地方经济增长目标管理、资源错配与市场整合———来自长三角地区的经验证据.pdf

书书书云南财经大学学报 年第 期（总第 期）国民经济收稿日期：基金项目：天津市哲学社会科学规划研究项目“天津参与区域全面经济伙伴关系（）促进产业融合发展的机制与路径研究”（）作者简介：高山（），男，天津人，南开大学经济学院博士研究生，主要研究方向为宏观经济分析；夏帅（通讯作者）（），男，安徽淮南人，南开大学经济学院博士研究生，主要研究方向为区域经济、产业经济与数字经济；陈阳（），女，河北唐山人，河北经贸大学金融学院硕士研究生，主要研究方向为数字金融、产业经济与环境经济；笪远瑶（），女，安徽马鞍山人，深圳大学中国经济特区研究中心、深圳市房地产和城市建设发展研究中心在站博士后，博士，主要研究方向为区域经济、城市经济与房地产经济。地方经济增长目标管理、资源错配与市场整合 来自长三角地区的经验证据高山，夏帅，陈阳，笪远瑶，（南开大学 经济学院，天津 ；河北经贸大学 金融学院，石家庄 ；深圳大学 中国经济特区研究中心，广东 深圳 ；深圳市房地产和城市建设发展研究中心，广东 深圳 ）摘要：基于“一价法”和 年长三角地区 个地级市种商品的相对价格数据，构建“商品 城市 时间”维度的市场整合指标，结合各地级市的经济增长目标，通过构建固定效应模型识别地方经济增长目标对商品市场整合的影响及机制。研究表明：地方经济增长目标显著驱动了商品市场整合，地方经济增长目标每提高 ，商品市场整合程度将同比提升，该结论在一系列稳健性检验之后仍然成立。机制检验显示：劳动资源错配是地方经济增长目标影响商品市场整合的重要渠道，资本资源错配的渠道效应不显著。异质性及动态分析表明：对于增长目标设定较高、财政分权程度较低、技术差距较小以及距上海港较远的城市，地方经济增长目标对商品市场整合的影响更明显。“新常态”后，地方经济增长目标对商品市场整合的边际激励效应有所提高。当经济增长目标未能如期完成时，地方经济增长目标对商品市场整合的边际激励效应有所下降。研究结论对于加快建设全国统一大市场、构建“双循环”新发展格局以及实现高质量发展具有深刻的政策启示。关键词：地方经济增长目标管理；劳动错配；资本错配；市场整合；“一价法”中图分类号：文献标志码：文章编号：（）一、引言与文献评述改革开放以来，中国缔造了举世瞩目的“经济增长奇迹”。按名义汇率计算，中国已跃居世界第二大经济体；按购买力平价计算，中国已经成为世界第一大经济体（陈朴等，）。在中国特定的国情下，“经济增长奇迹”背后始终离不开“看得见的手”的推动。自 世纪 年代以来，设定经济增长目标已成为中央与地方各级政府的惯例，并逐步演化为政府宏观治理的主要模式。有学者认为，中国的“增长奇迹”是增长目标引领下的经济增长（詹新宇等，）。事实上，设定经济增长目标这种政府宏观治理模式并非中国独有，除非洲以及南美洲之外的各大主要经济体也普遍存在（徐现祥和刘毓芸，）。改革开放的本质之一在于突破既往计划经济的桎梏，充分破除阻碍要素流动的行政壁垒，使商品和服务在全国范围内自由流动，逐步构建更有效率、更高层次的全国统一大市场，不断完善中国特色社会主义市场经济体制。然而现实却是：尽管有学者认为中国市场趋于整合（，），但不可否认中国的确存在严重的市场分割现象（，；，）。关于市场分割产生的经济效应，学术界尚未得出一致结论。有学者指出，市场分割不利于实现地区经济增长（，），但大多数学者则持对立观点，陆铭和陈钊（）等认为市场分割有利于实现地区经济增长。在中国情境下，“市场分割”一词有一个近义词 “地方保护”。在晋升锦标赛与 政绩考核机制驱动下，各级政府官员为了向上级传达积极的治理能力信号，不仅会如期设定当地年度经济增长目标，而且通常会在上级制定的经济增长目标基础上“层层加码”（赵新宇和郑国强，），由此形成地方经济增长目标管理现象。然而，地方经济增长目标管理会对市场整合产生影响吗？如果有影响，具体是什么影响，抑制还是促进？通过什么渠道产生影响？对于这些问题，少有文献将二者纳入到统一的分析框架。