市场一体化与区域协调发展_徐现祥

2005年第12期

市场一体化与区域协调发展

徐现祥

(中山大学岭南学院 510275)

李郇

(中山大学地理科学与规划学院 510275)

内容提要:消除地方市场分割、建立完善全国统一开放的市场是否有利于区域经济的协调发展? 本文从理论和实证两个方面展开讨论。在理论上, 我们构造了一个简单可行的旨在考察地方市场分割(市场一体化) 影响区域经济协调发展的分析框架。在实证上, 以1990) 2002年间的长三角城市群为样本, 作者发现, 随着长江三角洲城市经济协调会的成立、运行, 地方市场分割对区域协调发展的阻碍作用已经下降了近50%。本文的发现是稳健的, 有助于进一步增进对如何实现区域协调发展的理解。

关键词:市场一体化协调发展长三角

一、引言

改革开放以来, 我国地方市场分割问题一直比较突出(银温泉、才婉茹, 2001) , 而建立全国统一

开放的市场是我国经济转轨中的最重要目标之一。另一方面, 改革开放以来, 我国创造了经济增长奇迹, 但增长中的差距却不断拉大, 如何实现经济协调发展是我国当前急需解决的一个重大问题。因此, 一个有意思的问题是, 逐步消除地方市场分割、建立全国统一开放的市场体系(或说国内市场一体化) 是否有利于我国早日实现区域协调发展?

市场一体化与地方市场分割是一对相对应的概念, 从一定意义上说, 建设全国统一开放市场的过程就是逐步打破、消除地方市场分割的过程。地方市场分割主要是指一国范围内各地方政府为了本地的利益, 通过行政管制手段, 限制外地资源进入本地市场或限制本地资源流向外地的行为

(银温泉、才婉茹, 2001) , 一直为国内外学者所关注。特别是Young(2000) 在其有争议的论文中明确指出, 我国1978) 1997年间的经济体制改革导致了/零碎分割的内部市场和受地方政权控制的封地0后, 更成为人们研究的热点问题之一。目前的研究大致是在如下两个方面展开。

一方面, 在理论上探索我国地方市场分割的成因。最有影响的是Young(2000) 的观点, 即我国在资源扭曲的情况下推行渐进改革, 下放财权导致了既得利益, 地方政府为了保护既得利益, 便会制造更多的资源扭曲, 并视此为渐进改革的一个陷阱。国内文献也大都将其归因于我国的行政性分权(沈立人等, 1990; 张维迎等, 1998; 银温泉等, 2001; 陈抗等, 2002; 鲁勇, 2002; 洪银兴等, 2003; 平

* 本文先后在第二届发展经济学论坛、第五届中国青年经济学者论坛和CRPE /双周青年学者论坛0上交流, 对与会代表, 特别是林毅夫教授、陆铭博士、张庆华博士、刘京军博士、黄玖立博士、朱希伟博士、蒋岳祥博士、张小茜博士的批评建议, 对匿名审稿人的建设性修改意见, 表示感谢。当然文责自负。徐现祥感谢广东省自然科学基金项目(05300601) 、中山大学桐山基金青年项目和中山大学/985工程0产业与区域发展研究哲学社会科学创新基地的资助; 李郇感谢广东省自然科学基金项目(05003285) 的资助。

¹ 早在1993年, 中共十四届三中全会做出的5中共中央关于建立社会主义市场经济体制若干问题的决定6中就指出, 要/建

立全国统一开放的市场体系0; 十年后, 中共十六届三中全会做出的5中共中央关于完善社会主义市场经济体制若干问题的决定6中再次指出, 要/完善市场体系0, /加快建设全国统一市场0。

º 国内学者把地方保护和市场分割现象形象地称之为/诸侯经济0(沈立人、戴园晨, 1990) 或/行政区经济0(鲁勇, 2002) 。

徐现祥、李郇:市场一体化与区域协调发展

新乔, 2004; 林毅夫等, 2004) , 但同时还强调, 行政性分权也是导致我国经济快速发展的重要因素,

而且我国可以从根本上扭转地方市场分割局面, 建立一个全国一体化的大市场。另一方面, 在实证上考察我国地方市场分割的程度或市场一体化的程度。Young (2000) 通过1978) 1997年间的地区间产业结构趋同等证明我国存在资源配置扭曲, 从而说明我国统一的市场还未形成。郑毓盛等(2003) 基于在1978) 2000年间由地方保护和市场分割导致的损失总体上呈上升趋势, 得到与Young 类似的结论。但众多的文献对Young(2000) 提出置疑。Park(2003) 采用和Young 基本一致的数据, 经过更加深入细致的分析, 得出我国市场一体化程度加深的结论; 刘培林(2005) 采用郑毓盛等人的方法分析全国的制造业, 发现在2000年地方保护和市场分割所带来的损失最多只有郑毓盛等(2003) 认为的1P 4; 蔡从啤酒市场、黄季

