文献来源
余泳泽,胡山,杨飞.国内大循环的障碍:区域市场分割的效率损失[J].中国工业经济,2022,No.417(12):108-126.
一、研究背景
党的二十大报告强调，要加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局。建设全国统一大市场，充分发挥国内超大规模市场优势和内需潜力需要建立要素充分自由流动的一体化市场，提高资源配置效率与技术扩散速度。
建设全国统一大市场，充分发挥国内超大规模市场优势和内需潜力需要建立要素充分自由流动的一体化市场，提高资源配置效率与技术扩散速度。加快建设全国统一大市场，是建设高标准市场体系、构建高水平社会主义市场经济体制的必然选择，也是构建新发展格局的基础支撑和内在要求，有利于新形势下深化改革开放，更好利用发挥和巩固增强中国市场资源的巨大优势，全面推动中国市场实现由大到强。
二、文献综述
区域市场分割对经济绩效的影响究竟是促进还是抑制呢？
部分研究认为，区域市场分割与经济发展之间存在非线性关系。陆铭和陈钊（2009）发现，在市场分割低于临界点时会推动当地经济增长，超越这一临界点后市场分割对经济增长的影响将由促进转为抑制；曹春方等（2018）认为，市场分割短期内能够提升国有企业产品市场竞争力，长期将会降低地方国有企业的创新能力。
也有研究认为，区域市场分割对经济发展存在不利影响。例如，赵永亮和刘德学（2008）以中国12个样本城市 6大类商品价格为研究对象，发现省际市场分割不利于保护战略实施省份自身经济绩效的提高。
除经济增长之外，现有研究还证明了市场分割容易降低企业出口国内附加值率（吕越等，2018），抑制出口技术复杂度提升（雷娜和朗丽华，2020），弱化对外直接投资对产能过剩的缓解作用（杨振兵，2015）以及区域创新的外溢效应（白俊红和刘怡，2020）。
与本文研究主题较为相关的是探究市场分割与生产率之间关系的文献。多数研究发现，市场分割排斥市场竞争，能够降低资源配置效率和生产率。Young（2000）指出，市场分割会使得国内资源利用效率大幅降低，比较优势难以发挥，地区贸易处于次优状态。王磊和张肇中（2019）使用各省份历年的商品零售价格指数构造市场分割指标，发现如果不存在市场分割，企业间与行业间的资源再配置效率将分别提高 0.018和 0.016。申广军和王雅琦（2015）使用 1998—2007年中国工业企业数据库数据，认为在市场分割较低的省份企业生产率相对较高。这种影响主要通过抑制规模经济、降低研发投入、过度保护国有企业和增加寻租行为等渠道实现。与上述结论不同，部分研究证实了市场分割与企业生产率之间存在倒“U型”关系。邓慧慧和杨露鑫（2019）利用 2004—2016年省级面板数据发现，当超过临界值 0.0239时，市场分割将降低地区效率；全样本中约有 90.38% 的观测点处于市场分割促进地区生产率的阶段。徐保昌和谢建国（2016）认为，只有适度的市场分割才能促进本地企业生产率，当市场分割超过一定强度本地企业生产率将下降。不同于上述研究，黄赜琳和姚婷婷（2020）基于 1998—2016年省际面板数据，度量了劳动力市场、资本市场和商品市场的市场分割，结果表明商品市场分割与地区生产率呈倒“U型”关系，要素市场分割明显抑制了地区生产率的提升。
已有文献从理论和实证两方面研究并论证了市场分割与全要素生产率的关系，但仍存在以下三个方面有待进一步补充和完善：①现有文献对市场分割（或市场一体化）的测度多使用省级层面数据，探究其对生产效率影响的文献也常由于微观企业数据的局限性将考察年份设置为1998—2007 年（申广军和王雅琦，2015；徐保昌和谢建国，2016）；②现有研究多采用文献梳理和归纳总结的方式揭示市场分割如何作用于生产效率，缺少数理模型的支持；③市场分割是地方政府或地方政府官员为其利益（主要是政治晋升）进行博弈的重要政策工具。因而，地区间的市场分割常常表现为一种策略互动（邓明，2015）。遗憾的是，已有文献尚未对市场分割的空间相关性及其经济后果展开深入分析。
三、研究边际贡献
本文可能的边际贡献主要体现在以下三个方面：
①基于居民价格消费指数的分类指标，采用相对价格法测算 2006—2015年中国城市层面的市场分割指数，全面考察区域市场分割对城市整体和微观企业全要素生产率的影响及中间机制，加深现有研究在区域市场分割方面的研究，提高了研究结论的稳健性与现实性。
②现有文献对市场分割的空间溢出效应及其经济影响的研究仍有不足之处。邓明（2015）发现，中国地区间市场分割存在空间相关性，证明了地方政府市场分割策略互动行为存在，但其并未进一步考察这种空间相关性对经济绩效的影响。本文实证检验了市场分割的互斥效应对全要素生产率的空间外溢效应的影响，是对市场分割的空间相关性及其经济后果的进一步深化。
