的不斷深化，過去長期存在的市場分割和地方保護正逐漸被打破，國內市場一體化已取得初步成效[4-5]。但推進市場一體化帶來的國內市場優勢能否擴散到外貿部門并帶動出口的增長？如果可以那又是通過何種方式？這一系列問題有待進一步驗證。同時這種通過發展國內市場進而帶動出口增長的模式也是構建新發展格局的應有之義，回答這個問題也能為我國構建新發展格局提供相應的理論支撐。因此，本文探究市場一體化能否提升出口規模。

與本文直接相關的文獻分為兩類。第一類文獻從貿易成本的角度出發，探討市場分割與企業出口之間的關系。這些學者認為市場分割會增加企業銷往本國其他市場的貿易成本，阻礙企業進入本國的其他市場，企業因而會為追求利潤轉向國際市場，從而提高對外出口的份額，導致出口增加[6-8]。第二類文獻則對市場一體化產生的超大規模市場優勢進行了研究。這部分學者認為市場一體化可以發揮國內龐大的內需市場優勢，從而對出口技術復雜度[9]、出口產品質量[10-11]和國內出口附加值[12]等諸多方面產生積極影響。

以上文獻為本文提供了豐富的范式借鑒，但第一類文獻僅集中于市場分割引起的國內貿易成本增加對出口的影響，忽視了減少市場分割帶來的積極作用；第二類文獻雖然較為全面地研究了市場一體化對經濟的積極作用，但鮮有文獻探討其是否能促進出口規模的增長。為此，在現有研究的基礎上，本文使用中國280個地級及以上的城市2001—2021年的數據，通過構建面板固定效應模型檢驗了市場一體化對出口規模的影響及其作用機制。本文可能的創新點有：第一，現有關于市場一體化與出口的研究主要聚焦于市場分割引起的國內貿易成本增加對出口的影響，忽略了市場一體化對出口的積極作用，本文對此進行補充，有助于豐富相關的文獻；第二，從創新水平、產業分工和資源錯配三個角度構建了一個理論分析框架，有助于厘清市場一體化對出口規模的作用機制，從而為相關政策制定提供依據；第三，從地理區位、政府治理水平兩個方面，考察了國內市場一體化對出口的異質性效應，更全面地解釋了市場一體化對出口規模的作用。

二、理論分析和研究假設

（一）市場一體化對出口規模的直接效應

市場一體化對出口規模的直接影響可以分為三個方面。首先，從生產成本來看，市場一體化促進了商品的自由流動，使企業能夠面向更龐大的國內消費市場進行生產。根據本地市場效應理論[1]，這種國內市場需求的增長能夠產生規模經濟效應，從而降低企業單位生產成本，增強其在國際市場上的價格優勢，因而提升出口規模。其次，從運輸成本來看，由于市場一體化的改善包含地區間運輸費用的降低，而企業進行出口通常需要將貨物運輸至港口或邊境城市，因此由市場一體化帶來的運輸成本下降有效降低了企業的出口門檻，激勵更多企業參與出口貿易[13]。最后，從制度環境來看，市場一體化通過減少區域間行政壁壘，降低了企業進行尋租的動機[14]。這種制度的改進促使企業將資源從非生產性活動轉向生產性投資，如技術設備升級和人力資本積累，有助于企業出口競爭力的提升[15]，最終對出口規模產生正向促進作用。基于此，提出假設1：

