詹新宇，董红霞，王一欢

一、引言与文献综述

中共十九大报告明确指出，我国经济发展的战略目标就是要建设现代化经济体系，必须坚持质量第一、效益优先，以供给侧结构性改革为主线，推动经济发展质量变革、效率变革和动力变革，提高全要素生产率。但是，经济发展质量的提升很大程度上受制于地区间的市场一体化水平。2020 年5 月公布实施的《中共中央 国务院关于新时代加快完善社会主义市场经济体制的意见》指出，要逐步清理废除妨碍全国统一市场和公平竞争的存量政策，这表明打破市场分割，建立全国统一大市场，是形成“双循环”新发展格局、助推经济高质量发展的潜在动力。

学界对于国内市场一体化程度进行了大量的研究。一开始，研究集中在我国市场一体化的发展趋势，一部分人认为我国市场分割是越演越烈的[1]，另一部分人用其他的研究方法证明我国市场分割是渐趋缓和的[2-3]。随着我国市场化程度不断推进，人们逐渐把对国内市场一体化的研究重点放到了各个方面。盛斌和毛其淋认为贸易开放和国内市场一体化对经济增长有促进作用，且二者在影响方面有替代关系[4]；刘毓芸等实证分析发现方言上的不同显著增强了相邻两县间的资源错配，进而影响了国内市场一体化进程[5]；丁从明等通过人工合成城市圈的方法研究了市场分割的文化起因，发现方言多样性是阻碍国内市场一体化的主要因素[6]。直到近些年，经济发展质量广受关注，在这一方面不同学者的研究结论趋于一致：市场分割使国内市场一体化进程放缓，制约了技术创新能力，带来了巨大的效率损失[7-8]。

综上，虽然已有学者对国内市场一体化进行了较为详实的研究，但是仍旧存在不足之处，如在用价格法测算市场一体化指数时，几乎所有学者都是从省层面出发，利用各种价格指数测算，仅有一小部分学者的研究涉及市场一体化与经济发展质量的关系。因此，有必要更为深入地研究。

与已有研究相比，本文的创新点主要表现在如下几个方面：第一，用目前较为流行的OP、LP和ACF 方法而不是传统的索洛余值法来测算全要素生产率，在一定程度上降低了估计结果的随机性。第二，在地级市层面计算市场一体化指数。第三，把地级市层面的市场一体化程度与上市公司的全要素生产率匹配，更加微观地反映了二者之间的关系，能使国内市场一体化的经济效应进一步明晰化。

本文以下结构安排为：第二部分阐述国内市场一体化程度和经济发展质量的演进历程，并提出文章假说；第三部分给出计量模型，讲述各项指标构造方法，并进行各个变量的描述性统计；第四部分进行实证分析和稳健性检验；第五部分在基准模型的基础上进行机制检验以及异质性检验；第六部分是本文的研究结论和政策启示。

二、制度背景与研究假说

我国市场一体化进程与市场分割有着深刻的制度背景。改革开放伊始，我国就形成了块块封锁的市场分割状况。大多数研究认为我国的市场分割起源于20 世纪80 年代的放权让利、行政性分权[9]，这项制度在激发地方发展积极性、激活企业发展动力的同时也带来了处于经济转轨时期的特有产物：地区间的市场分割。改革开放以来，尽管存在区域市场整合不均衡的情况，但是区域市场整合呈上升趋势。随着国家区域发展总体战略的相继实施，我国区域内基础设施体系得到实质性的改善，高效的通讯及道路等基础设施建设已初步完成，各区域市场分割程度都呈现出显著且稳定的下降趋势[10]，我国市场一体化程度在不断上升。

中华人民共和国自成立以来，有着许多可观的成就，但是，经济高速增长的同时也带来了一些急需解决的问题。比如：要素投入大但发展质量和效益不高；生产方式粗放而创新能力不够强；生态破坏、环境污染问题比较严重；与经济增长速度相比人民生活改善相对滞后，民生领域还有不少短板；城乡区域发展和收入分配差距较大等。这些问题说明，解决新的社会主要矛盾，单凭经济高速增长难以做到，必须实现高质量发展[11]。