③参考 Fujita et al. （1999）和 Acemoglu（2002），本文构建了包含传统产品和高技术产品两部门的理论模型，从而揭示了市场分割阻碍全要素生产率提升的内在机制，为畅通国内大循环、构建新发展格局提供了坚实的数理基础。在需求收缩、供给冲击和预期转弱的三重压力下，本文的研究结论为理解中国构建“以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局”提供了一个新的视角，对如何提高全要素生产率、推动经济高质量发展也具有重要的启示意义。
四、理论模型
1、理论模型设定
本文借鉴 Fujita et al. （1999）和 Acemoglu（2002）构建模型。设定经济中有两个部门：传统产品部门（低技术产品部门） Y L 和高技术产品部门 Y H ，两部门产品分别由低技能劳动和高技能劳动生产。总产品 Y 由 CES函数构成：
其中， ε 为两部门产品的替代弹性， λ 为产品 Y L 在总产品生产中的相对重要性。设两部门产品的价格分别为 p L 和 p H ，总产品的价格 p 标准化为 1。在完全竞争市场环境下，有如下价格关系：
假设传统产品部门 Y L 和高技术产品部门 Y H 按照柯布—道格拉斯生产函数生产：
其中， x 为中间品投入， A i 为要素 i 增强型技术进步， β 为产出弹性。借鉴 Fujita et al. （1999），假设产品只由劳动投入生产。那么利润最大化问题表述为：
其中， χ 为中间品价格。求解上式，得到中间品需求量 x和劳动工资 w ：
2.多地区市场分割
借鉴 Fujita et al. （1999）多地区交易成本的设定，假设经济中存在 N 个地区，商品从地区 r 到 n 的交易成本为 τ rn ，即 p i rn = p r τ i rn 。地区间的市场分割度越高，交易成本越大，而且高技能产品和低技能产品的地区间交易成本存在差异，从而可以得到地区 n 对地区 r 的商品需求表达式为：
式（9）表明，交易成本上升会抑制地区 r 的产品价格，这是因为交易成本限制了市场对产品的需求 。可 见 ，市 场 分 割 程 度 和 交 易 成 本 的 下 降 能 够 扩 大 市 场 规 模 。将 式（9）变 化 为 ：
该式加总可得到地区 r 的总销售量：
3.技术市场均衡
假设中间品市场为垄断市场。地区 r 的中间品企业的利润为 Maxπ i = ()χ i ( ) j - ϕ x i ( ) j 。设定中间品生产的边际成本为常数 ϕ = 1 - β （Acemoglu，2002）① 。对中间品企业利润函数求导可得中间品价格为 χ i = 1 ，从而得到中间商的利润 π i ( ) j = βp i1β Li 。部门产品价格的上升会提高利润，称为价格效应。该部门技能劳动的增加会提升利润，称为市场规模效应。根据利润公式可以得到企业的长期市场价值 V ：
五、研究设计
1.数据来源
全面考察区域市场分割对城市全要生产率（2007—2016年）和工业企业全要素生产率（2007—2014年）的因果效应及作用机制。其中，计算市场分割的原始数据由历年各城市的统计年鉴和国民经济和社会发展统计公报手工整理而得。其他城市数据来源于历年《中国城市统计年鉴》。微观企业数据来自中国工业企业数据库。借鉴Brandt et al. （2012），本文剔除了总资产小于0、工业销售产值缺失、销售额小于500万元、职工人数少于8人、总资产小于流动资产以及实收资本小于或等于0的样本。
2.计量模型
其中，i表示城市，t表示年份，f表示企业个体。被解释变量 TFP表示全要素生产率。核心解释变量 Seg表示区域市场分割。为排除潜在的逆向因果或者联立性内生问题，参考黄群慧等（2019），本文对核心解释变量区域市场分割作滞后 1期处理。Z代表一系列控制变量，上述变量设定方式将在后文具体阐述。μ i 表示城市固定效应， γ t 表示年份固定效应， η f 表示企业固定效应。ε 表示随机扰动项。α 1 是本文重点关注的待估参数。若 α 1 ＜0，说明区域市场分割能够降低全要素生产率，反之则存在促进作用。
3.变量
（1）被解释变量：全要素生产率。