H1：市場一體化有助于提高出口規模。

（二）市場一體化對出口規模的間接效應

1. 提高創新水平

市場一體化能夠通過擴大市場規模、強化市場競爭和加速知識傳播促進創新水平的提升。具體來說，根據需求引致創新理論[16]，市場需求是影響企業創新行為的重要因素，企業進行創新的目的就是為了獲得更好的經營績效，更多的市場需求拓寬了企業進行創新的獲利空間，激勵企業進行研發創新。市場一體化通過打破地區之間的貿易壁壘，擴大了企業的經營范圍，使企業暴露在更大的市場需求下，從而鼓勵企業進行產品研發和技術創新[17]。同時，市場規模的擴大也會導致越來越多的企業進入該市場，加劇了市場競爭。激烈的市場競爭會迫使企業增加研發投入以獲取新的技術優勢，從而增強自己在市場中的競爭力[18]。此外，市場一體化為跨區域合作交流創造良好的環境，促進了區域間知識和技術的流動，既鼓勵了累積式創新，又避免了重復投資所導致的研發資源浪費，有利于創新績效的提升[19]。而創新水平的提高能夠提升產品質量[20]和技術附加值[21]，有助于技術優勢和產品差異化優勢的形成，從而增加產品的市場份額，提升產品的出口競爭力。因此，本文認為提高創新水平是市場一體化對出口規模產生積極影響的一個重要機制。

2. 促進產業分工

市場一體化有助于重構區域分工的布局，使得各地區能夠根據自身資源和優勢進行專業化生產，從而有效避免了地區間的重復建設和產業結構趨同。由于廣泛存在的地方保護和市場分割問題，我國長期以來沒有形成統一的市場，各地在發展經濟時往往各自為戰，地區間產業結構趨同、重復建設問題嚴重，形成了所謂的“行政區經濟”[22]。市場一體化打破了地區間各自為戰的局面，使各地原本分散的小市場聚合為統一的大市場，促使各地在市場的機制下依據自身的比較優勢發展相應產業。在市場機制的作用下，當地的優勢產業部門由于更具盈利能力能吸引越來越多的人員和要素進入，因而出現規模擴張并產生專業化集聚，相反，低效產業由于不具備競爭優勢將面臨淘汰或規模下降[23]。這種分工格局的產生有助于企業生產率的提高，而生產率的提高不僅促進了出口企業擴大出口規模，而且使得更多非出口企業能夠承擔國際貿易成本進入國際市場[24]。因此本文認為促進產業分工是市場一體化對出口規模產生積極影響的一個重要機制。

3. 減少資源錯配

市場一體化通過減少政府對要素流動的限制、降低運輸成本和拓寬信息傳播渠道，提高資源配置效率。過去地方政府出于“保GDP”或“穩就業”等經濟目標，往往會利用自己的行政權力限制外地生產要素的流入和本地生產要素的流出，從而削弱了市場配置要素資源的作用，造成資源錯配[25]。而市場一體化削弱了政府行政干預的能力，有助于拓寬要素的流動范圍，鼓勵要素流向邊際產出最高的地方。同時市場一體化降低了地區之間的運輸成本，使得企業能以更低的成本、從更廣泛的要素市場，選擇價格和質量組合更優化的投入品，因而提高了要素的配置效率[26]。此外，市場一體化還打通了要素質量和價格等信息的傳播渠道，有利于緩解供求雙方的信息不對稱問題，使企業能夠根據最新的市場供求信息及時調整生產策略，最終提高了資源配置效率[27]。而資源配置效率的提高一方面有助于中國企業生產率的提高[28]，另一方面增加了企業獲得更高質量生產要素的可能性，有利于企業產品質量的改善[29]。因此，本文認為減少資源錯配是市場一體化對出口規模產生積極影響的一個重要機制。

基于以上理論分析，本文提出假設2：

H2：提高創新水平、促進產業分工和減少資源錯配是市場一體化提高出口規模的三個重要機制。

三、研究設計

（一）模型設定

本文的主要目的在于識別市場一體化對出口規模的因果關系。根據前文理論部分的分析，基本計量模型設定如下：

[EXit=β0+β1Integit+δXit+di+ zt+εit] （1）

其中，[Exit]代表城市[i]在[t]年的出口規模占比（[EXratio]）和出口規模增量（[Exgrowth]），是本文的被解釋變量。[Integit]為城市[i]在[t]年的市場一體化指數，是本文的核心解釋變量。[X]為一組控制變量，包括人力資本、人口密度、資本存量、基礎設施等因素。[di]為城市固定效應，[zt]表示年份固定效應，[εit]為隨機擾動項。[β1]是本文重點關注的待估參數，若[β1gt;0]則表明市場一體化對出口規模有促進作用，反之則存在抑制作用。

