王磊　汪恒

摘要：基于我國各省份以分割市場的方式追求經(jīng)濟增長的特征事實，本文利用1998-2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的微觀數(shù)據(jù)和省級面板數(shù)據(jù)，通過對總量生產(chǎn)率的分解來構造省級資源配置效率的度量指標，根據(jù)相對價格法估算各地區(qū)的市場分割指數(shù)，實證分析市場分割對資源配置效率的影響機制。研究發(fā)現(xiàn)：我國市場的分割程度不斷降低，市場分割與資源的配置效率顯著負相關，這表明市場分割的發(fā)展策略是以扭曲資源配置為代價促進經(jīng)濟增長。

關鍵詞：市場分割；資源配置效率；全要素生產(chǎn)率

中圖分類號：F1245文獻標識碼：A

一、引言

不同地區(qū)或國家之間的貧富差距源于生產(chǎn)率水平的差異。生產(chǎn)率不僅依靠生產(chǎn)要素投入的多少，而且受資源配置效率差異的影響（Syversion，2011）。Hsieh and Klenow（2009）指出：如果中國能夠像美國那樣將資源配置給效率更高的企業(yè)，整個制造業(yè)的總量生產(chǎn)率將提高30%-50%。Jones（2013）認為，在給定資本、勞動力等要素投入的情況下，整個經(jīng)濟的產(chǎn)出水平取決于生產(chǎn)要素在企業(yè)間或行業(yè)間的配置方式，即資源配置效率。黨的十八屆三中全會通過的《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》指出，經(jīng)濟體制改革的核心問題是處理好政府和市場的關系，使市場在資源配置中起決定性作用和更好發(fā)揮政府作用，因此提升資源的配置效率對保持經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

在中國市場經(jīng)濟轉軌過程中，一個特有的現(xiàn)象就是各地區(qū)以分割市場的方式追求經(jīng)濟增長。根據(jù)研究視角的不同，已有文獻關于市場分割的研究主要集中在三個方面：一是關于國內市場分割演變趨勢。Young（2000）、Poncet（2003）以及鄭毓盛和李崇高（2003）認為，國內市場的分割程度在不斷加劇，而白重恩等（2004）、陳敏等（2008）等發(fā)現(xiàn)國內市場整合的趨勢在不斷提升。二是關于市場分割影響因素。陳敏等（2008）發(fā)現(xiàn)貿易開放程度與市場分割之間存在“倒U型”關系；皮建才（2008）在地方政府間競爭的框架下分析了區(qū)域市場整合的成本和收益，發(fā)現(xiàn)地區(qū)收入差距是阻礙市場整合的主要因素；鄧明（2014）認為地區(qū)間存在市場分割的策略互動行為，財政分權是加劇市場分割的主要因素。三是關于市場分割對經(jīng)濟績效的影響。陸銘和陳釗（2009）認為短期內市場分割可以促進本地區(qū)的經(jīng)濟增長，有利于保護本地區(qū)的就業(yè)和財稅收入。盛斌和毛其淋（2011）發(fā)現(xiàn)市場一體化與貿易開放程度之間在促進經(jīng)濟增長方面存在替代效應。

上述文獻表明市場分割在一定時期內可以促進本地區(qū)的經(jīng)濟增長，但這樣的地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展策略如何影響資源配置效率卻鮮有涉及，為此，本文基于中國各省份以分割市場的方式追求經(jīng)濟增長的特征事實，實證分析市場分割對資源配置效率的影響機制。與現(xiàn)有研究不同，本文以中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的微觀數(shù)據(jù)為樣本，從產(chǎn)業(yè)演化的視角構造資源配置效率度量指標。對于一個健康發(fā)展的市場經(jīng)濟而言，經(jīng)濟的增長表現(xiàn)為企業(yè)的優(yōu)勝劣汰和資源不斷從低效率企業(yè)向高效率企業(yè)的再配置過程。本文通過對總量生產(chǎn)率的分解并以生產(chǎn)率與市場份額的協(xié)方差來構造資源配置效率的度量指標。該指標表示隨著要素資源不斷從低效率企業(yè)向高效率企業(yè)的重新配置，在給定資本、勞動力等要素投入的情況下，生產(chǎn)率越高的企業(yè)占有的市場份額越大，則整個經(jīng)濟的產(chǎn)出水平越高。本文利用相對價格指數(shù)法構造市場分割指數(shù)，研究表明國內市場的分割程度不斷降低，但市場分割的區(qū)域發(fā)展策略會扭曲資源配置。為了保證結論的可靠性，本文從不同視角進行穩(wěn)健性檢驗。