研究市场整合问题对于加快构建全国统一大市场、畅通国内大循环、促进“双循环”新发展格局的形成以及推动经济实现高质量发展意义深远。有鉴于此，本研究尝试从理论和经验双重维度出发，探究地方经济增长目标管理对市场整合的影响。关于地方经济增长目标管理，国内形成了较为丰富的文献，为本研究的开展提供了重要理论参考和经验借鉴。地方经济增长目标管理的相关研究大致可以分为“前因”与“后果”两类。前者的研究相对较少，主要探讨了中央财政转移支付、中国式财政分权以及税收分成对地方经济增长目标管理的影响（王贤彬和周海燕，；詹新宇和刘文彬，；詹新宇和刘文彬，）。目前学界对于地方经济增长目标管理的探讨，大多集中于后者，即评估地方经济增长目标管理引致的经济效应。从宏观视角看，地方经济增长目标管理的经济效应主要体现在促进地区经济增长、抑制城市全要素生产率以及对高质量发展的影响等方面（刘淑琳等，；余泳泽等，；徐现祥等，）；从中观视角看，地方经济增长目标管理的经济效应主要体现在阻碍服务业结构升级与降低制造业出口技术复杂度等方面（余泳泽和潘妍，；余泳泽等，）；从微观视角看，地方经济增长目标管理的经济效应主要体现在降低企业实际税负与阻碍企业数字化转型等方面（詹新宇等，；杨贤宏等，）。此外，有学者探讨了面临“保增长”压力时地方政府对市场作出的反应，发现政府干预行为一定程度上会改变公共支出偏好、影响地方土地出让策略以及扭曲生产要素市场（赵新宇和郑国强，）。自 等（）使用“生产法”指出中国市场是“零碎分割的区域市场”以来，市场分割的相关论题备受专家学者关注。年 月 日，中共中央国务院关于加快建设全国统一大市场的意见 正式发布，再度掀起了市场分割研究的热潮。关于市场分割的成因，学者们的观点不尽相同。等（）认为市场分割主要受到就业压力、地方政府自治力以及政府消费的制约。林毅夫和刘培林（）的观点是市场分割源于计划经济体制下的赶超策略，该策略在改革开放后逐渐演变成了地方政府各自为营的局面，属于历史遗留问题。范子英和张军（）将理论探讨拓展到经验分析，采用 年中国省级面板数据，首次识别了转移支付对国内市场整合的因果效应，发现转移支付能够显著促进国内市场整合。进入新时代后，李嘉楠等（）基于中国 个主要城市 种商品的微观数据，考察了贸易成本对国内市场整合的影响，发现二者存在负相关关系，市场整合度随着贸易成本的提高而降低。关于市场分割的经济效应，宏观层面主要体现在对经济增长以及高质量发展方面；微观层面则主要集中于对企业的生产行为方面。陆铭和陈钊（）研究发现，当市场分割程度较低时，实施市场分割有利于拉动地方经济增长；而随着市场分割程度不断提高并超过某个临界值时，实施市场分割便会对地方经济增长产生负面效应，即二者之间具有倒“”型关系。李嘉楠等（）则从市场分割的“对立面”出发，实证检验了市场整合对企业生产行为的影响，发现市场整合有利于提高企业垂直分工程度与专业化水平。通过对相关文献的梳理回顾，不难看出地方经济增长目标管理与市场整合的研究较为丰富，并且经久不衰，然而却鲜有文献将二者纳入一个统一分析框架，考察地方经济增长目标管理对市场整合的影响。地方经济增长目标究竟是抑制了市场整合还是驱动了市场整合，学术界至今尚无定论，值得深入探究。此外，在测度市场整合水平时，定量分析相对较少而且以省级数据居多，精度上难免有所欠缺。云南财经大学学报（年第 期）相较于现有研究，本文可能的边际贡献体现在：首先，在研究视域方面，将地方经济增长目标管理与市场整合纳入到统一的分析框架，探究地方经济增长目标管理对市场整合的影响，以期丰富和完善相关领域的研究；其次，在指标选取方面，使用长三角 个地级市 种商品的相对价格数据，构建“商品 城市 时间”维度的市场整合指标，同时与各城市政府工作报告中的经济增长目标数据进行匹配，识别地方经济增长目标管理对市场整合的因果效应；最后，在渠道分析方面，从地区资源错配视角出发，在测算地区资源错配指数基础上，探寻地方经济增长目标管理对市场整合的影响路径。