等(2002) 、白重恩等(2003) 的实证分析也发现改革以来我国工业部门的

(1998) 从大米市场角度分别测量了中国市场的分割或

专业化分工在加强。部分学者还选择某些典型行业来分析中国市场的分割程度, 如李杰等(2004)

等(2002) 、喻闻和黄季

整合程度, 认为这些行业的市场分割比较普遍, 但已呈现市场整合趋势。国务院发展研究中心最近组织的一项全国性的调查表明, 无论是企业还是非企业单位都认为, 20多年来, 地方保护的严重程度呈现逐步减轻之势(李善同等, 2004) 。纵观现有文献, 不难发现, 人们在理论上把地方市场分割归因于行政性分权, 并指出行政性分权也推动了各个地区的快速增长, 但实证分析的重点却是考察我国地方市场分割的严重程度, 还没有人探索地方市场分割对地区经济增长、协调发展的影响。现有文献把地方市场分割归因于行政性分权, 隐含着市场的边界是地方的行政边界。其实, 区域都是有边界的, 比如省界, 就是历史上长期形成的行政区域管理的界限。在这个界限内, 存在行政管理的一致性、经济政策的一致性, 构成一个天然的关于发展条件、政策的一致性空间。在区域经济市场一体化的过程中, 省际边界具有重要的影响。因为我国存在行政区经济现象(鲁勇, 2002) , 地方政府都追求行政区域边界内的利润最大化(洪银兴等, 2003) 。在这种情况下, 省界成为缩小省区经济增长差距, 实现省区协调发展的主要障碍。因此, 打破省际边界, 实现跨省区协调往往成为区域市场一体化的主要目标, 比如我国长三角、泛珠三角当前一体化进程的实践。

基于此, 本文从行政边界的视角考察市场一体化进程, 分析市场一体化在区域经济协调发展中的作用。在理论上, 本文证明, 当地方市场分割时, 行政边界不仅是一条地理界线, 还是地方政府分割地方市场的边界, 从而把地方市场分割引入Barro 回归方程, 提供了一个定量分析地方市场分割(市场一体化) 影响区域协调发展的新方法。在实证上, 以长三角城市群为样本, 定量分析地方政府自愿成立协调组织、主动推动市场一体化进程对地区协调发展的影响。我们发现, 在1990) 2002年间, 市场分割确实阻碍长三角地区的协调发展, 但随着地方政府自愿成立协调组织、主动推动市场一体化进程, 市场分割对区域协调发展的阻碍作用已下降了近50%。本文的发现有助于进一步增进对如何实现区域协调发展的理解。

本文第二部分是模型; 第三部分是样本和数据; 第四部分是实证分析; 最后是结论性评述。

二、模型

区域协调发展的实质是落后地区能追赶上发达地区, 即从经济增长的角度来看, 区域协调发展

º属于趋同研究的范畴。因此, 本文尝试从边界的视角把市场一体化/内生地0引入趋同分析框架。

(一) 假定

¹º

Qi an and Roland(1998) 在理论上证明了财政分权可以促进地区之间的竞争、硬化国有企业的预算约束。

趋同分析始于Baumoul(1986) , 经过Barro et al(1992) 、Mankiw e t al(1992) 和Is lam(1995) 等人的拓展, 条件B 趋同成为趋同分

析的经典方法(Sala --i Martin, 1996) 。Temple(1999)对趋同文献做了详细的综述, 本文不再赘述。

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假定一个经济体(记为8) 里有N 个在空间上相邻的岛屿。经济体里存在一个社会计划者, 他把经济体划分为A 省和B 省。具体做法是, 把由经济体里岛屿构成的集合8划分为A 和B 两个子集:A={由A 省管辖的岛屿}、B={由B 省管辖的岛屿}, 而且满足

A X

A G B =8且A H B =

(1) (2)

式(1) 和(2) 说明, 经济体行政区划后, 每个省都有下辖的岛屿; 而且每个岛屿要么归A 省管辖, 要么归B 省管辖, 不存在由两省共管的岛屿。这意味着, 当式(1) 和式(2) 成立时, 经济体里有一条界定清楚的行政边界。

假定每个岛屿都以其增长特征来描述, 比如A 省管辖的岛屿为式(3A) 所刻画

i i i g t , t +T =B ln(y t ) +X 7

(3A)

式(3A) 中, y t 和g t , t +T 分别是岛屿i 在初始时刻t 的人均GDP 及其在t 到t +T 期的平均增长速度; X =(ln x 1, ln x 2, ... , ln x k ) c 是刻画岛屿i 稳定状态的列向量(一组对数形式的控制变量) ; B 和7=(A 1, A 2, , , A K ) c 是参数。

