洪 勇，張應(yīng)華

(九江學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，江西 九江 332005)

引 言

改革開放四十年來，中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長(zhǎng)，創(chuàng)造了世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展史上的“中國(guó)奇跡”。這主要得益于改革開放的制度紅利，特別是市場(chǎng)機(jī)制在資源配置中所發(fā)揮的重要作用。中外歷史發(fā)展的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)表明，隔離和分割的市場(chǎng)無(wú)法有效發(fā)揮出市場(chǎng)機(jī)制的作用?！八姑堋獥罡瘛倍ɡ碇赋?，分工會(huì)受到市場(chǎng)規(guī)模的限制，這意味著市場(chǎng)分割的存在會(huì)限制市場(chǎng)規(guī)模的擴(kuò)大和分工的發(fā)展，進(jìn)而阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。改革開放以來雖然中國(guó)市場(chǎng)一體化進(jìn)程有了很大的發(fā)展，但市場(chǎng)整合程度與發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體相比仍有不小的差距，這使得我國(guó)沒能充分享受到大市場(chǎng)所帶來的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。因此，打破區(qū)域市場(chǎng)分割與封鎖，促進(jìn)市場(chǎng)融合，早日建成統(tǒng)一、開放、競(jìng)爭(zhēng)、有序的市場(chǎng)體系，最大限度地發(fā)揮市場(chǎng)機(jī)制在資源配置中的決定性作用，已經(jīng)成為我國(guó)在深化市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革過程中所面臨的重大現(xiàn)實(shí)問題。

伴隨著我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革的逐步推進(jìn)，有關(guān)中國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割的研究逐漸成為學(xué)術(shù)界的一個(gè)研究熱點(diǎn)。而準(zhǔn)確測(cè)度國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割程度則是這一研究領(lǐng)域中最基礎(chǔ)同時(shí)也是最重要的問題?，F(xiàn)有文獻(xiàn)測(cè)度市場(chǎng)分割的方法主要有生產(chǎn)法(Young，2000；范劍勇，2004；白重恩等，2004)[1-3]、貿(mào)易法(Poncet，2003；張昊，2016；Hayakawa，2017)[4-6]、經(jīng)濟(jì)周期法(Poncet和Rondeau，2004；黃玖立等，2011；黃晶，2014)[7-9]、技術(shù)效率法(鄭毓盛和李崇高，2003)[10]、問卷調(diào)查法(李善同等，2006)[11]、產(chǎn)需法(張昊，2014)[12]、需求—價(jià)格法(洪勇和許統(tǒng)生，2016)[13]、價(jià)格法(桂琦寒等，2006；陸銘和陳釗，2009；洪勇，2016；范欣等，2017；劉剛，2018)[14-18]。采用上述各種方法，學(xué)者們對(duì)中國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割水平進(jìn)行了測(cè)度，盡管得到的結(jié)果不盡相同，但研究者們普遍認(rèn)為中國(guó)確實(shí)存在相當(dāng)程度的市場(chǎng)分割。上述眾多方法中，價(jià)格法以經(jīng)“冰山成本”模型修正的一價(jià)定律為基礎(chǔ)，具有較好的理論基礎(chǔ)，同時(shí)，價(jià)格法所需的商品分類價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)比較容易獲取，故其成為學(xué)者們?cè)跍y(cè)度市場(chǎng)分割時(shí)最普遍采用的方法。本文后續(xù)測(cè)度中國(guó)省區(qū)間市場(chǎng)分割水平時(shí)也采用該方法。

