李朝鮮
(北京工商大學 數(shù)學與統(tǒng)計學院, 北京 100048)
國內(nèi)外經(jīng)濟發(fā)展的實踐表明,市場一體化既是經(jīng)濟發(fā)展的必然要求,又是經(jīng)濟不斷發(fā)展的必然結果。當前,作為經(jīng)濟關系的重要發(fā)展趨勢,市場一體化已經(jīng)成為拉動各國或地區(qū)經(jīng)濟增長的主要動力之一[1]。在中國經(jīng)濟進入新常態(tài)階段,推動市場一體化尤為重要:一方面,國際經(jīng)濟形勢的轉變以及國內(nèi)資源要素稟賦的消失,使得依靠出口拉動的經(jīng)濟增長無以為繼;另一方面,市場一體化是擴大內(nèi)需、挖掘經(jīng)濟增長潛力、實現(xiàn)經(jīng)濟與社會可持續(xù)發(fā)展的重要基礎。特別地,市場一體化進程中伴隨著生產(chǎn)要素的跨區(qū)域自由流動,其間會產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟、知識共享和技術外溢等多種正向效應,這將有利于促進區(qū)域協(xié)同發(fā)展[2]。因此,促進國內(nèi)市場一體化是現(xiàn)階段實現(xiàn)中國區(qū)域協(xié)同發(fā)展的重要途徑。
然而,在財政分權制度下,中國出現(xiàn)了地方保護主義、區(qū)域產(chǎn)業(yè)同構、區(qū)域間貿(mào)易壁壘等不利因素,這導致國內(nèi)市場一體化水平長期較低[3]。于是,推進與建設一個統(tǒng)一、開放、有序競爭的國內(nèi)大市場一直是中國市場經(jīng)濟改革的一大重要任務。近些年來,中國政府采取了一系列針對性措施,以期打破地方分割、促進區(qū)域互動、最終實現(xiàn)市場整合。那么,這些措施是否切實有效?更具體地,中國國內(nèi)市場一體化水平是否在持續(xù)不斷地提高?現(xiàn)階段進一步推進市場一體化的政策著力點在哪里?要回答這些問題,必須對中國國內(nèi)市場一體化的演變特征進行測度和分析。
關于市場一體化水平的測度,現(xiàn)有文獻使用的方法主要有貿(mào)易流法[4]、經(jīng)濟周期法[5]、生產(chǎn)法[6]、專業(yè)化指數(shù)法[7]以及價格收斂法[8]等五大類。正如桂琦寒等[9]所指出的,前四種方法都有其內(nèi)在的缺陷,相比之下價格收斂法能夠更加準確地反映市場一體化的實際水平①。目前,使用價格收斂法測度市場一體化水平的做法具體有兩種:其一,通過選取價格指數(shù),對時間序列數(shù)據(jù)或者面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗[10-11];其二,檢驗相對價格方差的變動情況[7,12]。然而,這兩種做法都相對單一,且存在一定不足:其一,國內(nèi)貿(mào)易規(guī)模日益增大,各地區(qū)市場間聯(lián)系愈加緊密,不考慮地區(qū)市場間的空間相關性會造成估計偏誤;其二,現(xiàn)有文獻均使用宏觀價格指數(shù)來獲取各地區(qū)間的相對價格水平數(shù)據(jù),這會存在基期數(shù)據(jù)相等的問題,最終影響價格收斂性測度結果的準確性。
有鑒于此,本文將從以下幾個方面進行拓展:其一,采用區(qū)域價格β收斂空間計量模型重新測度中國國內(nèi)市場一體化水平,并以此為基礎來分析其演變特征。根據(jù)一價定律,β收斂模型是檢驗區(qū)域價格收斂的合適工具[13]。并且,本文在其基礎上進一步引入空間效應,構建區(qū)域價格β收斂空間計量模型,同時采用動態(tài)滾動劃分區(qū)間的方法來實現(xiàn)對市場一體化水平的動態(tài)測度和分析。相比于價格收斂的傳統(tǒng)測度方法,該方法在精度、解釋力等方面更勝一籌。特別地,價格空間效應的引入能夠幫助我們更好地考察中國國內(nèi)市場一體化的空間格局。其二,為進一步驗證研究結論的準確性,本文將采用動態(tài)效應測度的前沿方法——非參數(shù)時變系數(shù)面板模型進行穩(wěn)健性檢驗。參數(shù)方法和非參數(shù)方法各有其優(yōu)勢,兩者相互印證可以有效提高測度結果的精確性和可靠性。其三,本文采用購買力平價方法測算地區(qū)間相對價格水平,可以有效避免基期數(shù)據(jù)選取不當所造成的問題,從而提高測算結果的準確度。