同時為探究市場一體化影響出口規模的作用機制，根據江艇（2022）的建議[30]，使用兩步法檢驗傳導機制，方程（2）為機制檢驗方程。

[Mit=β0+ρ1Integit+δXit+di+ zt+εit] （2）

其中，[Mit]為機制變量，[ρ1]為機制檢驗的重點待估參數，若[ρ1]顯著且符號與理論預期相符則證明該機制成立，其余變量與基準回歸一致。

（二）變量選取

1. 被解釋變量

出口規模。本文使用出口規模占比（[EXratio]）和出口規模增量（[EXgrowth]）兩種方式來衡量城市的出口規模。其中，出口規模占比（[EXratio]）使用城市歷年對外出口貿易額與城市國民生產總值的比值表示。出口規模增量（[EXgrowth]）使用城市歷年對外出口貿易額與前一年的差值表示，同時為使回歸結果便于查看，將出口規模增量的單位統一為億美元。

2. 解釋變量

市場一體化（[Integ]）。本文參考呂冰洋和賀穎（2020）的做法[5]，利用城市層面居民消費價格指數衡量城市的市場一體化水平。值得注意的是，2016年國家統計局對居民消費價格指數的統計口徑進行了調整。為消除統計口徑變化對研究結果的影響，本文通過查找分類具體指標，發現家庭設備用品及維修服務價格與生活用品及服務價格的統計口徑重合較多，故將兩者視為同一變量；同時對2016年前食品和煙酒價格指數取平均數進行調整，并剔除新增的其他用品及服務，從而得到7類相對可比的價格指數。出于穩健性的考慮，下文將對剔除2016年后的子樣本重新進行回歸。市場一體化指數的具體計算步驟如下：