中國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割的影響因素也是學(xué)者們普遍關(guān)心的問題。經(jīng)過文獻(xiàn)梳理筆者發(fā)現(xiàn)，影響中國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割的因素具有多樣性，總的來說可分為制度因素、技術(shù)因素和自然因素。制度因素是指不同地區(qū)受政治、經(jīng)濟(jì)、文化等人為因素的影響，形成以政府為主導(dǎo)的地方保護(hù)，從而造成的市場(chǎng)分割。由制度因素引起的市場(chǎng)分割又可以分為分權(quán)式改革所引起的市場(chǎng)分割(劉小勇和李真，2008；羅勇和劉錦華，2016)[19-20]、地方官員內(nèi)在的政治升遷激勵(lì)所形成的市場(chǎng)分割(Li和Zhou，2005；皮亞彬，2016)[21-22]、地方政府的趕超戰(zhàn)略所導(dǎo)致的市場(chǎng)分割(林毅夫和劉培林，2004；Zhao和Zhou，2017)[23-24]、地方政府相互之間競(jìng)爭(zhēng)所造成的市場(chǎng)分割(周業(yè)安，2003；鄧明，2014)[25-26]。技術(shù)因素是指不同地區(qū)由于技術(shù)水平、勞動(dòng)者素質(zhì)存在差異所造成的市場(chǎng)分割(鄭毓盛和李崇高，2003；陸銘和陳釗，2004；陳敏等，2007)[10,27,28]。自然因素是指不同地區(qū)受到客觀存在空間距離的影響所形成的市場(chǎng)分割(Poncet，2003；陳敏等，2007；趙永亮，2012)[4,28,29]，由于基礎(chǔ)設(shè)施能有效地“縮短”空間距離，故而能緩解距離所造成的市場(chǎng)分割(Faber，2014；Ke，2014)[30-31]。此外，還有學(xué)者研究了對(duì)外開放對(duì)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割的影響，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在著“倒U型”關(guān)系，即當(dāng)對(duì)外開放處于較低水平時(shí)，開放水平提高會(huì)加劇國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割，當(dāng)對(duì)外開放處于較高水平時(shí)，進(jìn)一步開放則能提高國(guó)內(nèi)市場(chǎng)整合水平(洪勇，許統(tǒng)生，2016;陳敏等，2007；宋冬林等，2014)[13,28,32]。

總的來說，現(xiàn)有文獻(xiàn)圍繞著中國(guó)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割的測(cè)度和影響因素展開了較為深入的探索，這為本文的研究打下了堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)，但不同地區(qū)的市場(chǎng)分割通常在空間上存在著相互作用，即某個(gè)地區(qū)的市場(chǎng)分割往往受到其他地區(qū)市場(chǎng)分割的影響，如果依然使用文獻(xiàn)中普遍采用的普通計(jì)量模型，則會(huì)使分析結(jié)果出現(xiàn)偏誤甚至是錯(cuò)誤，此時(shí)需要采用能捕捉這種空間效應(yīng)的空間計(jì)量模型來進(jìn)行分析。本文正是基于省區(qū)間市場(chǎng)分割相互影響所進(jìn)行的研究。

一、中國(guó)省區(qū)間商品市場(chǎng)分割程度測(cè)度

在測(cè)度中國(guó)省區(qū)間市場(chǎng)分割水平時(shí)，本文借鑒桂琦寒等(2006)[14]與陳敏等(2007)[28]的相對(duì)價(jià)格法計(jì)算不同省區(qū)間相對(duì)價(jià)格的方差，然后將兩兩計(jì)算得到的方差按各省區(qū)進(jìn)行歸集，其結(jié)果就可以用來衡量各省區(qū)的市場(chǎng)分割水平。具體地，本文將采用三維數(shù)據(jù)(時(shí)間×地區(qū)×商品種類)，時(shí)間范圍為1998—2017年，地區(qū)范圍為30個(gè)省區(qū)(由于數(shù)據(jù)缺失，不包含西藏自治區(qū))，商品種類包括食品、飲料煙酒、服裝鞋帽、紡織品、家用電器、文體用品、日用品、化妝品、首飾、中西藥品、書報(bào)雜志、燃料、建筑材料等13類商品。