1.β收斂模型及其空間模型拓展形式。借鑒Barro[14-15]建立的基于新古典增長理論的絕對收斂計量模型,本文擬將如下方程作為基準模型:
ln(Pi,t+k/Pit)/k=α+βln(Pi,t)+εi,t,
i=1,2,…,31
(1)
其中,Pi,t表示t時期地區(qū)i的相對價格水平,k表示時間跨度(為對照分析起見,本文分別取值5、8與10)。若式(1)中β的估計值顯著小于零,則說明各地區(qū)價格增長率在時期(t,t+k)內(nèi)與初始時期t的價格水平負相關,也即表示地區(qū)間價格收斂且存在市場一體化趨勢。否則,表示不存在價格收斂,且市場一體化趨勢不明顯。
在模型(1)基礎上,進一步采用Moran’s I、最大似然LMerr檢驗以及最大似然LMLag檢驗等一系列空間效應檢驗[16]來考察地區(qū)價格的空間相關性。如果存在空間相關性,則需要在模型(1)中加入空間因素以建立空間計量模型。根據(jù)β收斂方程的特點,在選擇空間模型時可以采用空間滯后模型(SLM)和空間誤差模型(SEM)兩種形式。其中,空間滯后模型就是在模型(1)中引入空間滯后因子作為解釋變量:
ln (Pi,t+k/Pi,t)/k=
α+βln (Pi,t)+ρWln (Pi,t+k/Pi,t)+εi,t,
i=1,2,…,31,ε~N(0,σ2)
(2)
其中,W是31×31階空間權重矩陣,而Wln(Pi,t+k/Pit)是空間滯后因變量,ρ是空間自回歸系數(shù),其余變量定義同式(1)。相應地,空間誤差模型的具體形式為:
ln(Pi,t+k/Pi,t)/k=α+βln(Pi,t)+εi,t,
ε=ρWε+u,i=1,2,…,31,u~N(0,σ2)
(3)
其中,ρ是空間誤差自相關系數(shù),Wε是空間滯后誤差項??梢酝ㄟ^拉格朗日乘子(LM)檢驗來判斷最終選用SLM模型還是SEM模型。
2.空間權重矩陣。本文采用能夠同時反映地理和經(jīng)濟特征的空間權重矩陣。首先,采用兩省省會公路距離②倒數(shù)的平方作為空間權重矩陣中的元素構造地理距離矩陣,然后引入經(jīng)濟因素(人均實際GDP),構造同時可以反映地理特征和經(jīng)濟特征的空間權重矩陣[17]。
3.模型估計方法??臻g模型的估計方法——最大似然估計(ML)一般遵循同方差假定,因而并不適用于本文研究。中國各地在收入水平、消費習慣等方面存在地域差異,這會導致產(chǎn)品價格變動也具有區(qū)域差異。與此不同,貝葉斯MCMC估計允許存在異方差,不需要正態(tài)分布假設,因而能夠在小樣本情況下使用并且相應結果有較高的穩(wěn)健性。鑒于此,本文采用貝葉斯MCMC方法估計式(2)和式(3)。
在1978年以來的轉軌時期中,中國進行了多次價格機制改革。其中,1992—1993年間糧食價格雙軌制的取消是這些重大改革的階段性尾聲。所以,多數(shù)文獻認為中國市場化價格占主導的價格體系在1993年之后逐漸形成。因此,本文采用1995—2018年中國31個省份相對價格水平數(shù)據(jù)來考察中國國內(nèi)市場一體化的演變特征。為修正以往文獻中各地區(qū)相對價格水平在基準年份相等這一假定,本文采用購買力平價(PPP)的常用測算方法——空間CPD模型來計算各地區(qū)的相對價格水平。具體而言,首先借鑒王磊[18]的做法,并基于2010年度31個省份68種居民消費類產(chǎn)品和服務價格數(shù)據(jù),采用空間CPD模型測算出2010年度各地區(qū)相對價格水平。然后,利用各地區(qū)居民消費價格指數(shù)(CPI)推算出其他年份的相對價格水平。其中,居民消費價格指數(shù)數(shù)據(jù)來自相應年份的《中國統(tǒng)計年鑒》。該方法一方面修正了相對價格水平基期相等這一假設,另一方面考慮了地區(qū)間價格的空間效應,因此測算出的相對價格水平與實際情況更加吻合。