二、市場分割與資源配置效率：機理與度量

（一）市場分割如何影響資源配置效率

各地政府之所以采取地方保護市場分割策略，是因為短期內市場分割可以促進本地區(qū)的經(jīng)濟增長，有利于保護本地區(qū)的就業(yè)和財稅收入。國內各省份之間陷入相互分割市場的“囚犯困境”，當其他省份采取地方保護的分割市場策略時，如果本地區(qū)主動放棄市場分割策略將對本地區(qū)的經(jīng)濟增長造成不利影響（陸銘和陳釗，2009 ）。市場分割對資源配置效率的影響機理主要體現(xiàn)在以下三方面：首先，中國的經(jīng)濟轉軌是在資源分配扭曲的情況下實行的漸進式改革，中央政府與地方政府的財政分權造就了地方的既得利益者，而地方政府為了保護既得利益，便會制造更多的資源扭曲（Young，2000）。其次，市場分割會對企業(yè)出口、研發(fā)等行為造成扭曲（張杰等，2010）。市場分割導致本地企業(yè)無法利用國內市場的規(guī)模效應獲得發(fā)展，地方政府以扭曲勞動力價格為代價激勵本地企業(yè)參與出口，以低廉勞動力的成本優(yōu)勢來獲得出口的比較優(yōu)勢；另一方面，地方政府為實現(xiàn)就業(yè)、稅收以及GDP的增長目標，通過壓低土地、資本等生產(chǎn)要素價格、稅收返還、出口補貼等優(yōu)惠政策吸引外商投資，這樣的做法勢必會扭曲要素市場和產(chǎn)品市場的資源配置，進而降低該地區(qū)的資源配置效率。最后，市場分割的發(fā)展策略將國內市場劃分為省內、外兩個市場，通過增加省外企業(yè)的交易成本來保護省內低效率企業(yè)，進而降低均衡時的生產(chǎn)率臨界值。市場分割程度越高，企業(yè)間生產(chǎn)率差異度越大，資源被誤置的程度越嚴重（王磊和鄧芳芳，2014）。

（二）資源配置效率的定義與度量

對于一個健康發(fā)展的市場經(jīng)濟而言，經(jīng)濟的增長表現(xiàn)為企業(yè)的有序更替（優(yōu)勝劣汰）和資源不斷從低效率企業(yè)向高效率企業(yè)的再配置過程，這樣的產(chǎn)業(yè)演化過程體現(xiàn)了資源配置的效率。例如，Olley and Pakes（1996）通過對美國電信產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的研究發(fā)現(xiàn)，總量生產(chǎn)率的提高源于廠商市場份額與生產(chǎn)率協(xié)方差的增加，協(xié)方差越大表示生產(chǎn)率高的企業(yè)占有的市場份額越大，產(chǎn)出水平越高，即資源不斷從低效率廠商再配置到高效率廠商，其背后的原因在于政府對電信產(chǎn)業(yè)管制的放松，通過市場競爭機制實現(xiàn)資源的合理配置。Bartelsman et al（2013）認為企業(yè)市場份額與生產(chǎn)率的協(xié)方差不僅反映了資源的配置效率（資源從低效企業(yè)向高效企業(yè)的重置），而且該指標不會受到行業(yè)特征或測量誤差的影響，比其他的度量指標更加穩(wěn)健。

本文借鑒Olley and Pakes（1996）生產(chǎn)率的分解方法來度量資源配置效率，具體如下：定義總量生產(chǎn)率Φt為：

Φt=∑Ntjsjtφjt（1）

其中，Nt表示第t期廠商數(shù)量，sjt表示廠商的市場份額，以廠商的銷售產(chǎn)值比重度量，滿足∑Ntjsjt=1；φjt表示廠商的全要素生產(chǎn)率?？偭可a(chǎn)率可以分解成兩部分：簡單平均生產(chǎn)率和廠商市場份額與生產(chǎn)率的協(xié)方差，