首先使用對數差分的方法計算兩兩城市間商品[k]的相對價格之差并取絕對值，式（3）中[i]、[j]分別指代城市[i]和城市[j]，[t]代表時間。

[?Qkijt=ln（pkitpki，t-1）-ln（pkjtpkj，t-1）] （3）

然后采用去均值的方法剔除商品的異質性，從而得到僅包含市場因素的商品價格變動。

[qkijt=?Qkijt-?Qkt] （4）

再將式（4）得到的城市間剔除商品異質性的相對價格計算其方差var（[qkijt]），并按組求均值，得到城市市場分割指數[Segit]。

[Segit= var（qkijt）] （5）

最后將式（5）得到的城市市場分割指數取倒數開平方，得到城市市場一體化指數[Integit]，該指數越大則說明該地市場一體化程度越高。

[Integit=1 Segit] （6）

3. 機制變量

本文的機制變量包括：（1）創新水平，使用城市發明、實用新型和外觀設計三大專利授權量和城市歷年Ramp;D經費內部支出的對數值衡量。（2）產業分工，參考劉乃全和吳友（2017）的做法[31]，使用如下公式衡量各城市間的產業分工程度：[Divii，t=j=1279Diviij，t]；[Diviij，t=k=119abs（Xki，tXi，t-Xkj，tXj，t）]。其中，[Divii，t]代表城市[i]在[t]年的產業分工程度，它由城市[i]與其他279個城市的產業結構差異度（[Diviij，t]）加和得到。城市間的產業結構差異度（[Diviij，t]）則通過兩兩城市間不同行業的從業人數所占比重的差異來反映，[Xki，t]、[Xkj，t]表示[t]年城市[i]（或[j]）在產業[k]的從業人數，由于國家統計局在編制統計年鑒時將城市內的行業細分為19類，故[k]的取值范圍為1～19，[Xi，t]、[Xj，t]表示[t]年城市[i]（或[j]）的總從業人數。（3）資源錯配，參考劉誠和夏杰長（2023）的做法[32]，使用生產函數法對各城市的要素扭曲程度進行測算，并以此衡量城市的資源錯配程度，其具體的計算步驟如下：首先，將柯布-道格拉斯生產函數的兩邊進行取對數處理，從而得到[lnYit=c+αlnKit+βlnLit+εit]，然后將其分別對[K]和[L]求導，得到資本的邊際產出[αYitKit]和勞動的邊際產出[βYitLit]。其次，將資本的價格表示為[r]、勞動的價格表示為[w]，計算資本的邊際產出和勞動的邊際產出與其各自價格的偏離程度并以此來衡量要素的市場扭曲，于是資本的偏離程度為[distKit=αYitritKit-1]，勞動的偏離程度為[distLit=βYitwitLit-1]。在此基礎上，綜合資本和勞動兩個要素的扭曲，計算總的市場扭曲程度[distit=distKαα+βitdistLβα+βit]，從而得到了城市層面的資源錯配指數。最后，代入城市的實際數據計算城市的程度。其中，[Y]使用地區生產總值測算；[K]采用永續盤存法估算；[L]使用各城市年末就業人數表示；資本產出彈性[α]和勞動產出彈性[β]，根據柯布-道格拉斯生產函數作回歸得到；[r]為資本價格，將其設定為10%，代表5%的折舊率與5%的實際利率；[w]為勞動價格，用各城市當年就業人員的平均工資表示。

4. 控制變量

為緩解模型中出現的遺漏變量問題，加入以下控制變量：人力資本（[Hum]），使用該城市每萬人在校大學生的數量進行衡量。基礎設施（[Infra]），利用城市人均道路面積衡量。人口集聚水平（[Pop]），使用城市人口密度的對數值度量。資本存量（[Cap]），參考單豪杰（2008）的做法[33]，使用永續盤存法測算城市的資本存量，在回歸時取對數代入方程。外商直接投資（[Fdi]），以各城市歷年實際利用外商直接投資額來衡量，在回歸時取對數代入方程。

（三）數據來源和描述性統計

在排除了樣本期內城市行政區域發生變動以及數據缺失情況較為嚴重的城市后，本文最終選取2001—2021年我國280個地級及以上城市作為研究樣本。計算市場一體化指數的原始數據主要來源于各個城市歷年的統計年鑒和統計公報，其中缺失部分使用該市相鄰城市的平均值替代。其余變量數據主要來源于EPS（Economy Prediction System）數據庫，對少量缺失值使用線性插值法進行補充。主要變量的描述性統計見表1。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸

本文主要考察市場一體化是否有助于出口規模的提高，基準回歸結果如表2所示。其中列（1）和列（3）只控制了時間和城市固定效應，估計結果表明市場一體化對出口規模占比和出口規模增量的影響為正，且通過了5%的顯著性檢驗。列（2）和列（4）則加入其他控制變量，結果顯示估計系數依舊顯著為正，說明無論是從占比和增量來看，市場一體化對出口規模均有顯著的促進作用，假設1得到驗證。

（二）內生性處理

1. 工具變量法

為避免遺漏變量和變量測量誤差所導致的估計偏誤，本文使用工具變量法緩解回歸中的內生性問題。參考胡增璽和馬述忠（2023）的做法[34]，使用城市平均海拔作為市場一體化的工具變量。由于海拔高度會增加城市間的貿易成本，進而會在一定程度上妨礙市場一體化，滿足工具變量相關性的要求。同時海拔高度是自然地理變量，一般相對其他變量外生，滿足排他性約束。考慮到城市平均海拔幾乎不隨時間變化，為此本文使用剔除該城市后其他城市的市場一體化趨勢作為外生時間趨勢，并將其與城市平均海拔交互得到最終的工具變量。工具變量回歸結果詳見表3列（1）—（3）。其中，列（1）為第一階段回歸，列（2）、（3）為第二階段回歸。回歸結果顯示，采用工具變量法后，市場一體化能促進出口規模的基本結論依然穩健。[Kleibergen-Paap rk LM]等統計量的估計結果表明，本文選取的工具變量是良好的，不存在不可識別和弱識別問題。