假定经济体里存在行政性分权, 即不仅社会计划者可以在整个经济体里施行相同或因省而异的经济政策, 记为x 1; 而且A 、B 两省有权制定并施行省内岛屿与省外岛屿有别的地方经济政策, 记为x 2={x 2, x 2}。因此, 刻画岛屿稳定状态的因素大致可以分为两类:一类是x 1和x 2, 按照Hall 和Jones 的社会基础设施假说(Hall 和Jones, 1999) , 它们构成A 、B 两省的社会基础设施(Social Infrastructure) ; 另一类主要是度量各种生产要素和技术水平的非政策性变量, 记为X 1=(x 3, x 4, , ,

¹x K ) 。相应地, 式(3A) 可整理为

g t , t +T =B ln(y t ) +A 1ln x 1+A 2ln x 2+X 171

i i A i

(3)

其中, 7=(A

最后一个假定, 每个岛屿不仅关注自身的经济增长, 而且还关注其他岛屿的经济增长, 即每个岛屿所关注的是相对经济增长。比如对岛屿i 而言, 其对经济增长的关注就可以表示为(g t , t +T -g t , t +T ) , 其-i 中表示岛屿i 以外的其他经济体。这么假定也是比较符合实际的, 正如Quah(1996) 所指出的, 对经济增长和趋同而言, 重要的是经济体间经济绩效的横向比较, 而不是每个经济体与其自身稳定状态的纵向比较。

(二) 行政边界

本文尝试从行政边界的视角把地方市场分割或市场一体化纳入趋同分析框架, 从而提供一个旨在考察市场一体化对区域协调发展影响的分析框架。

由前面的假定可知, A 、B 两省存在一个定义清楚的行政边界, 但在我们所构造的经济体里行政边界到底是什么或说其经济含义是什么? 下面我们尝试从决定岛屿i 经济增长的初始人均GDP

回忆任何一个经济增长模型, 在稳定状态, 人均(劳均) 产出几乎都取决于刻画物质资本、人力资本、技术进步和技术扩散

等的参数。

-i

等(2002) ; 而且地级及以上城市间也存在条件B 趋同,

徐现祥、李郇:市场一体化与区域协调发展

(y t ) 和控制变量X =(ln x 1, ln x 2, , , ln x K ) c 中来寻找。

命题1:当社会计划者对A 、B 两省施行不同经济政策时, 经济政策x 1可作为对行政边界的一种度量; 当A 、B 两省施行地方市场分割政策时, 地方经济政策x 1可以作为对行政边界的一种度量; 通常情况下, 初始发展水平y 1和生产要素、技术水平等变量(x 3, , , x K ) 不可能成为对行政边界的一种度量。

证明:首先证明第一种情况。当社会计划者对A 、B 两省施行不同经济政策时, 如果分别把对A 、B 省的经济政策记为x 1和x 1(显然x 1X x 1) , 则社会计划者的政策集是{x 1, x 1}, 相应地A 、B 两省下辖岛屿所施行的政策集则可分别记为{x 1}和{x 1}, 可以验证{x 1}和{x 1}满足式(1) 和式(2) 。因此, x 1可作为对行政边界的一种度量。

接着证明第二种情况。当A 、B 两省施行地方市场分割政策时, 地方政策集是{x 2, x 2}, 且x 2X x 1。相应地A 、B 两省下辖岛屿所施行的政策集则可分别记为{x 2}和{x 2}, 可以验证{x 2}和{x 2) 满足式(1) 和式(2) 。因此, x 2可作为对行政边界的一种度量。

最后证明第三种情况。如果用初始人均GDP(y t ) 界定经济体里的所有岛屿, A 、B 两省下辖岛屿的y t 则可分别记为A c ={y t |i I A }和B c ={y t |i I B }。在通常情况下, A 、B 两省下辖岛屿间难免会出现初始人均GDP 相等或相当的情况, 即A c H B c X

命题1提供了一种度量地方市场分割或市场一体化的可能性。尽管行政边界通常是自然地理边界, 但由命题1可知, 在经济体里, 行政边界具有明确的经济含义, 它可以用经济体里所施行的差异化经济政策来表示。具体而言, 省界既可以用社会计划者对A 、B 两省施行不同经济政策来表示, 也可用A 省或B 省施行地方市场分割政策来表示。另一方面, 命题1也隐含地指出, 在我们构造的经济体中, 只有社会计划者和各省施行的差异化政策可以度量省界。因此, 有推论1:

推论1:当社会计划者施行相同的经济政策时, 如果A 、B 两省施行地方市场分割政策, 则x 2是对行政边界的唯一度量。

(三) 市场一体化与协调发展

既然市场一体化与市场分割是相对应的, 我们不妨主要考察市场分割与经济协调发展。但在具体考察之前, 我们先给出一个引理。

引理1:g

t , t +T i

i i i i i

-g

-i

t , t +T

y t +T y t 1

U ln -ln T y t +T y t

i i

。

证明:由g t , t +T 是岛屿i 在t 到t +T 期的平均增长速度可知, y t +T =y t (1+g t , t +T ) , 等式两边取自然对数可整理为ln(1+g t , t +T ) =ln(y i /y i ) 。因此, g i

t +T t t , t +T -T

y t +T y t 1

ln -ln T y t +T y t

-i

1i i i

ln(y t +T /y t ) , 等式左边一阶泰勒级数展开可得, g t , t +T U T U

ln y t +T -ln y t +T

T y t y t

-i

t , t +T

ln T

y t +T y t +T

y t

。

-i

由于y t +T P y t +T 和y t P y t 分别是岛屿i 、岛屿-i 在时刻t +T 和时刻t 的人均GDP 比值, 反映了岛屿间的经济差距。因此, 引理1说明了, 如果把岛屿对经济增长关注表示为(g t , t +T -g t , t +T ) , 其实就是说, 岛屿i 还关注经济差距的变化。

现在, 我们构造一个考察市场一体化与协调发展的分析框架(见命题2) 。i

-i

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命题2:当经济体里的社会计划者施行相同的经济政策时, 如果A 、B 两省施行分割经济体的经济政策, 那么地方市场分割对岛屿i

协调发展的影响可以表示为

ln y t +T -ln y t

T y t +T y t

y t i -i

U c +B ln +A 2dum +(X 1-X 1) 71

y t

(4)

其中, c =0, dum 是对地方市场分割的度量, 具体取值是省内比较时为0; 省间比较时为1。

y t +T y t 1

证明:由引理1和式(3) 可知, 当岛屿i 与其他岛屿-i 横比时, ln -ln T y t +t y t

y t x 1x 2i -i

B ln +A 1ln +A 2ln +(X 1-X 1) 71显然成立。对于x 1而言, 由于社会计划者施行

y t x 1x 2同样的经济政策, ln(x 1P x 1) =ln1=0, 即c =0。如果dum =ln(x 2P x 2) , 则岛屿i 与同属于一个省的岛屿相比, ln(x 2P x 2) =ln(x 2P x 2) =0; 与不属于同一个省的岛屿相比, ln(x 2P x 2) =ln (x 2P x 2) 为不等于0的常数, 不妨单位化为1。另外, 由推论1可知, dum 是对地方市场分割的一种度量。命题2提供了一个考察市场一体化与协调发展的分析框架, 具有非常明确的经济含义。国内文献大都隐含着地方政府往往按照行政边界分割市场, 但至今没有提出相应的度量方法, 命题2从行政边界的经济含义出发, 在趋同分析框架下给出了度量地方市场分割的方法(dum ) , 而且能够非常直观地定量分析市场分割对协调发展的影响。因为, 在(4) 式中, 等式左边刻画的是岛屿间差距的扩大程度, 如等式右边中的A 2显著地大于零, 则表明省间差距的扩大程度大于省内差距的扩大程度, 即地方市场分割阻碍了经济体的协调发展; 如果随着地方市场分割的消除、市场一体化进程的推进, A 2显著地越来越小, 显然表明市场一体化进程有利于经济体的协调发展。

命题2有三点值得强调。一是与市场分割文献相比, 式(4) 丰富了度量市场分割的工具箱。根据桂琦寒等(2004) 综述, 目前度量市场分割程度的方法主要有三种:贸易流法、生产法和价格法。

¹本文从行政边界视角出发提供了一种简便的度量市场分割的新方法。二是, 与趋同文献相比, 式

-i

(4) 是对Barro 回归方程的拓展。如果我们对比式(4) 和式(3) 可知, 虽然二者在模型的表达形式上是一样的, 但经济含义不相同。如果说, 式(3) 揭示了在一定条件下, 岛屿自身的初始水平与其后的增长速度大致成反比; 那么, 式(4) 则揭示了, 在一定条件下, 岛屿间初始差距的大小与其后的变动态势负相关, 从而实现在一个分析框架内可同时进行纵向、横向比较º。因此, 从这种意义上说, 式(4) 是对

Barro 回归方程的拓展。三是, 与边界效应文献相比, 式(4) 类似于国际贸易文献中考察边

»界效应的表达式。

三、样本与数据

(一) 实证分析对象

本文实证分析的对象, 是我国长三角地区的地级及其以上城市的市区, 暂不包括县级城市。5中国城市统计年鉴6对地级市分别列出/地区0和/市区0两项, 县级城市只有/地区0一项。/地区0包括市区和下辖县、县级市, 包含了农村地区的数据, 不能真实地反映城市的经济活动; /市区0则仅

匿名审稿人认为, 应该采用/地区间流入流出量P 地区总产值0度量市场一体化。由于地区间贸易并没有像国际贸易一样

有海关等统计部门, 我们不可能直接获得国内地区间贸易流入流出的数据。恰基于此, 本文尝试从边界的视角把市场一体化内生地引入趋同分析框架, 提供一种简便的度量市场分割的新方法。