Φt=φt+∑Ntj（sjt-st）（φjt-φt）=φt+cov（sjt，φjt）（2）

其中，φt表示所有廠商的平均生產(chǎn)率，st表示平均市場份額，cov（sjt，φjt）表示市場份額與生產(chǎn)率的協(xié)方差，這一數(shù)值越大說明生產(chǎn)率效率高的廠商占有的市場份額越大，資源配置效率越高。

（三）市場分割指數(shù)構造

本文根據(jù)Parsley and Wei（1996）提出的價格指數(shù)法來構建各省份之間的市場分割指數(shù)。價格指數(shù)法的核心思想是利用地區(qū)之間商品價格的差異來度量市場分割的狀況，其核心是“冰山成本”模型（Samuelson，1954），即使在完全套利的條件下，由于交易成本的存在，兩地價格也不會相等，相對價格會在無套利區(qū)間內波動。只有當相對價格大于無套利區(qū)間的臨界值時，交易才會進行。市場分割指數(shù)的構造關鍵是測算相對價格方差，為此，我們構造一個年份、地區(qū)、商品的三維面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于1998-2008年《中國統(tǒng)計年鑒》，選取了除西藏地區(qū)外的全國30個省份商品零售價格指數(shù)，包括糧食、服裝鞋帽、飲料煙酒、文化體育用品、藥品、書報雜志、日用品及燃料共8類商品。

本文采用價格比的對數(shù)一階差分來度量相對價格：

ΔQkijt=ln（pkit/pkit-1）-ln（pkjt/pkjt-1）（3）

其中，i，j分別表示省份，t表示年份，k表示商品種類，p為商品零售價格環(huán)比指數(shù)。由于兩個地區(qū)的放置順序不同將會影響相對價格方差varΔQkijt，因此我們對相對價格取絕對值ΔQkijt。另外，由于地區(qū)間商品價格的變動ΔQkijt并非是由地區(qū)間的市場環(huán)境差異這一個因素所引起的，也可能是由商品自身的某些個體特征導致的，忽略這些因素可能會導致由貿易壁壘形成的實際市場分割指數(shù)被高估，本文采用Parsley and Wei（1996）提出的去均值法進行處理。另外，與陳敏等（2008）、陸銘和陳釗（2009）只考慮相鄰省市的情形不同，本文在計算市場分割指數(shù)時考慮整個國內市場的情況，這種的做法也比較符合中國“政治錦標賽”的特征。為了消除固定效應，給定年份t和商品k，對省市組合間的相對價格ΔQkijt求得均值ΔQ-kt，再分別將式（3）計算的相對價格減去該均值：

qkijt=ΔQkijt-ΔQ-kt（4）

qkijt就是最終用以計算方差的相對價格變動部分，它僅僅與地區(qū)間的市場分割因素和一些隨機因素有關。接著我們計算每兩個地區(qū)之間8類商品的相對價格波動qkijt的方差var（qijt），進而計算樣本期間435對省份組合的相對價格方差，并按省份進行合并，從而得到各省市與全國其他地區(qū)之間的市場分割指數(shù)segit

segit=1N∑i≠jvarqijt（5）

其中，N表示合并的省份數(shù)目。最終得到30個省份1998-2007年的市場分割指數(shù)。

三、研究設計

（一）計量模型設定

本文采用省級層面的面板數(shù)據(jù)模型來實證分析市場分割與資源配置效率之間的影響機制，通過控制不可觀測的省份個體異質性以避免遺漏變量所導致的內生性問題，同時我們在回歸模型中加入年份的時間固定效應以控制政策、制度等不可觀測的沖擊影響。計量模型具體形式如下：

pcovit=β0+β1segit+γXit+ηt+αi+εit（6）

其中，下標i和t分別表示省份和年份，被解釋變量pcov表示第二部分定義的各省份資源配置效率度量指標，seg表示各省份市場分割指數(shù)，這也是本文的核心解釋變量，X表示控制變量集合，αi表示不客觀測的省份個體效應，ηt表示年份的時間固定效應，εit表示隨機擾動項。市場分割指數(shù)與省級資源配置效率的度量如前文所述，其他控制變量包括：

1.貿易開放程度trade。以貿易依存度來度量，即進出口貿易總額占GDP的比重。進出口貿易額均根據(jù)當年的美元和人民幣匯率的中間價折合成以人民幣為單位。根據(jù)Melitz（2003）的理論模型，貿易開放程度的擴大會提高市場均衡時的生產(chǎn)率臨界值，這樣就會使得一些低效率的廠商退出市場，相應的市場份額也會被高效率廠商所占有，進而實現(xiàn)企業(yè)的優(yōu)勝劣汰和資源的再配置。因此，我們認為貿易開放程度的提高會促進資源配置效率的提升。