2. 雙重差分檢驗

為進一步緩解模型中潛在的內生性問題，本文以2015年《國務院關于推進國內貿易流通現代化建設法治化營商環境的意見》（以下簡稱《意見》）為準自然實驗進行雙重差分檢驗。該《意見》要求“消除市場分割。清理和廢除妨礙全國統一市場、公平競爭的各種規定及做法”，可視為推進國內市場一體化的外生性政策沖擊。考慮到《意見》是面向全國所有地區出臺的，難以找到不受《意見》影響的對照組，因此本文參考肖土盛等（2023）的做法[35]，根據樣本的市場一體化程度來界定實驗組和對照組。由于《意見》的核心目的是推進市場一體化，那么其對市場一體化水平較低的地區產生的政策沖擊會比市場一體化水平較高的地區作用更明顯，因此可以以此界定本文的實驗組和對照組。具體地，本文建立如下雙重差分模型，將樣本按2010—2014年市場一體化指數的平均值分為高、中、低三組，并將市場一體化水平較低的組界定為實驗組、市場一體化水平較高的組界定為對照組，同時剔除中間組的樣本。

[EXit=ρ0+ρ1Treati×Postit+ρ2Xit+di+ zt+εit] （7）

上述模型中，[Treat]表示城市是否屬于實驗組，實驗組的取值為1，對照組的取值為0；[Post]為《意見》實施的虛擬變量，以2015年為政策實施的沖擊時點，若樣本處于2015年及之后取1，否則取0；其余變量與基本回歸一致。回歸結果見表3列（4）和（5），結果顯示，[Treati×Postit]的系數顯著為正，進一步表明國內市場一體化對出口規模有顯著的正向影響。

雙重差分法的有效前提是實驗組與對照組在政策沖擊前具有相似的變化趨勢，即滿足“平行趨勢”假設。為此，本文以《意見》實施的前一年為基準期，檢驗政策實施前后六年的趨勢變化。圖1和圖2分別報告了出口規模占比和出口規模增量的平行趨勢檢驗結果。其中，橫坐標表示政策的時間節點，縱坐標為回歸系數，散點上方和下方的虛線區域表示95%置信區間。由圖1和圖2可知，在政策實施前二者回歸系數的置信區間均包含零值，表明數據符合平行趨勢的要求。

（三）穩健性檢驗

1. 更換解釋變量

使用王小魯等（2021）測量的市場化指數[36]作為城市市場一體化水平的替代變量①，回歸結果見表4列（1）和（2）。結果顯示，在更換解釋變量的度量方式后，其估計系數符號和顯著性水平均無明顯變化，表明文章基準回歸結果具有穩健性。

2. 縮短樣本期間

由于國家統計局在2016年對居民消費價格指數的統計口徑進行了調整，雖然本文進行了一定的處理并選取了7類相對可比的價格指數，但前后年份的數據仍可能會受到影響從而存在差異。出于穩健性的考慮，本文在此對剔除了2016年后的子樣本進行回歸，回歸結果見表4列（3）和（4）。可以看出，在剔除居民消費價格指數進行了調整的年份后，市場一體化對出口規模占比和出口規模增量的影響依然在1%和5%的顯著性水平下為正，與基準回歸結果保持一致。