区域经济作为我国经济板块的重要研究领域，不仅是高质量发展的重要支撑，也是各项政策和改革推进的重点[12]。区域一体化发展是提升效率的重要路径，有利于发挥地区规模效应，对实现研发要素的高效配置以及推进高技术产业一体化意义重大。区域一体化是实现高质量发展的必由之路。市场一体化究竟通过什么途径影响经济发展质量呢？通过文献梳理与归纳总结，本文找到三个重要中间量：第一，市场一体化通过影响交通设施的建设对经济发展质量产生作用；第二，市场一体化通过影响微观经济的投资回报对经济发展质量产生作用；第三，市场一体化通过影响社会的创新能力对经济发展质量产生作用。

基于上述理由，本文提出假说：市场一体化通过完善交通基础设施、提高投资回报以及激发创新潜能等三方面，对提升经济发展质量有显著的正向作用。

三、模型设计与变量说明

（一）模型设计

沿着吕冰洋和贺颖的思路，建立如下固定效应模型[13]：

其中，Quality 表示经济发展质量，是本文的被解释变量，Integ 表示市场一体化指数，是本文的核心解释变量，X 表示一系列控制变量。另外，模型中加入行业虚拟变量Industry、城市虚拟变量City、年份虚拟变量Year 用来分别固定行业、城市与年份固定效应。

（二）指标度量

1.市场一体化程度

k表示第k种商品。然后以去均值的方法得到：

最终用以计算方差的相对价格变动部分是：kijt q

根据理论分析可知，市场一体化程度与市场分割之间呈现反向关系，借鉴盛斌和毛其淋[4]使用的度量方法，将市场一体化指数(Integ)用以下式子来衡量：

本文选取7 类居民消费价格指数（不包括烟酒类）①不包含烟酒是因为很多市的烟酒数据在2001—2018年之间缺失某些年份，对样本数量产生较大影响。来计算地级市的市场分割指数。

在计算地级市的市场分割时，本文借鉴了丁从明等构造城市圈的方法来计算地级市的市场分割指标。此外，为了确保结果的稳健性，本文也计算了省内城市间的市场分割程度[13]。如果某市的自身数据充足但邻市数据缺失，用省内地级市的数据代替。由于数据缺失的原因，本文共计算了292 个地级行政级别城市的市场分割状况②剔除了四个直辖市，数据缺失的海南、安徽、云南、陕西、甘肃、青海和宁夏部分地级市。。

2.经济发展质量

实现高质量发展的一个重要措施就是稳定与提升全要素生产率。全要素生产率的概念发端于“索洛余值”的测度，索洛将技术进步率定义为将人均产出增长除去资本集约化增长后未被解释的部分。由于索洛余值法无法克服模型的内生性问题，于是Olley 和Pakes 基于一致半参数的估计方法，使用投资作为生产率的代理变量[15]，Levinsohn 和Petrin 又继承这两人的思路，采用中间投入品作为代理变量，进一步削减了内生性对生产率估计带来的偏差问题[16]。此外，ACF 方法把劳动引入中间函数，又削减了LP 法的内生性问题，提高了全要素生产率的精确性。本文利用全要素生产率来量化经济发展质量，并对这三种方法都进行了计算。具体来说，全要素生产率越高，经济发展质量越好。

3.其他控制变量

本文选取了地级市和企业两个层面的控制变量。

首先，市场分割是来自于地级市层面的数据，故本文控制了地方经济发展状况、财政基本情况以及其他可能影响各地区全要素生产率的因素，包括：人均GDP（PGDP），等于地级市人均GDP 的自然对数；每万人大学生数量(University)，即地级市每万人大学生数量的自然对数；政府财政压力（Stress），等于当期地方政府财政赤字规模与财政支出的比值。

其次，全要素生产率是基于上市公司的数据测算的，因此本文也控制了企业层面的变量，

引入与企业规模、资产结构以及发展质量等因素相关的企业基本情况方面的控制变量，并设置了可能影响企业全要素生产率的盈利相关指标，具体包括：企业规模（Scale、Employee），其中Scale 等于企业总资产的自然对数，Employee等于企业从业人员数量的自然对数；研发投入（RD），等于企业的研发投入除以营业收入；获取贷款能力（Loan ），等于企业的利息支出除以总资产。