º»

Quah(1996) 对Barro 回归方程的批判, 其实就是强调Barro 回归方程只可以纵比, 而不能横比。

边界效应文献始于M cCallum(1995)和Engel 、Rogers(1996) 等, Anderson 和Wincoop(2003) 等做了相关综述。边界效应文献通

常基于经济含义并不太明晰的重力方程, 考察边界对国际贸易的影响; 而式(4) 是基于趋同理论推导出来的, 旨在考察市场一体化

或地方市场分割对协调发展的影响。

徐现祥、李郇:市场一体化与区域协调发展

包括城区和郊区, 行政界线相对稳定, 体现了城市中的经济活动。长江三角洲地区是指经济地理意义上的长江三角洲, 包括江苏中部的8市(南京、扬州、泰州、南通、镇江、常州、无锡、苏州) 、浙江北部6市(杭州、嘉兴、湖州、宁波、绍兴、舟山) ¹和上海市。

选择长三角城市群主要是因为, 长三角地区不仅是我国经济发展水平最高的区域, 而且围绕着长江口形成了一个自然整体, 经过20多年来的发展, 特别是成立旨在推进长三角地区城市共同发展的/长江三角洲城市经济协调会0后的发展(见表1) , 目前已成为我国市场一体化发展最好的地

区之一。另外, 改革开放以来, 我国采取了差异化的区域发展政策, 但江苏、浙江两省享有相同的中央优惠政策, »从而满足了命题2的前提条件。因此, 从区位的角度看, 长三角城市群提供了一

个考察市场一体化对区域经济协调影响的自然观察平台。表1

1982年

长三角一体化发展历程

/六五0计划就曾正式明确/编制以上海为中心的长江三角洲的经济区规划0, 并建立/以上海为中心的长江三角洲经济区0。

国务院成立了上海经济区规划办公室。

撤消上海经济区规划办公室, 长江三角洲第一次整合热潮就此结束。

上海、无锡、宁波、舟山、苏州、扬州、杭州、绍兴、南京、南通、常州、湖州、嘉兴、镇江14个市经协委(办) 发起成立长三角14城市经协委(办) 主任联席会, 每年召开一次会议, 依次在各市举行。

上述14市政府通过平等协商, 自愿组成新的协调组织) ) ) 长江三角洲城市经济协调会。第一次会议

1984年1989年1992年

1997年在扬州举行, 会议提出要把长三角建设成为具有高度竞争力的经济共同体, 并接纳泰州市为协调会新成员, 成员总数增至15个。

长江三角洲城市经济协调会第二次会议在杭州举行, 确定了产权交易、高科技成果交易、信息交流、商贸和旅游等合作重点。

1999年

2001年

长江三角洲城市经济协调会第三次会议在绍兴举行, 提出以上海世博会为契机, 加快长三角旅游一体化的进程。

2003年

长江三角洲城市经济协调会第四次会议在南京举行, 会议主题是世博经济与长三角经济联动发展, 并接纳台州市为协调会新成员。

2004年

长江三角洲城市经济协调会第五次会议, /接轨上海、融入长三角0成为区域发展的战略共识; 首次建立议事制度, 从务虚向务实议事转型。

资料来源:根据洪银兴等(2003) 、人民网和中国咨询行中的相关内容整理。

¹º

台州于2003年8月正式成为长江三角经济协调会的第16个成员。

/在20世纪80年代, 长江三角洲地区可谓群龙无首, 领先发展的江浙地区互不买账, 更不把上海放在眼里。浦东开发结

束了这一离心状态。) ) ) 以上海为龙头、江浙为腹地, 长江三角洲地区的经济结构、市场体系、基础设施和城市布局之间的合作分工趋势日益明显0(洪银兴等, 2003, 第99页) 。进入90年代, /长江三角洲区域合作与发展出现的一个明显的变化就是地方政府开始主动介入, 以突破区域合作中的一些难点和开创更为广泛的合作领域0(洪银兴等, 2003, 第33页) 。

»由D murger 等(2002)对江苏和浙江两省的优惠政策的度量可知, 二者的优惠政策指数相等。

2005年第12期

(二) 实证模型

本文旨在定量考察长三角市场一体化对区域协调发展的影响。根据长三角的实际, 在实证分析中, 我们把式(4) 具体表达为

i -i y t +T y t

ln -ln =T y t +T y t 式(5) 中,

i =1

i i

y t c i d i +B ln +A 2dum +A 3ln +A 4ln +E (5)

y t shh s

E c d

i i

刻画每个城市的固定效应, Engel 和Rogers(1996) 在考察边界效应时也采取了

这种做法, d i 的取值是, 在横比中, 与i 相比的为1, 其他为0; shh 是长三角14个城市(江苏8市、浙江6市) 到上海的距离; s 是投资率。

我们之所以引入shh 和s 这两个控制变量, 是考虑到以下两点。一是在长三角, 上海是龙头,

其他14个城市是其腹地, 受其辐射, /接轨上海0已成为其发展战略(见表1) 。因此, 式(5) 中引入了14个城市到上海的相对距离, 旨在定量分析上海对其他14个城市协调发展的影响。显然, 如果A 40。