從圖1-4中可以發(fā)現(xiàn)中國(guó)及各省區(qū)在1998—2017年間市場(chǎng)分割具有如下特點(diǎn)：首先，20年間30個(gè)省區(qū)的市場(chǎng)分割程度雖有所下降，但市場(chǎng)整合進(jìn)程也出現(xiàn)了較大波折，并非一帆風(fēng)順，特別是2002年和2008年各省區(qū)市場(chǎng)分割程度出現(xiàn)了明顯的上升。這可能是因?yàn)橹袊?guó)在2001年底加入了WTO，使得次年各省區(qū)加強(qiáng)了外向經(jīng)貿(mào)聯(lián)系，短期內(nèi)造成了國(guó)外市場(chǎng)部分替代了國(guó)內(nèi)市場(chǎng)，從而降低了省區(qū)間的市場(chǎng)一體化程度；而2008年市場(chǎng)分割程度上升的原因可能是當(dāng)年發(fā)生的國(guó)際金融危機(jī)。由于各省區(qū)地方政府為了防止金融危機(jī)對(duì)本地區(qū)的沖擊，紛紛采取了保護(hù)主義措施，加強(qiáng)了對(duì)本地市場(chǎng)的保護(hù)，從而惡化了市場(chǎng)分割程度。其次，雖然各省區(qū)市場(chǎng)分割程度有所不同，但其市場(chǎng)分割進(jìn)程卻大致同步，這很可能是由于各省區(qū)市場(chǎng)分割及地方政府策略具有空間依賴性造成的。一個(gè)省區(qū)的市場(chǎng)分割程度不僅受本地相關(guān)因素的影響，還會(huì)受其他省區(qū)市場(chǎng)分割的作用；地方政府的市場(chǎng)策略同樣也存在類似的情況，某個(gè)地方政府采取市場(chǎng)保護(hù)措施，往往會(huì)激起其他地方政府采取相似的措施，因此，不同地區(qū)的市場(chǎng)分割水平和政府策略不是孤立的，它們之間存在著空間影響，在分析此類問題時(shí)必須要考慮不同空間單元之間的空間依賴性。最后，在三大地區(qū)中，東部地區(qū)市場(chǎng)分割程度最低，西部最高，中部居于兩者之間，這一市場(chǎng)分割的區(qū)域分布狀況與我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展格局是相契合的，這表明市場(chǎng)分割與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間存在著一定程度的負(fù)相關(guān)。

圖1 東部各省區(qū)市場(chǎng)分割情況

圖2 中部各省區(qū)市場(chǎng)分割情況

圖3 西部各省區(qū)市場(chǎng)分割情況

圖4 中國(guó)及三大地區(qū)市場(chǎng)分割情況

二、市場(chǎng)分割影響因素分析

由于不同省區(qū)的市場(chǎng)分割并不是孤立的，有可能存在著空間依賴性，因此，在使用計(jì)量模型對(duì)中國(guó)省區(qū)間市場(chǎng)分割的影響因素進(jìn)行分析之前，有必要確認(rèn)在模型中是否存在空間效應(yīng)，如果存在就應(yīng)該采用空間計(jì)量模型加以分析，否則，應(yīng)使用普通計(jì)量模型。

(一)空間相關(guān)性檢驗(yàn)

文獻(xiàn)中檢驗(yàn)空間相關(guān)性的指標(biāo)主要有全局Moran’s I指數(shù)、Geary’s C指數(shù)、Getis-Ord’s G指數(shù)、Cliff-Ord Statistic、Joint-count Statistic等。本文選取全局Moran’s I指數(shù)、Geary’s C指數(shù)來進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)。一般來說，全局Moran’s I指數(shù)、Geary’s C指數(shù)通常只能用于截面數(shù)據(jù)的空間計(jì)量模型，無(wú)法對(duì)面板數(shù)據(jù)空間計(jì)量模型進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)，為此本文借鑒李立等(2015)[33]的做法，使用分塊矩陣K代替全局Moran’s I指數(shù)和Geary’s C指數(shù)中的傳統(tǒng)空間權(quán)重矩陣，則這兩個(gè)指數(shù)就可以擴(kuò)展到面板數(shù)據(jù)的空間相關(guān)性檢驗(yàn)中。分塊空間權(quán)重矩陣的運(yùn)算如下所示：

K=IT?W

(1)

其中，K為NT×NT的分塊矩陣，用以替代傳統(tǒng)的空間權(quán)重矩陣；IT為T×T單位矩陣；W為N×N的傳統(tǒng)空間權(quán)重矩陣；?為克羅內(nèi)克積。相應(yīng)的全局Moran’s I指數(shù)和Geary’s C指數(shù)分別為(2)式和(3)式所示。