為更好地刻畫中國國內(nèi)市場一體化的動態(tài)變化,本文采用滾動劃分區(qū)間的方法進行相關測算。首先,以8年為區(qū)間長度將1995—2018年這一時期以滾動方式劃分為17個時間段,即:1995—2002年、1996—2003年,……,2011—2018年。然后,對每個時期的地區(qū)間相對價格水平分別進行收斂性檢驗。為確保研究的嚴謹性,本文分別以5年和10年作為考察區(qū)間進行穩(wěn)健性檢驗。
考慮到各地區(qū)間的價格通常存在空間相關性,在實證檢驗之前,首先計算各時間段的Moran’s I指數(shù),以考察價格是否具有空間相關性。表1顯示,在所考察的17個時間段中,最初6個時間段的Moran’s I指數(shù)在統(tǒng)計上不顯著,表明當時價格的空間相關性尚不明顯。然而,自2001年以來,各個時期的Moran’s I指數(shù)均在統(tǒng)計上顯著且表現(xiàn)出明顯的增大趨勢。該情況說明,近年來中國價格空間相關性不斷增強。同時,也在一定程度上反映了中國地區(qū)間商品貿(mào)易往來越來越密切、經(jīng)濟體制改革不斷深化、國內(nèi)市場一體化程度不斷加深、市場逐漸趨于整合等事實。
表1 空間相關性檢驗
上述檢驗表明,在最初的6個時間段中價格并不存在顯著的空間相關性。因此,就估計這些時間段的絕對收斂方程而言,最小二乘估計(OLS)方法仍然適用。具體結果如表2所示,從中可知:這些時間段的β值雖有上下波動,但均小于0;并且,除1998—2005年外,各時間段β值都在10%的顯著性水平下顯著。這些數(shù)據(jù)表明,總體來看,在該時期中各地區(qū)價格存在收斂趨勢,也即存在市場一體化趨勢。
表2 不同時間段絕對收斂模型的估計結果
接下來,重點考察其余11個存在空間相關性時間段的價格收斂情況。首先,對該11個時間段進行基于模型殘差的空間相關性檢驗,以選擇合理的空間計量模型。這里,主要采用LMlag檢驗和LMerr檢驗。檢驗結果顯示(篇幅限制,不具體展示),在10%的顯著性水平下,2001—2008年時間段的LMerr顯著,但LMlag不顯著。根據(jù)Anselin[16]提出的模型選擇標準,該時間段應當采用空間誤差模型(SEM)。類似地,2002—2009年時間段的LMerr不顯著而LMlag顯著,所以該時間段應該采用空間滯后模型(SLM)。后九個時間段的LMerr和LMlag雖然均在10%的顯著性水平下通過了顯著性檢驗,但是LMlag的p值均小于LMerr的相應值,并且LMlag值均大于LMerr值。同時,在R-LMerr都不顯著的情況下,R-LMlag在后面幾個時間段普遍較為顯著,所以后九個時間段應采用空間滯后模型(SLM)。
本文采用貝葉斯MCMC方法估計空間計量模型,相應結果如表3所示。從中可知,所有β值均在1%的顯著性水平下顯著為負,這表明所考察的11個時間段均存在收斂,也即存在較為明顯的市場一體化趨勢。同時,LM值均不顯著,說明應用空間計量模型已經(jīng)有效消除了空間相關性所產(chǎn)生的影響③。
幾乎所有時期的β值均顯著為負,這說明從總體上來看中國存在較為明顯的市場一體化趨勢。我們可以由β值計算區(qū)域價格收斂速度。β值越大說明區(qū)域間價格收斂速度越慢,市場整合速度越慢,市場一體化進程較緩慢;反之,則說明區(qū)域價格收斂速度越快,市場一體化進程相對較快。也就是說,可以用由β值計算得到的區(qū)域價格收斂速度的變化,來描繪中國區(qū)域市場一體化水平的演變特征。如圖1所示,可以看出,1995年以來中國國內(nèi)市場一體化速度總體不斷提升,但具體呈現(xiàn)出“下降—上升—小幅回落—企穩(wěn)回升”的階段性變化特征。