当然, 我们最关注的系数是A 2。由命题2可知, dum 的具体取值是, 当江苏8市与浙江6市间的比较为1, 其他为0。因此, 如果A 2>0, 则表明长三角地区存在地方市场分割, 且阻碍了长三角城市间的协调发展; 随着市场一体化进程的推进(见表1) , 如果A 2越来越小, 则表明, 市场一体化有利于长三角地区的协调发展。

(三) 数据来源

本文采用的原始数据是人均GDP 、投资率和到上海的距离。样本区间是1990) 2002年。其中1998年以前的人均GDP 、GDP 和固定资产投资来源于5新中国城市50年6, 1999) 2002年的数据来

º自5中国城市统计年鉴6(2000) 2003年) 。我们没有找到样本区间内按照可比价格计算的GDP 。

因此, GDP 是按照名义价格计算的。到上海的距离是指各个城市到上海的公里里程, 来源于易程网

»的5中国公路营运里程、地图、配货站查询系统6。由于缺乏泰州、舟山到上海距离的数据, 我们最终剔除了这两个城市, 即我们的研究对象是12个城市(江苏7市、浙江5市) 和上海。

式(5) 采用的是横向比值, 实证分析中的样本是66个(C 12=66) 。其中江苏省内21个(C 7=21) , 浙江省内10个(C 5=10) , 跨省35个(C 5C 7=35) 。

四、实证结果分析

(一) 基本结果

采用式(5) , 我们对1990) 2002年间的长三角样本进行了回归分析, 结果见表2。

由表2的回归结果可知, 在长三角地区, 存在地方市场分割, 而且地方市场分割阻碍了长三角城市间的协调发展。由回归方程(1) 可知, ln(y 90) 的回归系数显著为负, 这表明, 在1990) 2002年间, 长三角城市间的初始差距与其随后差距扩大程度负相关, 即初始差距越大, 随后差距缩小的幅度就越大。因此, 回归方程(1) 揭示了, 在1990

) 2002年间的长三角地区存在趋同(协调发展) 。但dum 的回归系数是01026, 而且能够通过显著水平为1%的检验。这意味着, 在1990) 2002年间的长三角地区, 给定城市间的初始差距, 由于地方市场分割的存在, 平均而言, 江苏城市与浙江城市间

Levine 和Renel t(1992) 采用EBA(extreme -bounds -analysi s) 发现, 除了少数如投资率外, 趋同文献中所采用的控制变量大都不在趋同文献中, 这被称为Levi ne -Renelt 批判。http:P P www. echeng. cn P mileage P

稳健。

º»

徐现祥、李郇:市场一体化与区域协调发展

的差距比省内城市间的差距显著地少缩小了01026, 即地方市场分割阻碍了长三角城市间的协调发展。这个发现是相当稳健的。当我们进一步引入控制变量, 比如投资率和上海对长三角城市的辐射, 由回归方程(2) ) (4) 可知, ln(y 90) 回归系数仍然为负号, 而且能够通过显著水平1%的检验; dum 回归系数的符号仍然为正号, 不仅仍然能够通过显著水平1%的检验, 而且回归系数也几乎不变。这意味着, 当投资率和上海对各个城市的辐射给定时, 在长三角地区, 地方市场分割仍然存在, 而且阻碍了长三角城市间的协调发展。表2

(1)

城市固定效应

ln(y 90) dum ln(shh ) ln(s )

R N

地方市场分割与协调发展:1990) 2002

(2) 有-0. 013(-2. 01) **

0. 024(6. 51) ***

0. 004(0. 71)