(2)

(3)

表1 四種空間權(quán)重矩陣下的空間相關(guān)性檢驗(yàn)

從表1的計(jì)算結(jié)果看，在相鄰空間權(quán)重矩陣Wa、距離空間權(quán)重矩陣Wd、經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣We、新經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣Wn下 (四種空間權(quán)重矩陣將在下文詳細(xì)介紹)，Moran’s I指數(shù)都為正，且其標(biāo)準(zhǔn)化指數(shù)都是高度顯著的；Geary’s C指數(shù)都小于1，且其標(biāo)準(zhǔn)化指數(shù)至少在5%的水平下是顯著的，這都說明存在顯著的正空間相關(guān)性，因此，在后續(xù)中國(guó)省區(qū)間市場(chǎng)分割影響因素分析中就需要考慮省區(qū)間的空間效應(yīng)。

(二)面板數(shù)據(jù)空間計(jì)量分析

1.面板數(shù)據(jù)空間計(jì)量模型

由于上文所做的空間相關(guān)性檢驗(yàn)表明省區(qū)間存在空間效應(yīng)，如果忽視省區(qū)間的空間依賴性和溢出效應(yīng)進(jìn)行普通面板模型估計(jì)，將不可避免地造成估計(jì)結(jié)果的偏誤，因此引入空間計(jì)量模型進(jìn)行分析。經(jīng)典的空間計(jì)量模型主要有空間滯后模型(SAR)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)。Elhorst(2003)[34]、Lee和Yu(2010)[35]、Lesage和Pace(2010)[36]分別將模型引入面板數(shù)據(jù)分析中，提出了面板數(shù)據(jù)空間滯后模型(SAR-Panel)、面板數(shù)據(jù)空間誤差模型(SEM -Panel)和面板數(shù)據(jù)空間杜賓模型(SDM -Panel)，各模型具體形式如下。

面板數(shù)據(jù)空間滯后模型：

yit=ρw′iyt+x′itβ+μi+γt+εit

(4)

面板數(shù)據(jù)空間誤差模型：

yit=x′itβ+μi+γt+ξit，ξit=λw′iξt+εit

(5)

面板數(shù)據(jù)空間杜賓模型：

yit=ρw′iyt+x′itβ+w′iXtδ+μi+γt+εit

(6)

2.變量與數(shù)據(jù)

由于地方政府保護(hù)是造成市場(chǎng)分割的重要因素(皮亞彬，2016；Zhao和Zhou，2017；宋馬林和金培振，2016)[22,24,38]，故本文將地方政府保護(hù)作為模型的核心解釋變量。通常直接度量地方政府保護(hù)程度比較困難，筆者借鑒文獻(xiàn)常用的做法，即根據(jù)政府保護(hù)的動(dòng)機(jī)和手段這兩個(gè)方面對(duì)地方政府保護(hù)行為進(jìn)行間接度量。地方政府保護(hù)的主要?jiǎng)訖C(jī)通常有兩個(gè)，一是降低本地失業(yè)率，二是保護(hù)國(guó)有經(jīng)濟(jì)以提高地方政府對(duì)本地經(jīng)濟(jì)的控制力。地方財(cái)政支出則是地方保護(hù)的主要手段，地方財(cái)政支出比重越高，地方政府干預(yù)本地經(jīng)濟(jì)的能力就越強(qiáng)。財(cái)政支出比重(Finance)數(shù)據(jù)用一般預(yù)算支出與地區(qū)生產(chǎn)總值之比計(jì)算得到；失業(yè)率(Unemp)數(shù)據(jù)用城鎮(zhèn)登記失業(yè)人數(shù)除以城鎮(zhèn)單位就業(yè)人數(shù)與城鎮(zhèn)登記失業(yè)人數(shù)的和計(jì)算得到；國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重(Soe)數(shù)據(jù)用國(guó)有在崗職工人數(shù)與在崗職工總?cè)藬?shù)之比計(jì)算得到。