表3 不同時間段空間計量模型估計結果
此外,本文通過變換滾動區(qū)間長度和變換地區(qū)樣本數(shù)量兩種方式再次進行檢驗,以確保上述測度結果的可靠性。其中,在區(qū)間長度方面,分別以5年和10年為區(qū)間進行檢驗;而在地區(qū)樣本數(shù)量方面,則隨機剔除部分樣本以考察中國市場一體化水平測度結果是否受個別地區(qū)的影響。具體地,將31個樣本地區(qū)10等分,采用隨機數(shù)方法每次剔除3個樣本,然后基于剩余的28個樣本加以檢驗,一共進行10次檢驗。從模型形式、β值、p值及收斂速度來看,以上兩組檢驗的結果與前文結論基本一致,由此說明:關于市場一體化水平的測度結果不受區(qū)間長度和個別地區(qū)的影響,因而具有較高的準確度。
上文利用β收斂空間計量模型,即基于參數(shù)模型測算出β值的演變趨勢,進而可以得出中國國內(nèi)市場一體化水平的演變特征,但是參數(shù)模型存在一定的不足,特別是模型設定本身的偏誤可能導致估計量違背異質性原則。為此,本部分采用非參數(shù)方法(非參數(shù)時變系數(shù)面板模型)進行穩(wěn)健性檢驗,以確保測度結果的可信度。
作為一種前沿的方法,非參數(shù)時變系數(shù)面板模型不僅兼具非參數(shù)模型和面板模型的諸多優(yōu)勢,而且更重要的是能夠測算得出模型影響系數(shù)隨時間的變化情況,在本文中即能夠較為準確地測算β的動態(tài)值,因而可以實現(xiàn)對市場一體化水平演變特征的精準測度。具體設定模型如下:
(4)
(5)
式(5)中,個體效應αi已被消除,即可視為非參數(shù)時變系數(shù)時間序列模型[20-21]。其中,γ(·)和β(·)可使用非參數(shù)方法直接估計得到。
Y=B(X,β)+γ+e
(6)
現(xiàn)在,本文使用傳統(tǒng)局部線性方法[22]來估計,公式如下:
β*(·)=(β1(·),…,βd(·),γ(·))T
(7)
對于給定的0<τ<1,定義:
(8)
(9)
假定β*(·)二階可導,使得泰勒公式可以得到β*(t)關于t的近似函數(shù)關系式:
β*(t)=β*(τ)+β′*(τ)(t-τ)+O((t-τ)2)
(10)
arg min (Y-D(τ)(aT,bT)T)T×
W(τ)(Y-D(τ)(aT,bT)T)T
a∈Rd+1,b∈Rd+1
(11)
于是,β*(t)的局部線性估計為:
*(τ)=[Id+1,Od+1][DT(τ)W(τ)D(τ)]-1×
DT(τ)W(τ)Y
(12)
其中,Id+1為(d+1)×(d+1)維的單位矩陣,而Od+1為(d+1)×(d+1)維的零矩陣。核函數(shù)和帶寬是非參數(shù)時變系數(shù)面板模型最重要的兩個參數(shù)。借鑒Li et al.[19]的做法,采用交叉驗證法得到帶寬。而關于核函數(shù),在內(nèi)點,使得均方誤差和積分均方誤差達到最小的最優(yōu)核函數(shù)為Epanechnikov函數(shù),見式(11)。因此,本文選擇Epanechnikov函數(shù)計算局部權重。
K(u)=0.75(1-u2)I(|u|<1)
(13)
基于與前文同樣的數(shù)據(jù)(1995—2018年滾動區(qū)間數(shù)據(jù)),采用非參數(shù)時變系數(shù)面板模型估計β系數(shù),進而刻畫中國國內(nèi)市場一體化水平的演變特征。估計結果(限于篇幅,未列示)顯示,β值雖有比較頻繁的波動,但其表現(xiàn)出的大致特征是:前期β值呈現(xiàn)先上升后下降的“倒U”型變動,而后期雖有小幅上升,但近幾年出現(xiàn)下降趨勢。由此可知,在不同測度方法下,β值的變動趨勢基本一致,這說明本文的結論具有穩(wěn)健性。特別值得注意的是,過去相關研究得到的均是市場一體化水平逐漸提高或降低的單一結論。與此相比,本文所得結論更加符合實際情況,因而更具可信度。