为保证数据质量，本文剔除了以下样本：（1）金融行业的上市公司；（2）退市风险警示公司（ST公司）；（3）最终控制人不详的上市公司；（4）样本期间内所有权性质变化的公司；（5）缺失数据较多且无法补充的公司样本。

（三）数据说明

表1 列出了各个变量的统计结果，本文选取的样本期为2002—2018 年。之所以选取这个时间段，是因为2001 年居民消费价格指数统计指标发生变化且此前的数据质量不高。本文将市场一体化指标和全要素生产率合并后共得到220个城市的数据。居民消费价格指数的原始数据均来自各地级市统计年鉴与国民经济社会发展统计公报，被解释变量与企业层面的控制变量的原始数据均来自CSMAR 数据库，地级市层面的控制变量来自《中国城市统计年鉴》。Integ1 和Integ2 分别表示用相邻城市圈和省内城市圈的方法计算的市场一体化指数。为了剔除异常值对结果的影响，下文对所有的连续变量均进行了1%和99%的缩尾处理。

四、基准回归与稳健性检验

（一）基准回归分析

表2 中的观测值之所以与描述性统计中有差别，是因为在回归时删除了一部分市场分割指数存在缺失值的样本。从表中的结果可以看出，当只控制年份固定效应时，市场一体化对经济发展质量的影响在5%的显著性水平下为正，加入城市固定效应和行业固定效应以后，市场一体化对经济发展质量的影响在1%的显著性水平下为正。由此可见：区域市场一体化对经济发展质量存在显著的正向影响。

在控制变量中，对于城市经济发展质量而言：人均GDP 显著为正，说明良好的宏观经济运行状况会带来经济的高质量发展；大学生人数显著为正，说明人力资本的提高能够促进城市经济高质量发展；企业研发投入显著为正，说明企业创新强度越高，城市经济高质量发展水平越高；企业规模显著为正，说明企业自身资本雄厚，整合优质资源、突破技术壁垒的能力越强，全要素生产率提升越快。同时，控制变量中各变量的回归结果均比较稳定，在一定程度上说明计量方程设定的合理性。

表1 变量描述性统计

表2 基准回归结果

（二）稳健性检验

本文从以下几个方面进行了稳健性检验：第一，变更被解释变量的度量方式；第二，变更解释变量的度量方式；第三，剔除省会城市和计划单列市。

首先，本文用了较为流行的ACF 方法重新计算全要素生产率，结果显示在表3 的（1）列；其次，更换解释变量的度量方式，以共同位于一个省为依据计算，结果显示在表3 的第（2）列；再次，本文在原始数据中剔除省会城市和计划单列市，重新计算了市场一体化指数，看看在排除了这些特殊的样本之后，结果是否依然稳健，见表3 的第（3）列。各项结果均在不同水平下显著，并且符号符合预期，而且各个结果间的数值波动很小，进一步证实了基准模型的稳健性。

五、进一步分析

前面几个部分的分析证实了本文的假说：市场一体化水平的提高会显著提升辖区经济发展质量。那么，这种差异在不同地区、不同企业间有何区别？究竟什么样的中间机制导致了这种现象？基于这些考虑，本部分将进行异质性分析和中间机制探究。

（一）异质性分析

本文进行分地区回归后，得到的结果确实显示东、中、西、东北地区存在差异①东部地区有北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；中部地区包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包括重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、内蒙古、广西；东北地区包括黑龙江、吉林、辽宁。。结果显示在表4 之中，在这里（1）（2）（3）（4）的被解释变量依次是东、中、西和东北地区的用OP 法计算的全要素生产率。其中，在东部地区，市场一体化仍然对经济发展质量有显著的正向影响，但是中部、东北部和西部地区不再显著。由此可以看出，决策层近期开始力推的发达地区区域一体化政策取得了成效。其他地区虽然不显著，但是符号为正，这可能是因为区域地理条件、经济发展程度、产业结构以及对外开放程度等的不同造成的结果。所以，各地区都应重视区域一体化战略，加强区域各省份政府之间的合作，打破区域壁垒，消除区域之间的地方保护和市场分割，以促进城市经济高质量发展。