控制變量包括對(duì)外開放水平、物流發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)規(guī)模。對(duì)外開放水平(Trade)用貿(mào)易依存度表示，其數(shù)據(jù)用進(jìn)出口總額與GDP之比計(jì)算得到；物流發(fā)展水平(Logis)用人均貨運(yùn)周轉(zhuǎn)量表示，其數(shù)據(jù)是用年貨運(yùn)量與年末總?cè)丝谥扔?jì)算得到；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Income)用人均實(shí)際收入表示，其數(shù)據(jù)是用職工工資總額與年末總?cè)丝谥扔?jì)算得到，各年職工工資總額均按2000年不變價(jià)格進(jìn)行換算；市場(chǎng)規(guī)模(Retail)直接用社會(huì)消費(fèi)品零售總額加以表示，該變量數(shù)據(jù)也按2000年不變價(jià)格進(jìn)行換算。上述各變量數(shù)據(jù)均來自于各省區(qū)的統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。在后續(xù)實(shí)證分析中物流發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)規(guī)模這幾個(gè)變量均作了自然對(duì)數(shù)處理。

3.空間計(jì)量模型選擇

在進(jìn)行中國(guó)省區(qū)間市場(chǎng)分割影響因素的空間計(jì)量分析時(shí)，為了在面板數(shù)據(jù)空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓模型中選出最優(yōu)模型，筆者先使用這三個(gè)模型分別進(jìn)行估計(jì)，然后根據(jù)相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)選擇確定最優(yōu)的模型，并在此基礎(chǔ)上展開后續(xù)研究。由于存在空間相關(guān)性，如果使用OLS進(jìn)行估計(jì)，會(huì)得到有偏且非一致的估計(jì)結(jié)果，故筆者采納Lee和Yu (2010)[35]、Elhorst(2010)[39]的建議，使用準(zhǔn)極大似然法(QMLE)進(jìn)行估計(jì)。另外，為了與空間計(jì)量分析進(jìn)行比較，本文還做了普通面板數(shù)據(jù)分析(為了保證可比性，普通面板數(shù)據(jù)分析使用的也是極大似然法)。分析結(jié)果如表2所示。

LM-error35.7247[0.0000]42.4427[0.0000]R-LM-error0.2987[0.5847]0.0174[0.8950]AdjustedR20.85100.84390.8556N600600600600

表2第(1)列給出的是普通面板分析，第(2)、(3)、(4)列是空間面板分析，空間面板分析中使用的權(quán)重矩陣都是相鄰空間權(quán)重矩陣Wa，即主對(duì)角線元素均為0，非主對(duì)角線元素(i，j)的取值取決于第i和第j個(gè)省區(qū)是否存在共同邊界，如果存在共同邊界，其值為1，否則，其值為0。對(duì)比普通面板和空間面板，兩者雖然在估計(jì)系數(shù)的符號(hào)上是一致的，但空間面板分析中所估系數(shù)的顯著性明顯好于普通面板，且空間面板的對(duì)數(shù)似然函數(shù)(LLF)都比普通面板大，而赤池信息準(zhǔn)則(AIC)都比普通面板小，此外，第(2)、(4)列空間滯后和空間杜賓模型中的空間自回歸系數(shù)ρ都是高度顯著的，第(3)列空間誤差模型中的空間誤差系數(shù)λ也是高度顯著的，高度顯著的ρ和λ佐證了空間相關(guān)性的存在，因此使用空間面板分析比普通面板更合適。