2.產(chǎn)業(yè)結構structure。以第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重度量。第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可以帶動制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化，加劇產(chǎn)業(yè)內不同企業(yè)之間生產(chǎn)效率的分化，進而激發(fā)產(chǎn)業(yè)層面的重組和跨企業(yè)的資源再配置。

3.人力資本human。依據(jù)盛斌和毛其淋（2011）的做法，采用勞動力人口平均受教育年限來度量。根據(jù)各省份抽樣人口的統(tǒng)計，對小學、初中、高中和大學及以上文化程度的學歷，分別賦予6、9、12、16的受教育年限，總抽樣人口的受教育年限等于H=6h1+9h2+12h3+16h4，hi（i=1，2，3，4）分別表示小學、初中、高中和大學及以上文化程度的人口數(shù)，人力資本就等于受教育年限H與總抽樣人口的比值。人力資本的提高不僅可以提升企業(yè)的勞動生產(chǎn)率，還可以通過R&D等創(chuàng)新活動提高企業(yè)生產(chǎn)效率，促進資源的優(yōu)化配置。

4.外商直接投資fdi。以外商直接投資占GDP比重來度量。該指標表示外資依存度。張杰等（2010）認為，地方政府通過招商引資的方式實現(xiàn)本地區(qū)的財稅收入、就業(yè)等經(jīng)濟增長目標，對招商引資的企業(yè)實行各種優(yōu)惠政策和稅收補貼、壓低土地價格、扭曲生產(chǎn)要素價格和投入比例，導致要素市場、資本市場的扭曲，進而影響資源的配置效率。

5.固定資產(chǎn)投資規(guī)模invest。以全社會固定資產(chǎn)投資占GDP比重來度量。全社會固定資產(chǎn)投資不僅反映固定資產(chǎn)投資規(guī)模、結構和發(fā)展速度的綜合性指標，而且體現(xiàn)了工程進度和考核投資效果的重要依據(jù)。根據(jù)全社會固定資產(chǎn)投資包含的內容，該指標對資源配置效率具有兩方面的影響：如果投資用于交通、科教等基礎設施建設，將會對資源的流動及合理配置產(chǎn)生積極影響；如果用于一些低效、重復建設的項目，則將對資源的配置效率產(chǎn)生負面影響。

6.政府規(guī)模govern。以政府的一般預算收入和支出總和占GDP的比重來度量，以此衡量政府對于經(jīng)濟的干預程度。盛斌和毛其淋（2011）認為政府對經(jīng)濟增長的影響具有兩面性：當政府把財政支出用于教育、衛(wèi)生、醫(yī)療等投入和改善基礎設施等方面時，將有利于經(jīng)濟增長，而當政府把財政支出主要用于冗員低效的行政管理時，則可能會導致資源配置扭曲。何茵和沈明高（2009）認為，以稅收為主要來源的政府收入會對私人部門的資源配置產(chǎn)生扭曲。

7.人口密度pop。以各地區(qū)年底人口數(shù)與城市建成區(qū)面積比值來度量。不選取人均GDP作為市場規(guī)模的代理變量是因為GDP可能與其他控制變量之間存在內生性（洪占卿和郭峰，2012），而且我們計算發(fā)現(xiàn)人均GDP與貿易開放程度、人力資本等變量之間的相關系數(shù)超過075，可能導致多重共線性的問題。

（二）數(shù)據(jù)與處理方法

本文所有解釋變量的數(shù)據(jù)來自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、《中國統(tǒng)計年鑒》（1999-2008）和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，樣本包含除西藏自治區(qū)外中國內地的30個省1998-2007年數(shù)據(jù)；資源配置效率度量指標的數(shù)據(jù)來自1998-2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫的統(tǒng)計對象為1998-2007年銷售產(chǎn)值在500萬元以上的非國有企業(yè)和所有國有企業(yè)。根據(jù)聶輝華等（2012）所指出的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫存在的數(shù)據(jù)質量相關問題，本文采用如下方法對數(shù)據(jù)進行了剔除：（1）工業(yè)總產(chǎn)值、固定資產(chǎn)原值、固定資產(chǎn)凈值余額、本年折舊、工業(yè)增加值、銷售額小于等于0或為缺失值；（2）總資產(chǎn)小于流動資產(chǎn)，總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)；（3）本年折舊大于累計折舊；（4）企業(yè)員工數(shù)量小于10人。