0. 052(9. 16) ***

0. 60366

0. 73066(3) 有-0. 027(-4. 23) *

0. 022(10. 98) ***

(4) 有-0. 029(-4. 34) ***

0. 023(12. 14) **

-0. 005(-1. 25) 0. 058(8. 11) **

0. 73466

(5) 有-0. 018(-2. 27) *

0. 025(5. 94) **

(6) 有-0. 034(-4. 18) ***

0. 016(4. 03) *

有-0. 014(-2. 03) **

0. 026(5. 65) ***

-0. 008(-1. 64) 0. 033(3. 07) **

0. 60145

-0. 006(-1. 46) 0. 061(4. 00) *

0. 576

注:y 90和shh 分别是12个城市1990年人均GDP 比值和到上海公里里程的比值、s 是12个城市在1990) 1996年间平均投资率

的比值; *

、、和*分别表示通过显著水平为1%、5%和10%的统计检验; 括号内是T 值; 在实证分析过程中作了White 异方差

调整; 我们没有报告各个城市的固定效应。

就控制变量而言, ln(s ) 能够通过显著水平1%的检验, 回归系数的符号与趋同文献的发现一

致。但ln(shh ) 并不显著, 意味在20世纪90年代, 上海可能并没有充分发挥其辐射作用带动长三角地区协调发展。其原因可能有两个。其一, 从上海自身的发展历程看, 进入20世纪90年代, 特别是随着浦东开发, 上海致力于把自己建设成为一个国际化大都市。在建设国际化都市的过程中, 是城市的集聚功能而不是扩散或辐射功能位于主导地位。其二, 以上分析过程中, 实际上只是采用了1990和2000的样本, 而忽视了样本区间内的其他样本。这难免忽视了在样本区间内上海的辐

射作用是变化的, 比如说, 从样本区间的某一时刻起, 上海的辐射效应才开始逐步占据主导地位。

为了进一步检验本文发现的稳健性, 我们把样本进一步细分为两类:一类是不考虑江苏省内城

市横比的样本, 即子样本为浙江省内的10个和跨省的35个, 合计45个; 另一类是不考虑浙江省内城市横比的样本, 即子样本为江苏省内的21个和跨省的35个, 合计56个。基于这两个子样本的回归结果见表2中的回归方程(5) 和(6) 。我们发现, 与回归方程(4) 相比, 两个子样本的回归结果并没有发生任何实质性的改变。这从一个侧面印证了本小节的发现是稳健的。

(二) 市场一体化与区域协调发展

虽然长三角地区仍然存在着地方市场分割, 阻碍了长三角地区的协调发展, 但由表1可知, 进入20世纪90年代, 特别是14个城市于1997年自发成立长江三角洲城市经济协调会后, 长三角市场一体化进程明显加快。因此, 在本部分重点考察, 随着长三角一体化进程的推进, 式(5) 中的回归系数A 2是否显著的越来越小。如果回答是肯定的, 则意味着表1中所描述的长三角一体化进程确

由后面的分析可知, 这种情况确实存在。

2005年第12期

实促进了长三角地区的协调发展。考虑到1997年自发成立长江三角洲城市经济协调会后, 长三角市场一体化进程明显加快, 我们以1997年为界把样本区间分为两段, 分别回归分析, 考察地方市场分割对长三角城市间协调发展的阻碍作用是否越来越小。

表3报告的回归结果显示, 在1997年成立长江三角洲城市经济协调会后, 地方市场分割对长三角城市间协调发展的阻碍作用已经下降了近50%; 而且上海开始带动整个长三角地区的协调发展。对比回归方程(7) 和(10) , 有三点值得强调:第一, ln(y ) 的回归系数都显著为负, 即在1990) 1996年和1997) 2002年间, 长三角城市间都存在趋同。第二, dum 的回归系数仍然显著为正, 但从

回归系数大小上看, 1990) 1996年间为01035, 1997) 2002年间的为01019, 下降了4517%。这表明, 长江三角洲城市经济协调会成立后, 尽管每两年召开一次协调会议, 长三角地区仍然存在地方

市场分割, 但地方市场分割对长三角城市间协调发展的阻碍作用已下降了4517%。因此, 回归结果揭示了, 长江三角洲城市经济协调会成立后, 市场一体化进程促进了长三角城市间的协调发展。第三, ln(shh ) 的回归系数发生了根本性的变化, 1990) 1996年间为01048, 1997) 2002年为-01044, 而且二者都能够通过显著水平为1%的检验。回归系数的符号为负, 意味着当其他条件不变时, 上海对其他长三角城市的影响, 有利于缩小其他长三角城市间的差距。因此, 回归结果揭示了, 长江三角洲城市经济协调会成立后, 上海在长三角协调发展进程中的辐射作用日益凸现, 开始能够带动长三角地区实现协调发展。表3

(7) 城市固定效应

ln(y ) dum ln(shh ) ln(s )

2 R N

市场一体化与协调发展:分段考察

(8) 有-0. 012(1. 84) *0. 035(8. 48) ***

0. 048(7. 50) ***-0. 009(-1. 02) 0. 72066

(9) 1990) 1996

育-0. 025(-2. 79) *

0. 027(5. 30) ***

0. 044(7. 44) ***

0. 002(0. 29) 0. 72056

(10) 有-0. 006(-0. 70) 0. 036(8. 04) ***

0. 039(9. 40) ***-0. 008(-0. 87) 0. 71345

(11) 有-0. 061(-4. 87) ***

0. 019(3. 63) **-0. 044(-7. 94) ***

0. 144(10. 1) **

0. 88666

(12) 1997) 2002

育-0. 058(

-5. 20) ***

0. 013(3. 18) **

有-0. 043(-3. 92) ***

0. 021(3. 20) *

-0. 047(-8. 27) ***

0. 136(7. 42) **

0. 81056

-0. 047(-9. 66) ***

0. 077(3. 78) *

0. 720

注:ln(y ) 是相应时间段的初始值; s 在1990) 1996和1997) 2002年间的取值分别是1990) 1992年间的平均投资率和1990)