再來看表2第(2)、(3)列的空間滯后和空間誤差模型，根據(jù)Anselin和Florax(1995)[40]的建議，如果空間滯后模型的LM檢驗(yàn)(LM-lag)比空間誤差模型LM檢驗(yàn)(LM-error)更顯著，且空間滯后模型的穩(wěn)健LM檢驗(yàn)(R-LM-lag)顯著，而空間誤差模型的穩(wěn)健LM檢驗(yàn)(R-LM-error)不顯著，則空間滯后模型比空間誤差模型更合適；反之，如果空間誤差模型的LM檢驗(yàn)比空間滯后模型LM檢驗(yàn)更顯著，且空間誤差模型的穩(wěn)健LM檢驗(yàn)顯著，而空間滯后模型的穩(wěn)健LM檢驗(yàn)不顯著，則空間誤差模型比空間滯后模型更合適。從表2第(2)列的空間滯后模型估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，空間滯后模型的LM-lag檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(36.9104)比LM-error檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(35.7247)更顯著，其R-LM-lag檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在10%的水平上是顯著的，而R-LM-error檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量不顯著；第(3)列空間誤差模型的結(jié)果也是LM-lag檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(45.3581)比LM-error檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(42.4427)更顯著，R-LM-lag檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在10%的水平上是顯著的，而R-LM-error檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量不顯著。此外，從對(duì)數(shù)似然函數(shù)(LLF)、赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和校正的R2來看，空間滯后模型都優(yōu)于空間誤差模型，這表明空間誤差模型比空間滯后模型更合適。

從前述(4)式和(6)式可知，空間杜賓模型是在空間滯后模型的基礎(chǔ)上引入了解釋變量的空間滯后，因此，從理論上看空間杜賓模型比空間滯后模型更完善。從實(shí)際情況看，表1第(4)列對(duì)解釋變量空間滯后系數(shù)全為0的LR檢驗(yàn)在1%的水平是顯著的，表明部分或全部解釋變量的空間滯后對(duì)被解釋變量確實(shí)存在空間影響。另外，空間杜賓模型的對(duì)數(shù)似然函數(shù)(LLF)、赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和校正的R2也都好于空間滯后模型，故本文最終將使用空間杜賓模型對(duì)中國(guó)省區(qū)間市場(chǎng)分割的影響因素進(jìn)行分析。至于各解釋變量及其空間滯后如何影響中國(guó)省區(qū)間市場(chǎng)分割的問題，筆者將在下面進(jìn)行詳細(xì)討論。

4.空間權(quán)重矩陣選擇

雖然距離空間權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣可以解決相鄰空間權(quán)重矩陣的缺陷，但它們也存在不足，這兩個(gè)矩陣中的元素所表征的兩個(gè)省區(qū)間的相互影響是相同的，即它們關(guān)于主對(duì)角線是對(duì)稱的，但現(xiàn)實(shí)情況通常是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的省區(qū)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低的省區(qū)能產(chǎn)生更大的空間影響。為此，借鑒葉阿忠等(2015)[41]的做法，引入新經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣Wn，具體形式如下：

表3 基于不同空間權(quán)重矩陣的SDM分析

比較表3中四種不同權(quán)重矩陣的估計(jì)結(jié)果可知，各解釋變量及其空間滯后的估計(jì)系數(shù)符號(hào)完全相同，第(4)列的系數(shù)顯著性略好于其他三列；各列的空間自回歸系數(shù)ρ都是高度顯著的。其中，第(4)列的系數(shù)值比其他三列都要大，表明在新經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣下，各省區(qū)的市場(chǎng)分割對(duì)其他省區(qū)產(chǎn)生了更大的空間溢出效應(yīng)；第(4)列的對(duì)數(shù)似然函數(shù)、校正R2比其他三列都大，而赤池信息準(zhǔn)則比其他三列都小，這些都表明相比于第(1)、(2)、(3)列，第(4)列的估計(jì)結(jié)果更理想，因此，下文對(duì)模型的解釋是基于表3第(4)列的估計(jì)結(jié)果展開的。

5.估計(jì)結(jié)果分析

表3第(4)列估計(jì)得到的空間自回歸系數(shù)ρ顯著為正，表明中國(guó)省區(qū)間的市場(chǎng)分割存在正的空間溢出效應(yīng)，即某個(gè)省區(qū)市場(chǎng)分割水平提高會(huì)導(dǎo)致其他省區(qū)市場(chǎng)分割水平也提高，這很可能是因?yàn)槟硞€(gè)地方政府采取限制其他省區(qū)商品流入本地市場(chǎng)的保護(hù)措施招致了其他地方政府的“以牙還牙”政策。因此，當(dāng)某個(gè)地方政府采取保護(hù)措施提高本地市場(chǎng)分割程度時(shí)，導(dǎo)致其他地方政府采取類似措施從而也提高了市場(chǎng)分割程度。