我們以企業(yè)的工業(yè)增加值衡量其產(chǎn)出水平（由于2004年的數(shù)據(jù)缺少企業(yè)工業(yè)增加值的統(tǒng)計，估算工業(yè)增加值等于工業(yè)總產(chǎn)值-中間投入+應繳增值稅），依據(jù)Hsieh and Klenow（2009）以固定資產(chǎn)凈值余額度量企業(yè)的資本存量。工業(yè)增加值根據(jù)各地區(qū)的工業(yè)品出廠價格指數(shù)進行平減，固定資產(chǎn)凈值余額根據(jù)各地區(qū)固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)平減，中間投入根據(jù)各地區(qū)材料、燃料、動力購進價格指數(shù)進行平減，所有指標均以1998年為基年。勞動投入用企業(yè)的年平均就業(yè)人數(shù)度量。本文采用Levinsohn and Petrin（2003）的半?yún)?shù)方法估算企業(yè)層面全要素生產(chǎn)率。為了排除異常值的影響，我們剔除生產(chǎn)率分布上下各1%分位的樣本，然后對企業(yè)的生產(chǎn)率重新估計。最后，根據(jù)式（2）對各省份的總量生產(chǎn)率進行分解，以OP協(xié)方差來度量該地區(qū)的資源配置效率。

（三）資源配置效率與市場分割演變趨勢

圖1描繪了1998-2007年資源配置效率的演變趨勢，縱軸表示各省市資源配置效率的平均值，該指標均為正表明市場份額與生產(chǎn)率之間的協(xié)方差大于零，而且東部地區(qū)的資源配置效率要高于中、西部地區(qū)，資源配置效率相對高的地區(qū)幾乎都是經(jīng)濟發(fā)展水平比較高的地區(qū)。從各地區(qū)資源配置效率的演變進程來看，可以分為兩個階段：第一個階段是1998-2002年，東、中、西地區(qū)之間的資源配置效率差異程度不大，相比于1998年略有下降，可能源于1998年經(jīng)濟危機的影響；第二個階段是2003-2007年，東、中、西地區(qū)之間的資源配置效率表現(xiàn)出較大差異，東部地區(qū)資源配置效率在不斷提高，而中、西部地區(qū)相對于1998-2002年呈現(xiàn)下降趨勢，尤其是西部地區(qū)。圖2描繪了1998-2007年各省份市場分割的演變趨勢，分別以年度市場分割的中位數(shù)和平均值度量。從整體上看，國內市場在趨于不斷整合，國內市場一體化程度在不斷深入。在2005年之前，市場分割的均值和中位數(shù)表現(xiàn)出較大差異，各省的市場分割程度差異性較大；在2005年之后，均值和中位數(shù)的差異程度在不斷縮小，呈現(xiàn)出收斂的趨勢。

四、實證結果與分析

（一）基本回歸結果

表1的第（1）-（3）列分別表示面板數(shù)據(jù)模型的混合最小二乘法估計（PLOS）、固定效應（FE）和隨機效應估計（RE），市場分割指數(shù)與資源配置效率在5%顯著性水平上負相關，市場分割指數(shù)混合OLS的估計結果要小于固定效應和隨機效應。在表1的基本回歸結果中，我們同時匯報了是否存在個體異質性的檢驗統(tǒng)計量，無論是固定效應模型的F檢驗還是隨機效應模型Breusch-Pagan的LM檢驗，都在1%的顯著水平上拒絕了不存在個體效應的原假設，這也表明通常的OLS估計結果是不一致的。我們在模型中加入年份的固定效應來控制一些不可觀測沖擊的影響，對年份固定效應的F檢驗表明，在5%的顯著性水平上拒絕“無時間效應”的原假設。Hausman檢驗的值為1602，在10%的顯著性水平上拒絕了“αi與模型其他解釋變量不相關”的原假設，應當采用固定效應模型。因此，我們在穩(wěn)健性檢驗中采取固定效應模型的回歸方法，同時采用聚類標準差以控制各省份之間的異方差。