本研究余下部分的内容安排如下：第二部分为理论机制与研究假设；第三部分为实证策略与回归结果分析，通过将“商品 城市 时间”维度的市场整合指标与城市经济增长目标数据进行匹配，检验地方经济增长目标管理对市场整合的影响；第四部分为拓展性分析，主要论证资源错配的中介效应以及一系列横截面测试与动态分析；第五部分为研究结论与政策启示。二、理论机制与研究假设根据一价定律，若不存在交易成本，商品市场自由竞争，则同一种商品在不同地区之间出售时，如果以同一种货币计价，其价格应当始终相等，此时不存在套利空间，商品市场趋于整合。然而，在现实经济环境中，由于交易成本的客观存在，实则很难达到这种理想状态。冰山成本理论的精髓在于，由于交易成本的存在，任何一种商品在两地之间的价格差可能在一定范围内上下波动，而不可能完全趋于一致，此时一价定律不再奏效。一个地区之所以产生市场分割，主要受主客观两方面因素的制约：一方面来自于天然的跨区域地理阻隔。另一方面则来自于跨边界的行政干预（周黎安，）。针对前者产生的地理分割，可以借助“逢山开路、遇水搭桥”方式，着力完善交通基础设施，通过发挥交通基础设施的“时空压缩效应”，降低区际间的贸易成本，促进地区间的价格趋于收敛，进而提升商品市场整合程度（李兰冰和张聪聪，）；后者产生的行政分割，交通基础设施能够发挥的作用相对有限，更多地需要依靠地方政府的行政权进行调节。“为官一任，造福一方”。在过去相当长的一段时间内，中国普遍实行 政绩考核机制。在晋升职位有限的条件下，地方政府官员之间存在零和博弈的关系。无论是省、市、县还是乡镇，同一级别的政府官员都是晋升锦标赛的“重要选手”。为了完成既定的社会经济发展目标，在晋升锦标赛中“摘得桂冠”，地方官员往往综合运用各种行政手段配置本地资源，最为常见的是布局短期内可以获得高额回报的“短平快”项目，由此引发了一系列重复建设问题，这一过程中通常伴随着资源错配与要素扭曲。赵新宇和郑国强（）研究发现，为了实现既定的地方经济增长目标，地方官员通过干预信贷、扩大土地出让以及压低用工成本等方式扭曲要素市场。刘春济和高静（）也发现，完成地方经济增长目标是造成地区资源错配的重要动因，完成短期增长目标显著促进了资本错配，完成长期增长目标对资本错配具有显著抑制作用，长、短期增长目标均未对劳动力错配产生显著影响。王展祥等（）认为，“为增长而干预”的土地出让策略以及“重生产、轻创新”的投资偏好，是诱发资源错配进而抑制地区技术创新的主要原因。市场是一个包含家庭、企业以及市场监管部门等众多微观主体的复杂有机系统，要素市场与商品市场紧密相连，息息相关。经济增长目标设定较高的地区，经济发展水平往往相对落后，更需要以开放谋发展，以协作促进步（余泳泽和潘妍，）。尤其是当前建设全国统一大市场的呼声日益高涨，市场渴望联系在一起却未能联系在一起时，地区间协调发展逐渐受到高度重视，地方官员更有激励“坐在一起”共谋发展。在此背景下，一方面，地方经济增长目标管理将引发资源错配，推动要素的跨区域配置，拓展要素的供给范围，加剧要素市场的竞争。另一方面，根据尹恒和张子尧（）的观点，要素市场扭曲一般直接或间接与各种政策扭曲相关联，得到优惠政策的企业能够以较低价格获得生产要素，从而降低企业最终产品的生产价格。现实生活中，当国际原油价格下跌时，各大航空公司的燃油价格往往也会有所下调。这一特征事实表明，要素市场能够联动商品市场，通过提升竞争效应进一步强化价格传导机制，进而缩窄地区间的套利空间，促进地区间的商品价格趋于收敛，驱动商品市场走向整合。与此同时，地方官员之间的合作博弈将弱化地高山，夏帅，陈阳，笪远瑶：地方经济增长目标管理、资源错配与市场整合 来自长三角地区的经验证据区间的行政壁垒，从而更加有利于降低区际间的贸易成本（李兰冰和张聪聪，）。根据一价定律，地区间商品的价格将趋于收敛，套利空间缩窄甚至消失，商品市场的整合程度得以进一步提升。综合上述分析，提出研究假设 ：保持其他条件不变，地方经济增长目标将显著驱动商品市场走向整合，促进区域一体化发展。地方经济增长目标设置值越高，商品市场整合程度相应也越高。