本文采用随机前沿分析法度量中国 219个地级及以上城市的全要素生产率，采用超越对数形式的生产函数检验系数的显著性。产出指标 GDP以 2000年为基期的不变价，采用所在省份的 GDP平减指数平减。劳动力指标为单位从业人员和私营个体从业人员之和。资本存量指标主要采用永续盘存法计算。价格指数采用地级市所在省份的价格指数平减，折旧率采用张军等（2004）设定的 9.6%。根据数据的可得性，本文选择以 1991年为基期，城市层面的基期资本存量由各省份 1991年固定资本存量按当年各市占所在省份的全社会固定资产投资的比例来确定，省级 1991年资本存量采用了张军等（2004）的数据。参考 Kumbhakar and Lovell （2000）， 将全要素生产率 TFP分解为规模效率 SE、技术进步 TP和技术效率 TE。本文使用 LP方法测算中国工业企业全要素生产率。参考李卫兵和张凯霞（2019），补齐 2008年之后缺失的中间品投入和工业增加值数据。使用永续盘存法计算资本存量，折旧率为5%。名义变量以 1998年为基期采用企业所在省份的工业品出厂价格指数平减。
（2）解释变量：区域市场分割。
鉴于“生产法” “贸易法”和“专业指数法”的内在缺陷（陆铭和陈钊，2009），本文延续 Parsley and Wei （1996）的思路，利用城市层面居民价格消费指数的8项分类指标（包括食品、烟酒和衣着三类商品以及家庭设备用品及维修服务、医疗保健和个人用品、交通和通信、娱乐教育文化用品和居住五类服务），① 使用相对价格法测算 2006—2015 年中国 219 个地级及以上城市的市场分割程度。具体计算步骤如下：对 m、n 地区商品 k的环比价格之差采用对数差分法处理：
采用 Parsley and Wei （1996）提出的取均值法剔除与特定商品相关的固定效应导致的系统误差，得到仅包含市场分割因素的商品价格变动。
计算每两个城市之间 8类商品的相对价格波动方差Var（q k mnt），取组内均值从而得到中国各城市的市场分割程度。
（3）控制变量。
城市层面：
人均 GDP 的对数度量地区经济发展水平
人均 GDP 对数值的平方项捕捉经济发展与全要素生产率之间的非线性关系Agdpsqu
科学事业费与教育事业费支出占 GDP 的比重度量地方政府科教投入力度 Sciedu
当年实际使用外资余额与 GDP 的比值度量对外开放水平 Open
以城镇私营和个体从业人员占总就业人口的比重度量市场化水平Market
总就业人口为年末单位从业人员数、私营和个体从业人员数之和
利用人口密度的对数值来度量人口集聚水平 Pop。
企业层面
资产总计对数值度量企业规模 Size
企业成立年份算起的年份的对数值度量企业年龄 Age
负债总计和资产总计的比值取对数度量杠杆率 Leverage
固定资产合计与从业人员的比值取对数度量资本密度 lnkls
净利润与总资产的比值度量净资产收益率 ROA
国有企业虚拟变量来控制企业所有制 SOE。
六、实证结果
1.基准回归
2、空间计量分析
（1）模型设定。在空间计量模型中，参考余泳泽和张少辉（2017），本文根据 LR 检验和 Wald检验结果选择利用空间自相关模型（SAR）和空间误差模型（SEM）来全面考察区域市场分割对全要素生产率的影响。具体模型设定如下所示：
（2）空间计量结果分析
3.异质性分析
4.拓展性研究
近年来，互联网技术的广泛应用彻底改变了单一的线下商业模式。淘宝、京东等电商平台的崛起克服了传统商业活动的局限性，有助于企业以较低成本进入线上统一市场，突破市场分割对企业经营活动的空间限制，拓宽了区域市场的边界（Lendle et al.，2016）。互联网技术的应用还可以降低受众的信息搜索时间和成本，增加供需双方的互动机会和商品交易效率，为商品交换提供更加广阔的空间。
参考黄群慧等（2019），从互联网普及率、互联网相关从业人员、互联网相关产出和移动互联网用户4个维度，采用主成分分析法构造互联网发展指数Internet。
5.稳健型检验
使用单位资本存量和单位劳动力的经济产出计算经济增长效率作为城市层面生产效率的度量指标。本文分别使用 OP、FE和 OLS方法重新测算了工业企业全要素生产率，以工业总产值与从业人数比值的对数来度量企业劳动生产率。
参考曹春方等（2018），本文基于分地区的居民消费价格指数、固定资产投资价格指数和职工平均实际工资指数，利用主成分分析方法构建省级层面的市场分割指数作为核心解释变量的替代指标。
考虑到直辖市、省会城市和计划单列市的行政级别高于普通地级市，本文进一步剔除这些城市的样本，考察在普通地级市市场分割对全要素生产率的影响。
基于 1949年前交通便利度这一历史数据构建区域市场分割的工具变量。
本文将交通便利度定义为各城市与离其最接近的4个通铁路城市的平均距离。
本文还基于地理坡度构建区域市场分割的工具变量。从工具变量相关性上看，中国行政区划界具有“随山川形便”的特点（韩茂莉，2015），地理坡度越大意味着区际贸易成本越高，阻碍跨区域贸易往来，加重区域市场分割。
七、机制检验
区域市场分割主要通过结构优化、技术创新以及交易成本三个途径来影响全要素生产率。
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