3. 剔除大中城市

為排除城市規模和行政等級可能對回歸結果造成的影響，本文使用剔除了35個大中城市的樣本進行估計，回歸結果見表4列（5）和（6）。可以看出，在消除城市間規模大小和行政等級的差異后，市場一體化的系數依舊顯著為正，進一步表明研究結論具有可靠性。

（四）機制檢驗

基準回歸結果表明，市場一體化可以顯著促進城市的出口規模。根據前文的理論分析部分，市場一體化主要通過提高創新水平、促進產業分工和減少資源錯配三個途徑來影響出口規模。那么市場一體化的這三個作用機制是否成立？本文接下來對此進行實證檢驗。

1. 提高創新水平

為檢驗市場一體化對創新水平的促進作用，本文使用城市發明、實用新型和外觀設計三大專利授權量和城市歷年Ramp;D經費內部支出作為城市創新水平的代理變量。專利是國家授予發明人或設計人對其發明設計成果在一定年限內享有的獨占權或專有權，是創新成果的一種法律表現形式，因而在一定程度上能代表創新。同時，由于大多數創新行為都來自人們有意識的投資，因此研發支出與創新高度相關，可以使用其衡量創新水平的高低[37]。表5列（1）和（2）報告了市場一體化與創新水平的機制檢驗結果。可以看出無論是對專利授權量還是Ramp;D經費內部支出，市場一體化均有顯著的正向作用。由于創新是提高出口競爭力的重要因素，因此可以認為市場一體化通過提高創新水平進而提高出口規模的機制成立。

2. 促進產業分工

為驗證市場一體化水平如何影響城市間的產業分工，本文參考劉乃全和吳友（2017）的做法[31]，利用各城市間的產業結構差異度來衡量城市間的產業分工。由于統計年鑒在2003年對城市的行業種類進行了重新劃分，導致2003年前后計算的產業結構差異度不可比，因此在此部分本文僅使用2003—2021年的數據進行檢驗。表5列（3）報告了市場一體化對產業分工的機制檢驗結果。由回歸結果可以看出，市場一體化增加了城市間的產業結構差異，有利于各地區按照自身比較優勢進行分工，因此可以認為市場一體化通過促進產業分工進而提高出口規模的機制成立。

3. 減少資源錯配

資源錯配是指資源對有效配置狀態的偏離。為驗證市場一體化能否減少資源錯配，本文參考劉誠和夏杰長（2023）的做法[32]，使用生產函數法對各城市的要素扭曲程度進行測算，從而得到城市層面的資源錯配指數。該指數度量了資本和勞動力的邊際產出與其當前價格的偏離程度，該值越大說明該城市的要素扭曲程度越嚴重。表5列（4）報告了市場一體化與資源配置效率的機制檢驗結果。結果表明市場一體化對資源錯配程度的影響在5%的水平上顯著為負，因此驗證了市場一體化具有提高資源配置效率，減少城市間資源錯配的積極作用。

綜上所述，市場一體化促進出口規模提升的三個重要機制是提高創新水平、促進產業分工以及減少資源錯配，假設2得到驗證。

（五）異質性分析

1. 地理區域

近年來，我國區域發展格局由“東西差異”逐漸演變為“南北差距”[38]，南北方地區在經濟發展水平、對外開放程度等方面存在顯著的不同。為檢驗市場一體化對南北方地區的出口規模是否存在異質性影響，本文以秦嶺-淮河線為界將樣本劃分為北方地區與南方地區兩類子樣本進行估計。回歸結果見表6列（1）—（4）。結果顯示，在南方地區的樣本中市場一體化對出口規模比重和出口規模增量的回歸系數均在1%的水平上顯著，而在北方地區的樣本中市場一體化的回歸系數均未通過顯著性檢驗。這表明市場一體化更能促進南方地區的出口。原因可能在于，與北方地區相比，南方地區的對外開放程度相對較高，與國際市場的聯系更為緊密，而且擁有較為完善的交通網絡、港口設施等物流服務體系，能為出口企業提供便利的國際貿易條件，因此會更傾向于出口。