對于其他解釋變量，貿易開放程度與資源配置效率至少在5%顯著性水平上正相關。FDI的估計結果顯著為負，因為市場分割本質上不會擴大地區(qū)的經(jīng)濟規(guī)模，當?shù)卣疄榱藢崿F(xiàn)就業(yè)和經(jīng)濟增長的目標，通過壓低土地、資本等生產(chǎn)要素價格、稅收返還、出口補貼等優(yōu)惠政策吸引外商投資，這樣的做法勢必會扭曲要素市場和產(chǎn)品市場的資源配置，進而降低該地區(qū)的資源配置效率。人力資本、產(chǎn)業(yè)結構、全社會固定資產(chǎn)資產(chǎn)和人口密度等變量對資源配置的影響與我們之前的分析一致，但并不顯著；以財政支出占GDP比重度量的政府規(guī)模與資源配置效率顯著負相關，這可能源于政府對經(jīng)濟的干預或政策扭曲所造成的資源誤置。政府規(guī)模與資源配置效率負相關，并不意味著不重視政府的作用，而是要明確政府職能，處理好政府與市場的邊界。

（二）穩(wěn)健性檢驗與內生性問題處理

為了保證本文回歸結果的可靠性，本文從以下幾個方面進行穩(wěn)健性檢驗：

1.市場分割的滯后效應。陸銘和陳釗（2009）認為滯后一期的市場分割指數(shù)作為解釋變量可以緩解聯(lián)立內生性問題，故本文考慮滯后一期的市場分割指數(shù)對省級資源配置效率的影響。回歸結果如表2第（1）列所示，市場分割指數(shù)與資源配置效率的回歸系數(shù)為-1765，并且在10%水平上顯著。

2.以勞動生產(chǎn)率代替全要素生產(chǎn)率。資源配置效率的度量基于企業(yè)全要素生產(chǎn)率，而對企業(yè)資本存量的估算可能存在測量誤差進而造成生產(chǎn)率估計的偏差。為此，我們以企業(yè)的勞動生產(chǎn)率代替全要素生產(chǎn)率，勞動生產(chǎn)率等于工業(yè)增加值與就業(yè)人數(shù)比值的對數(shù)。在勞動生產(chǎn)率進行分解度量資源配置效率時，以企業(yè)的就業(yè)人數(shù)比重作為權重加總得到總量生產(chǎn)率。估計結果參見表2第（2）列，市場分割指數(shù)的回歸結果在5%的水平上顯著。

3.極端值影響。為了排除極端值對回歸結果的影響，我們刪除樣本中市場分割指數(shù)分布上下各1%分位的觀測值，最后保留294個樣本構成非平衡面板數(shù)據(jù)模型?；貧w結果如表2第（3）列所示，市場分割指數(shù)與省級資源配置效率在5%的顯著性水平負相關，回歸系數(shù)小于平衡樣本的回歸結果，而且其他解釋變量的估計系數(shù)符號和顯著性水平與之前的回歸結果基本保持一致。

4.內生性問題處理。為了避免遺漏變量所導致的內生性問題，我們以滯后一期市場分割指數(shù)作為其自身的工具變量，采用兩階段最小二乘估計（IV-2SLS），如表2第（4）列所示。上述穩(wěn)健性檢驗的結果進一步證明了市場分割與資源配置效率之間的負相關關系。這表明雖然短期內可以通過分割市場的方式實現(xiàn)經(jīng)濟增長，但卻是以扭曲資源的配置效率為代價，并不利于經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。

（三）動態(tài)面板估計

為了更好地刻畫資源配置效率的周期性影響，我們將滯后一期的資源配置效率作為解釋變量放入式（6），使之成為動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。對于時間跨度相對于個體截面數(shù)較小的面板數(shù)據(jù)模型而言，動態(tài)面板估計是一個非常好的選擇（Roodman，2009）。首先，動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中滯后一期的因變量與模型擾動項相關，這樣通常的OLS、靜態(tài)面板的固定效應和隨機效應估計是不一致的；其次，雖然靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型可以解決遺漏變量引起的內生性問題，但只能控制一些不隨時間變化的遺漏變量；最后，其他的解釋變量存在內生性問題，如貿易開放程度。動態(tài)面板數(shù)據(jù)的廣義矩估計方法可以在不需要借助其他工具變量的情況下有效解決貿易內生性問題。