對(duì)核心解釋變量而言，財(cái)政支出比重的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明本地財(cái)政支出比重提高會(huì)阻礙市場(chǎng)一體化，這是因?yàn)殡S著財(cái)政支出比重提高，地方政府保護(hù)本地市場(chǎng)的能力得到增強(qiáng)，保護(hù)范圍擴(kuò)大，保護(hù)程度加深。失業(yè)率的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明隨著失業(yè)率上升，地方政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)的動(dòng)機(jī)會(huì)增強(qiáng)，傾向于采用保護(hù)措施來提升本地就業(yè)，從而惡化了本地市場(chǎng)分割水平。國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重的估計(jì)系數(shù)顯著為正，意味著隨著國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重的提高，地方政府對(duì)本地經(jīng)濟(jì)的控制力增強(qiáng)，可以更有效地進(jìn)行地方保護(hù)。對(duì)控制變量而言，對(duì)外開放水平、物流發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)規(guī)模的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，說明隨著對(duì)外開放水平、物流發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高和市場(chǎng)規(guī)模的擴(kuò)大，本地市場(chǎng)分割水平會(huì)下降，有利于促進(jìn)市場(chǎng)整合。

再來看各解釋變量的空間滯后對(duì)市場(chǎng)分割水平的影響。財(cái)政支出比重的空間滯后系數(shù)顯著為負(fù)，表明隨著其他省區(qū)財(cái)政支出比重提高，本地市場(chǎng)分割水平會(huì)下降。這可能是因?yàn)楫?dāng)其他省區(qū)財(cái)政支出比重提高時(shí)，其他省區(qū)地方政府保護(hù)能力增強(qiáng)，市場(chǎng)分割水平提高，此時(shí)其他省區(qū)之間的經(jīng)貿(mào)往來會(huì)減少，而其他省區(qū)與本省區(qū)之間的經(jīng)貿(mào)聯(lián)系就相對(duì)更多，本地市場(chǎng)相對(duì)其他省區(qū)市場(chǎng)而言就更開放，故本地市場(chǎng)分割程度有所下降。失業(yè)率的空間滯后系數(shù)顯著為正，說明其他省區(qū)失業(yè)率的上升，會(huì)提高本地市場(chǎng)分割水平?？赡艿脑蚴瞧渌^(qū)失業(yè)率上升會(huì)導(dǎo)致失業(yè)人員流入到本地，地方政府為了保護(hù)本地就業(yè)，從而采取相關(guān)措施，進(jìn)而惡化了本地市場(chǎng)分割水平。國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重的空間滯后系數(shù)雖然為正，但并不顯著，表明其他省區(qū)國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重提高不會(huì)對(duì)本地市場(chǎng)分割水平造成實(shí)質(zhì)性影響。對(duì)外開放水平和市場(chǎng)規(guī)模的空間滯后系數(shù)顯著為負(fù)，意味著其他省區(qū)對(duì)外開放水平提高和市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大，會(huì)促進(jìn)本地市場(chǎng)一體化，弱化本地市場(chǎng)分割。其內(nèi)在機(jī)理是：當(dāng)其他省區(qū)對(duì)外開放水平提高時(shí)，通常會(huì)引致其對(duì)內(nèi)開放水平的提高(Wong，2012)[42]，相應(yīng)會(huì)降低對(duì)本地商品流入的限制；而其他省區(qū)市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大，自然會(huì)增加對(duì)本地商品的需求，這兩方面的原因都會(huì)促進(jìn)本地商品的跨省區(qū)流動(dòng)，從而降低本地市場(chǎng)分割水平。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的空間滯后系數(shù)顯著為正，表明隨著其他省區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高，本地市場(chǎng)分割程度會(huì)惡化。這可能是因?yàn)榈胤秸賳T間存在晉升博弈的競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系，使得本地官員對(duì)其他省區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高所作出的反應(yīng)導(dǎo)致的(如為了趕超其他省區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，限制其他省區(qū)商品流入本地市場(chǎng)等)。物流發(fā)展水平的空間滯后系數(shù)不顯著，說明其他省區(qū)物流發(fā)展水平對(duì)本地市場(chǎng)分割的影響可以忽略不計(jì)。