上述測算結果表明,1995年以來中國國內(nèi)市場一體化進程總體向好發(fā)展,具體呈現(xiàn)出“下降—上升—小幅回落—企穩(wěn)回升”的階段性變化特征。實際上,與政策不同,改革既有長期紅利,也有短期陣痛④,概括起來即為改革紅利的“螺旋效應”。20世紀90年代初期,中國實行了價格體制、市場機制、財稅體制等領域一系列有利于地區(qū)間價格差異收斂和國內(nèi)市場一體化進程加快的改革舉措。雖然改革從長期看能釋放紅利,但在短期也不可避免會帶來一定陣痛,即產(chǎn)生背離長期目標的負面影響。所以,改革紅利“螺旋效應”的存在(即長期紅利和短期陣痛的結合),使得1995年以來中國國內(nèi)市場一體化進程并不是一帆風順。這一演變過程包括明顯有別的四個階段,各階段的具體情況如下:
第一階段包含1995—2002年、1996—2003年、1997—2004年和1998—2005年四個時間段,該時期中國國內(nèi)市場一體化進程放緩。改革開放初期,中國施行了一系列改革,然而,由于觸及一部分人的利益且存在一定社會成本,此時改革效果并未得到體現(xiàn),而是處于改革的陣痛期。一個重要表現(xiàn)是,隨著財政包干制、分稅制等財政分權制度的實施以及經(jīng)濟市場化的逐步深入,受經(jīng)濟利益和政績考核機制的影響,中國各地方政府之間展開“錦標賽”式的激烈競爭[23]。在一定程度上,各地區(qū)之間存在以鄰為壑的行為[24],主要表現(xiàn)為實行地方保護主義,實施區(qū)域市場封鎖,優(yōu)先扶持本地企業(yè),這導致國內(nèi)市場嚴重分割化。特別地,這一時期中國經(jīng)濟由20世紀80年代的短缺狀態(tài)逐漸進入產(chǎn)能過剩階段⑤,地區(qū)間產(chǎn)業(yè)同構競爭問題嚴重⑥,因而對市場一體化的阻礙力量仍然很大。此外,“諸侯經(jīng)濟”現(xiàn)象的存在加重了產(chǎn)能過剩和產(chǎn)業(yè)同構,而產(chǎn)能過剩和產(chǎn)業(yè)同構又進一步推進了“諸侯經(jīng)濟”?!爸T侯經(jīng)濟”在一定程度上阻礙了生產(chǎn)要素在全國范圍內(nèi)的合理流動,從經(jīng)濟基礎上割裂了各地區(qū)間的相互聯(lián)系,這會妨礙中國市場一體化進程。因此,雖然該時期的改革開放有利于市場整合,但由于諸多消極因素的存在,國內(nèi)市場一體化進程并未加快而是有所放緩。
第二階段包含1999—2006年、2000—2007年、2001—2008年和2002—2009年四個時間段,該時期中國國內(nèi)市場一體化水平加快提升。2005年之后,中國入世以來改革開放的效果開始顯現(xiàn),改革紅利不斷釋放。同時,中國對外開放進入新階段,對外貿(mào)易更加頻繁,大量外資相繼涌入,中小微企業(yè)更加活躍,非國有經(jīng)濟比重明顯提高,地方政府干預市場的能力下降,國內(nèi)貿(mào)易壁壘相應減弱。另外,對外開放的不斷深入使得地方政府干預本地經(jīng)濟的機會成本加大,這一切都成為推動中國國內(nèi)市場一體化水平不斷提高的有利因素。該時期,中國逐步形成了長江三角洲、珠江三角洲等經(jīng)濟區(qū),而這正是國內(nèi)市場一體化的代表性產(chǎn)物。
第三階段包含2003—2010年、2004—2011年、2005—2012年和2006—2013年四個時間段,該時期⑦中國國內(nèi)市場一體化速度略微下降。其中,市場一體化進程放緩的原因主要有以下幾點:首先,中國經(jīng)濟正處于增長速度換擋期、結構調(diào)整陣痛期和前期刺激政策消化期的“三期疊加”階段,改革開放也進入到攻堅期,面臨許多困難和挑戰(zhàn)⑧,這些都將導致市場一體化進程有所減緩。其次,該時期中國大規(guī)模重復建設仍然較為嚴重,加上中央政府為應對金融危機而推出的“四萬億”投資刺激計劃更是引致了地方政府更大規(guī)模的投資,這導致各地區(qū)產(chǎn)能大量過剩,產(chǎn)業(yè)同構化競爭嚴重,因此阻礙市場整合的力量仍然較強。