地域的差别会造成市场一体化对经济发展质量的不同影响，同理，企业间的差别也会产生不同的结果。因此本部分对企业间的融资约束、竞争程度进行异质性分析。

本文采用Hadloch和Pierce构建的SA指数来衡量企业的融资约束，公式为：SA=0.737*Sca le+0.043*Size²+0.04*Age。其中，Scale是企业规模，Age 是企业年龄，SA 指数越大，企业融资越难[17]。最后，计算得到SA 指数的均值，将大于均值的设置为1，反之为0，构造了融资约束的虚拟变量(FC)。

表3 稳健性检验：更换变量度量方式

此外，本文参考王怀明和吴春燕的做法，首先按照2012 年证监会发布的《上市公司分类行业指引》将样本内企业划分到不同行业，并计算企业每年的主营业务利润率；其次按照企业对应的行业，分类汇总每年度的行业平均主营业务利润率，求得样本期所有年度的行业平均主营业务利润率；最后计算全行业主营业务利润率的均值，据此为标准，大于均值取0，表示行业竞争小，小于均值取1，表示行业竞争大[18]。

为了检验这两个因素产生的影响，构建以下计量模型设置：

其中，dif 表示异质性因素，k=1 代表公司的融资约束（FC），k=2 代表企业的竞争程度（Compete）。

当k=1 时，计量结果显示在表4 的第（5）列，因变量采用op，可以看到，主效应仍然显著，交互项的系数显著为负，说明市场一体化对经济发展质量的正向影响会随着融资难度的上升而降低。当k=2 时，计量结果如表4 的第（6）列所示，与第（5）列的不同仅为交互的变量换成了行业竞争程度。主效应显著，另外，交互项系数显著为正昭示市场一体化对经济发展质量的正向影响会随着激烈行业竞争得到加强。

（二）机制分析

正如前文所述，市场一体化会通过影响交通设施、企业投资回报和创新能力来影响经济发展质量。本文运用如下中介效应模型检验上述渠道。

上述方程中Traffic 为虚拟变量，当上市公司办公地城市c 在t 年开通高铁则取值为1。ROA表示企业投资回报，用企业滞后一期的资产收益率测度。Innovation 代表企业创新能力，用企业的专利申请数量取对数表示。由于我国高铁从2008 年开始通车运行，因此本部分采用的是2008—2018 年的数据。表5 为市场一体化对经济发展质量的影响渠道检验结果。

根据表5 第（1）列结果可以发现，市场一体化提高了交通设施的建设，而根据第（2）列的结果，交通设施建设会显著提升经济发展质量。因此，市场一体化通过促进交通设施建设来提升经济发展质量。投资回报和企业创新同理见（3）（4）（5）（6）列。第（7）（8）列为相同样本下的实证结果，第（7）列未加中介变量，第（8）列同时加入了三个中介变量后发现，核心变量市场一体化系数的绝对值出现大幅下降，说明上述三个渠道是市场一体化影响经济发展质量的主要渠道。因此，市场一体化会通过促进交通设施建设、提高投资回报和增强创新能力等渠道来提升经济发展质量。

六、结论与启示

本文利用220 个地级市的面板数据，运用固定效应模型实证了市场一体化程度与经济发展质量之间的关系，结果显示市场一体化的上升显著提升了辖区内经济发展质量，从不同角度进行的稳健性检验都支持这一观点。因此，区域一体化能够有效减少流通交易成本，发挥区域市场的规模经济效应，促进产业专业化发展以及产业间的知识溢出，对实现商品和要素的优化配置，提升区域经济发展质量具有重要意义。通过本文的实证研究可发现，为提升辖区经济发展质量，需从以下几方面来促进市场一体化：第一，创造充分竞争、公平合理的营商环境。要充分发挥市场在资源配置中的决定性作用，破除发展壁垒，让各行业有活力、有效率地发展。第二，完善交通基础设施建设，实现全国互联互通。曾经被时空阻隔的商品和生产要素，得以在区域间高速流动，一个统一的大市场将推动国内和国际“双循环”在更高层面和更广空间实现良性互动[19]。第三，促进区域间的人才流动，助力企业创新活动的开展。各地必须因地制宜，制定有利于劳动力高效流动的政策，但是配套的措施也应跟上，比如说住房、家人问题，让人才“流得动”又“留得下”。

表5 影响机制分析