1996年间的投资率; 其他同表2。

为了稳健起见, 我们同样把样本进一步细分为两类:不考虑江苏省内城市横比的45个子样本和浙江省内城市横比的56个子样本。基于第一类子样本的回归结果见表3中的回归方程(8) 和(11) 。对比这两个回归方程可知, 长江三角洲城市经济协调会成立后, 地方市场分割对城市间协调发展的阻碍作用下降了5119%, 上海开始带动长三角其他城市的协调发展。基于第二类子样本的回归结果(见表3) 中的回归方程(9) 和(12) ) 可知, 1997年后, 地方市场分割对城市间协调发展的阻碍作用下降了4117%, 上海开始带动长三角其他城市的协调发展。为了进一步检验本文发现的稳

¹计算公式是, 0. 457=(0.035-0. 019) P 0. 035。

徐现祥、李郇:市场一体化与区域协调发展

健性, 我们引入外商直接投资, 表4

年份1990) 19961997) 2002

城市固定效应

有有

回归结果见表4。

dum 0. 066(4. 2) *(13. 5) *

市场一体化与协调发展:引入外商直接投资

ln(y ) 0. 08(2. 6) **-0. 06(-6. 1) ***

ln(shh ) 0. 009(0. 4) -0. 03(-8. 7) ***

ln(s ) 0. 032(1. 5) 0. 11(9. 6) ***

ln(FDI ) -0. 07(-2. 4) **

0. 02(9. 4) ***

N 6666

0. 8120. 939

0. 035

注:FDI 是外商直接投资占固定资本投资的比重, 1990) 1998年的数据来自5新中国城市50年6, 1999) 2002年的数据则来自5中国城市统计年鉴6(2000) 2003年) ; 其他同表2。

引入外商投资后, 回归结果并没有发生任何实质性的变化。对比表4中的两个回归方程可知,

长江三角洲城市经济协调会成立后, 地方市场分割对城市间协调发展的阻碍作用下降了46%, 上海开始带动长三角其他城市的协调发展。

至此, 可以得出结论, 长江三角洲城市经济协调会成立后, 市场分割对长三角城市间协调发展的阻碍作用已经下降了近50%, 即市场一体化促进了长三角城市间的协调发展, 而且这个结论是稳健的。

五、结论性评述

逐步消除地方市场分割、建立完善全国统一开放的市场是否有利于我国区域经济的协调发展? 围绕这个问题, 本文从理论和实证两个方面展开讨论。

在理论上, 我们提供了一个从行政性边界视角度量地方市场分割的方法, 并把其引入Barro 回归方程, 提供了一个定量分析市场一体化对区域经济协调发展影响的方法。

在实证分析上, 我们以长三角城市群为例, 定量分析地方政府自愿成立协调组织、主动推动市场一体化进程对地区协调发展的影响。结果发现:在1990) 2002年间, 市场分割确实阻碍了长三角地区的协调发展; 但随着地方政府自愿成立协调组织、主动推动市场一体化进程, 市场分割对区域协调发展的阻碍作用几乎逐年下降。这表明市场一体化有利于区域协调发展。本文的另外一个发现也值得强调, 上海是长三角地区的龙头, 于1997年开始带动长三角地区的协调发展。

本文的发现是相当稳健的, 有助于进一步增进人们对我国如何早日实现区域协调发展的理解。本文提供的方法可以用来考察全国范围内市场一体化对区域协调发展的影响, 也是进一步研究的方向。

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匿名审稿人认为, 本文的发现, /可能更多地与该地区20世纪90年代中期以来, 外资企业大举进入有关0, /通过投资率这个控制变量有所体现, 但不具体0。对此, 我们表示感谢。

2005年第12期

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Domestic Market Integration and Regional Coordinate Development

Xu Xianxiang and Li Xun

(Sun Ya-t sen University)

Abstract :The paper attempts to explore the integrating effects of domestic market in the process of the regional coordinate develop ment. Theoretically, the paper generalizes the condi tional B convergence framework to incorporate the integrating effect into the famous Barro Regression Equation. Using data for ci ties in Yangtze River Delta, the paper esti mates large integrating effects in the process of regional integration, and also docu ments this effect is more and more significant. Furthermore, the paper finds the develop ment in Shan ghai has been benefiti ng the regional coordinate develop ment in Yangtze River Delta since the late 1990s. These findi ngs are robust, and may shed some highlights on how to implement the coordinate development in China.

Key Words :Market Integration; Coordinate Develop ment; Yangtze River Delta

JEL Classification :O110; P260; C310

(责任编辑:俞亚丽) (校对:林)