四、結(jié)論與政策建議

本文基于中國(guó)30個(gè)省區(qū)1998—2017年的數(shù)據(jù)，采用價(jià)格法測(cè)度了中國(guó)省區(qū)間商品市場(chǎng)分割程度，在此基礎(chǔ)上使用空間面板計(jì)量模型分析了省區(qū)間商品市場(chǎng)分割的影響因素，研究得到了以下結(jié)論：(1)1998—2017年中國(guó)30個(gè)省區(qū)間的市場(chǎng)分割程度有所下降，但其進(jìn)程也出現(xiàn)了較大波折，并非一帆風(fēng)順；(2)中國(guó)省區(qū)間商品市場(chǎng)分割程度會(huì)隨著財(cái)政支出比重、失業(yè)率、國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重的上升而惡化，而對(duì)外開放水平、物流發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)規(guī)模的提高能降低市場(chǎng)分割程度，促進(jìn)市場(chǎng)整合；(3)中國(guó)省區(qū)間市場(chǎng)分割存在正的空間溢出效應(yīng)，某個(gè)省區(qū)市場(chǎng)分割水平提高會(huì)導(dǎo)致其他省區(qū)市場(chǎng)分割水平也提高；(4)空間溢出效應(yīng)不僅表現(xiàn)為不同省區(qū)間市場(chǎng)分割的相互影響，而且某一省區(qū)的市場(chǎng)分割還會(huì)受到其他省區(qū)某些因素的影響。具體地，某一省區(qū)的市場(chǎng)分割水平會(huì)隨著其他省區(qū)財(cái)政支出比重、對(duì)外開放水平、市場(chǎng)規(guī)模的提高而降低，隨著其他省區(qū)失業(yè)率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高而提高，而國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重和物流發(fā)展水平的影響可以忽略不計(jì)。

為了早日實(shí)現(xiàn)中國(guó)區(qū)域市場(chǎng)整合，從而充分享受統(tǒng)一市場(chǎng)帶來的好處，建議省級(jí)地方政府應(yīng)從如下方面入手：(1)由于區(qū)域間存在空間溢出效應(yīng)，各省級(jí)地方政府在制定和出臺(tái)相關(guān)政策時(shí)不應(yīng)該只考慮該政策在本省區(qū)的影響，還應(yīng)考慮該政策對(duì)其他省區(qū)的影響以及其他省區(qū)對(duì)該政策的反應(yīng)，這樣才能提高政策的有效性。為此，各省級(jí)地方政府應(yīng)該建立一個(gè)溝通與交流的機(jī)制或平臺(tái)，在政策出臺(tái)前應(yīng)進(jìn)行多方協(xié)商與商議；此外，中央政府應(yīng)該站在全局的高度，從更高的層面起到統(tǒng)一指導(dǎo)和居中協(xié)調(diào)的作用，這樣能從政策層面更好地促進(jìn)中國(guó)省區(qū)間的市場(chǎng)整合；(2)各省級(jí)地方政府要按照市場(chǎng)規(guī)律科學(xué)合理地安排財(cái)政支出，削減與市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)規(guī)律不相符的支出，嚴(yán)格控制財(cái)政支出規(guī)模，最大限度地減輕政府財(cái)政支出對(duì)市場(chǎng)整合的不利影響；(3)通過提供再就業(yè)培訓(xùn)、充分透明的就業(yè)信息、完善人才交流市場(chǎng)和機(jī)制等市場(chǎng)化手段努力降低失業(yè)率，這能減輕地方政府在就業(yè)問題上的壓力，進(jìn)而在一定程度上削弱地方政府分割市場(chǎng)的動(dòng)機(jī)；(4)進(jìn)一步明確地方政府職能，從制度上隔絕地方政府對(duì)國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)的干預(yù)，使國(guó)有企業(yè)能真正的完全自主經(jīng)營(yíng)。