個別時期價格收斂性并不明顯,市場整合呈現(xiàn)出明顯的波動性。最后,1998年以后,中國東部沿海地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展與對外開放度均已達到較高水平,要實現(xiàn)市場一體化進程進一步加快,必須推進中西部地區(qū)的市場整合。顯然,在此階段,中西部地區(qū)尚未有強有力的政策或者市場力量能夠推進市場一體化進程。此外,有所抬頭的貿(mào)易保護主義以及食品消費結構升級等也是造成這一階段中國市場一體化進程減緩的重要原因。
第四階段包含2007—2014年、2008—2015年、2009—2016年、2010—2017年和2011—2018年五個時間段。繼前一時期出現(xiàn)小幅回落后,該時期國內(nèi)市場一體化速度企穩(wěn)回升。新時代,我國國內(nèi)市場一體化進程的加速已成必然趨勢。首先,經(jīng)濟進入新常態(tài)以來,我國堅持以經(jīng)濟高質量發(fā)展為目標,深入實施供給側結構性改革,淘汰落后產(chǎn)能,加速經(jīng)濟結構轉型升級。在此背景下,企業(yè)成本,尤其是貿(mào)易成本不斷降低,政府與市場關系不斷改善,市場分割要素逐漸減少。其次,隨著“一帶一路”倡議的深入實施、自由貿(mào)易區(qū)建設和都市圈建設的推進,我國區(qū)域經(jīng)濟一體化發(fā)展進程不斷提速。最后,近年來,隨著移動互聯(lián)網(wǎng)、人工智能、大數(shù)據(jù)、云計算等技術的發(fā)展,我國數(shù)字經(jīng)濟進入了新階段,這在很大程度上加速了我國國內(nèi)市場一體化進程。主要表現(xiàn)在,一方面,數(shù)字經(jīng)濟與產(chǎn)業(yè)互聯(lián)網(wǎng)等產(chǎn)業(yè)轉型升級、政府治理能力提升的方向天然契合,使得數(shù)字經(jīng)濟天然成為市場一體化的重要組成部分⑨;另一方面,數(shù)字經(jīng)濟所帶來的技術普惠與制度創(chuàng)新,打破了傳統(tǒng)市場分割,有效促進了服務和制度均質化發(fā)展和市場一體化進程。
基于與前文同樣的方法,分別測算了中國東部、中部和西部的市場一體化演變特征,以驗證中國市場一體化進程是否存在地區(qū)間差異。地區(qū)價格收斂速度的測算結果如圖2所示,從中可知:東部和中部地區(qū)表現(xiàn)出了與全國大體一致的演變特征,同時東部地區(qū)市場一體化進程略快于中部地區(qū)。在市場化改革和對外開放等方面,東部地區(qū)明顯強于中部地區(qū),但這在市場一體化水平方面并沒有得到明顯體現(xiàn)。究其原因,其一,東部沿海地區(qū)資源稀缺,地區(qū)間競爭激烈,各地政府往往會采取一定的干預手段來保護地方產(chǎn)業(yè)發(fā)展[25];其二,東部沿海地區(qū)發(fā)展外向型經(jīng)濟,貿(mào)易開放程度高,可以用國際市場規(guī)模經(jīng)濟效應來替代國內(nèi)市場規(guī)模經(jīng)濟效應,從而不利于國內(nèi)市場一體化進程的加速[26];其三,東部地區(qū)投資環(huán)境相對優(yōu)越,容易出現(xiàn)地區(qū)之間的重復投資和過度投資,使得產(chǎn)業(yè)同構水平高于中西部地區(qū),從而嚴重阻礙了東部地區(qū)市場一體化進程。