2. 政府治理水平

為考察市場一體化對出口規模的影響是否存在政府治理水平的異質性，本文根據2020年城市營商環境指數②是否高于中位數，將研究樣本劃分為政府治理水平高和政府治理水平低兩個子樣本分組回歸，回歸結果見表6列（5）—（8）。可以看出，市場一體化對政府治理水平較高的城市出口規模促進效果更顯著。究其原因，相比于政府治理水平較低的城市，政府治理水平較高的城市更能平衡好市場與政府的角色，有利于發揮市場在資源配置中的決定性作用，因此市場一體化對政府治理水平較高的城市出口規模促進作用更明顯。

五、結論和政策建議

在系統梳理和歸納市場一體化對出口規模理論機制的基礎上，本文使用中國2001—2021年280個地級以上城市的面板數據，實證檢驗了國內市場一體化對出口規模的影響及其作用機制。基準回歸結果表明市場一體化可以顯著提高出口規模，這一結論在替換市場一體化的度量指標、更換研究樣本以及使用工具變量法和雙重差分法克服內生性后仍然成立。機制檢驗結果表明，市場一體化主要通過提高創新水平、促進產業分工和減少資源錯配的渠道提高出口規模。異質性分析結果顯示，市場一體化更能促進南方地區、政府治理水平較高的城市的出口規模。基于以上研究結論，本文的政策建議如下：

第一，深化市場一體化改革并建立多元化評估體系。本文研究發現，市場一體化有利于各地區發揮我國超大規模市場優勢，能夠賦能外循環，促進出口增長。因此，各地應繼續大力推進國內市場的整合與一體化進程，積極消除地區間的貿易壁壘，確保商品和要素能夠在全國范圍內自由流動。同時，為確保政策制定的科學性和有效性，政府還應采用多元化的方法和指標來全面評估國內市場一體化的進展和成效。這不僅可以避免單一指標可能帶來的片面性，還能更準確地反映市場一體化的真實情況。

第二，強化創新驅動與產業分工優化。本文機制分析表明，創新水平的提升和產業分工的優化是市場一體化促進出口規模擴張的重要路徑。因此，政府應加大對科技創新的投入，為科技研發提供更多的資金和支持，通過設立專項科技基金，支持相關創新項目的研究和開發，并進一步加強知識產權保護，激發創新主體的創新動力。同時，政府還應優化產業布局，促進地區間合理分工，形成優勢互補的發展格局。這不僅可以提高資源利用效率，還能增強地區間的協同效應，推動經濟高質量發展。

第三，加快對外開放步伐并營造良好的營商環境。本文異質性分析顯示，北方地區和政府治理水平較低的城市更難享受到市場一體化對出口規模的促進作用。因此，政府應考慮這些差異并制定相應的政策。對于北方地區，可以在鞏固傳統歐美市場出口的同時，抓住陸地開放的區位優勢，深化與其他“一帶一路”沿線國家的經貿合作，通過完善西部陸海新通道、中歐（中亞）班列等基礎設施，積極拓展東南亞、中亞、西亞等市場。此外，還要全面構建“親”“清”新型政商關系，進一步優化營商環境，保障各類市場主體依法平等使用生產要素、公平參與競爭，形成“有效市場”和“有為政府”協同發力、共同促進出口的新格局。

注 釋：

① 與本文的測量方法不同，王小魯等（2021）通過搜集相關反映市場化程度的指標，如他們用企業由市場決定的產品在企業銷售額中所占比重來衡量城市的價格由市場決定的程度這一指標，然后計算各個城市在每個指標上的得分，最后將所有得分取算術平均得到最終的市場化指數。

② 資料來源：2020年城市營商環境指數取自《中國城市競爭力第19次報告》，詳見中國社會科學院財經戰略研究院官網。

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