本文采用系統(tǒng)廣義矩（SYS-GMM）估計方法，以人口密度、年份作為嚴格外生變量，其他變量作為弱外生變量，以滯后一期值作為自身的工具變量。系統(tǒng)GMM估計結果表明市場分割指數(shù)與資源配置效率在1%的顯著性水平上負相關。GMM估計量通過兩個檢驗：一是Hansen過度識別檢驗關于所有工具變量的有效性檢驗，二是差分方程中隨機誤差項不存在二階序列相關檢驗。如表2第（5）列所示，Hansen檢驗無法拒絕所使用的工具變量與誤差項不相關的原假設，AR（2）檢驗表明一階差分方程的隨機誤差項不存在二階序列相關。另外，其他解釋變量的估計系數(shù)符號也與之前分析一致。

五、結論與政策含義

在中國市場經(jīng)濟轉軌過程中，一個特有的現(xiàn)象就是各地區(qū)以分割市場的方式追求經(jīng)濟增長，然而，這樣的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展策略如何影響資源的配置效率至今尚未得到明確的理論解答。本文從產(chǎn)業(yè)演化的視角定義資源配置效率，并在估算企業(yè)全要素生產(chǎn)率的基礎之上，通過對總量全要素生產(chǎn)率的分解，以企業(yè)市場份額和生產(chǎn)率的協(xié)方差作為資源配置效率的度量指標，利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫1998-2007年的微觀數(shù)據(jù)和省級面板數(shù)據(jù)，實證分析市場分割對資源配置效率的影響機制。研究發(fā)現(xiàn)：省級資源配置效率表現(xiàn)出區(qū)域性差異，東部沿海地區(qū)的資源配置效率明顯高于中、西部地區(qū)，市場分割的發(fā)展策略雖然在短期內促進本地區(qū)經(jīng)濟增長，但卻是以扭曲資源的合理配置為代價。

本研究表明形成一個統(tǒng)一、開放、自由競爭的國內市場對于提升資源配置效率、轉變經(jīng)濟增長方式具有重要政策含義。從總體上看，國內市場分割趨勢在不斷減小，各省份間市場分割的離散程度在不斷降低，國內市場趨于不斷整合，但各省市之間依然存在分割市場的“囚徒困境”。因此，必須打破各地區(qū)的市場邊界和地方保護，降低各省市之間的貿易壁壘，發(fā)揮整合市場的規(guī)模經(jīng)濟效應。另外，在財政分權的治理模式以及“GDP錦標賽”的官員考核機制下，各地方政府偏好采取分割市場的發(fā)展方式。市場分割可以在一定時期內促進本地區(qū)經(jīng)濟增長，但分割市場的經(jīng)濟增長方式無法利用國內市場來擴大規(guī)模，這樣勢必會通過貿易開放和吸引外資來擴張規(guī)模以實現(xiàn)經(jīng)濟增長目標；以扭曲勞動力價格為代價激勵本地企業(yè)參與出口，以低成本的勞動力優(yōu)勢獲得出口的競爭優(yōu)勢。對要素市場進行政策干預，人為地扭曲要素價格，通過稅收返還、價格補貼等優(yōu)惠政策實現(xiàn)招商引資，這樣勢必會扭曲要素資源的配置效率。在給定資本、勞動力、人力資本等生產(chǎn)要素投入水平的情況下，整個經(jīng)濟的產(chǎn)出水平取決于生產(chǎn)要素在企業(yè)間或行業(yè)間的配置方式，即資源的配置效率，市場則是實現(xiàn)資源優(yōu)化配置的重要途徑。資源的優(yōu)化配置必須遵循市場的競爭機制，通過市場機制實現(xiàn)企業(yè)的優(yōu)勝劣汰，實現(xiàn)資源的合理流動和企業(yè)的自由進入退出，這就需要減少不必要的政策扭曲和行政干預，處理好市場與政府的邊界。

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Abstract：This paper empirically analyzes the effect mechanism of market segmentation on allocation efficiency of resources based on the fact that governments take market segmentation strategy in economic development. By employing Chinese industry survey micro data 1998-2007， and provincial panel data， the paper builds the measure index of provincial allocation efficiency of resources by decomposing the aggregate productivity and estimating index of market segregation following price index method. The results show that the domestic market is being integrated and the market segmentation strategy has a negative effect on the allocation， which shows market segmentation strategy promotes economic growth at the cost of misallocation.

Key words：market segmentation； efficiency of resources allocation； TFP

（責任編輯：張曦）