觀察圖2還可看出,1995年以來西部地區(qū)的市場一體化進程與東部和中部地區(qū)相比有顯著不同,西部地區(qū)近年來一體化水平提升較快,但前期較慢,個別時期還出現(xiàn)了價格不收斂的情況。在經(jīng)濟發(fā)展水平較低、現(xiàn)代化生產(chǎn)力尚未形成的階段,地區(qū)的比較優(yōu)勢主要體現(xiàn)為區(qū)位優(yōu)勢、自然條件、資源稟賦、勞動力富裕度等方面。改革開放初期,中國東部沿海省市憑借其區(qū)位優(yōu)勢首先實施對外開放,實現(xiàn)市場融合。與此相反,西部地區(qū)并不存在天然的區(qū)位優(yōu)勢,且地理條件相對惡劣,因而其市場一體化水平長期較低。但隨著對外開放范圍的擴大以及區(qū)位優(yōu)勢的重要性逐步降低,西部地區(qū)的市場一體化進程也相應加快,因而呈現(xiàn)出圖2所示的變化趨勢。
促進國內(nèi)市場一體化是中國應對當前階段經(jīng)濟減速、增長動力不足的重要舉措。于是,了解市場一體化的實際情況對于制定相關政策來說至關重要。為此,本文從區(qū)域價格收斂這一視角出發(fā),利用價格β收斂空間計量模型來測度和分析中國國內(nèi)市場一體化的演變特征及其地區(qū)差異。同時,采用非參數(shù)時變系數(shù)面板模型進行穩(wěn)健性檢驗,以確保研究結論的可信性?;?995—2018年中國31個省份相對價格水平數(shù)據(jù),本文的測度結果表明:1995年以來,中國國內(nèi)市場一體化進程總體向好發(fā)展,但其速度呈現(xiàn)出“下降—上升—小幅回落—企穩(wěn)回升”的階段性變化特征。
詳細分析表明,市場一體化水平在不同時期的階段性變化基本與當時宏觀經(jīng)濟形勢、重大政府決策(如財政改革、加入WTO、供給側結構性改革、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略等)以及地方政府行為等密切相關。也就是說,實證結果基本符合實際情況。雖然表現(xiàn)出階段性的演變特征,但從整體上來看,中國市場一體化水平在不斷提高,尤其1998年之后市場整合進程有大幅加速。本文認為,中國施行的相關改革政策以及對外開放程度的提高是推進中國市場一體化進程的主要原因。而在目前“三期疊加”的基本面下,改革已進入陣痛期和攻堅期,主要表現(xiàn)是前期改革紅利消失,新的改革紅利仍在培育中,這些都將導致市場一體化進程減緩。
可喜的是,近年來隨著自由貿(mào)易區(qū)在全國范圍內(nèi)紛紛建立,以及“一帶一路”倡議的深入實施,我國對外開放將續(xù)寫新格局,全國特別是中西部地區(qū)的對外開放水平將再次提速;同時,當前我國供給側結構性改革進入全面部署和攻堅階段,不斷加大淘汰落后產(chǎn)能力度,加速經(jīng)濟結構轉型升級,新舊動能加速轉換,深入推進財稅改革和簡政放權改革。所有這些都將有力地推動我國市場一體化進程。總之,可以預見,我國市場一體化即將迎來新一輪的發(fā)展機遇。
注 釋:
①價格是市場發(fā)揮資源配置作用的最核心機制,價格收斂與否是市場一體化水平的直接反映。因此,“一價定律”理論建立了區(qū)域價格收斂與國內(nèi)市場一體化水平之間的密切聯(lián)系。
②其中,公路里程數(shù)據(jù)來源于2018年《中國地圖集》。
③空間計量模型的空間效應可通過LM檢驗方法檢驗。若LM值不顯著,說明模型已經(jīng)消除了空間相關性。反之,則說明模型沒有有效地消除空間相關性。
④基于此,金融四十人論壇于2014年提出“政策穩(wěn)短期增長,改革保長期增長”這一見解,具體可以參見:http:∥www.cf40.org.cn/plus/view.php?aid=8919。
⑤其中,一個主要原因就是地區(qū)競爭下的大規(guī)模重復建設。
⑥許多學者通過測算中國國內(nèi)各地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構相似系數(shù),證實了20世紀90年代末期和21世紀初期中國存在較為嚴重的產(chǎn)業(yè)同構現(xiàn)象(Young,2000;李楨,2012;于良春和付強,2008)。
⑦也可以稱之為后危機時代。
⑧主要表現(xiàn)為前期改革紅利消失,新的改革紅利仍在培育之中。
⑨參見《2019長三角數(shù)字經(jīng)濟指數(shù)報告》。