在地方经济增长目标影响市场整合的作用路径中，资源错配发挥了重要作用。因此提出研究假设 ：资源错配是地方经济增长目标驱动商品市场走向整合的重要渠道。由于不同类型的生产要素性质迥异，所以产生的经济效应也应有所不同。因此提出研究假设 ：在地方经济增长目标影响市场整合过程中，不同类型生产要素发挥的中介效应具有一定异质性。地方经济增长目标管理影响市场整合的机制如图 所示。图 地方经济增长目标管理影响市场整合的机制分析三、实证策略与回归结果分析（一）数据来源与指标构建 数据来源将地方经济增长目标与市场一体化水平数据进行匹配，探究地方经济增长目标管理对市场整合的影响，所使用数据主要来源于两方面：一方面，为了与长三角的市场一体化水平数据相匹配，手动收集整理了长三角 年 座城市共计 份政府工作报告，提取政府工作报告中的地方经济增长目标数据。具体参照余泳泽和潘妍（）的做法，若经济增长目标设置为“达到 之上 左右 上下”，统一取数值本身；若经济增长目标设置为区间类型，则取区间左、右端点值的算术平均值。中央和省级的经济增长目标数据获取方法与此类似。以上地方经济增长目标数据主要来源于各级人民政府门户网站。另一方面，市场整合数据主要根据张学良等（）的“一价法”测算得出，该项指标的原始数据主要来源于历年 上海市统计年鉴 江苏省统计年鉴 浙江省统计年鉴 安徽省统计年鉴。此外，还使用了百度地图 的经纬度数据；在后续的稳健性检验中，还用到来自 的长三角各城市夜间灯光亮度数据。指标构建（）被解释变量市场整合（）。目前测算商品市场整合程度的方法主要有“贸易流法”（，云南财经大学学报（年第 期）、“生产法”（，）和“一价法”（张学良等，）。由于“贸易流法”较容易受到要素禀赋、规模经济以及商品替代弹性的影响，得到的测算结果可能存在偏误，因此采用基于修正的“一价定律”价格法测度长三角 年 座城市的市场整合程度，构建“商品 城市 时间”维度的市场整合指标。“一价法”的理论依据源自“冰山成本”模型，其基本原理为：假定某种商品在 和 两地的销售价格分别为 和，由于产品在运输过程中存在“冰山成本”，假定运输损耗系数为 （），则在两地之间运送 单位产品，最终抵达目的地的仅有 单位产品。当（）或（）时，则表明 和 两地之间存在该商品的套利机会，从而会引致该商品的贸易。若满足上述条件，则该商品在 和 两地之间的相对价格 将在无套利区间 ，（）内波动。“一价法”认为，只要 和 两地之间的相对价格 的变动幅度不超出一定范围，即可将 和 两地之间的市场视作整合市场，也即市场呈现一体化态势，否则将视为分割市场。相对价格 的变动幅度越大，则意味着套利区间也越大，市场分割越严重，相应的市场整合程度越低。因此，相对价格 的方差可以作为测度地区市场整合的动态指标。若随着时间的推移，相对价格 的方差逐渐变小，则意味着相对价格的变动幅度在减小，相应的无套利区间 ，（）也将收窄，两地之间的市场趋于整合。为了测算相对价格 的方差，需要构造一个三维（）面板数据。其中，指代年份，指代城市，指代商品。选取长三角 年 座城市类商品的零售价格指数，分别计算两两城市之间 类商品在每一年的相对价格方差，将其记作 （）。（）刻画了 类商品的价格变化幅度，与套利区间正向相关，即 （）越大，相应的套利区间也越大，市场分割越严重，市场整合程度越低。对于该三维数据集，若采用 和 （）的做法，将观测地区 和 与商品种类 固定，计算年度变化的相对价格方差 （），则将获得 （）个 （）值，此时牺牲了时间维度，无法刻画数据的动态特征。因此，借鉴 和 （）的思路，将观测地区 和 与年份 固定，给定年份 和 两地之间各类商品价格变动平均值的方差 （），共计将获得 （）个 （）值。该方法便于直接观测相对价格方差的时变特征，也有利于充分利用数据的自身运动规律，同时综合了各类商品的价格信息，能够较好地刻画出商品市场的整合程度。为了尽量缓解数据的异方差与偏态性，同时规避量纲的影响，将被解释变量进行对数化处理。此外，由于原始数据是 类商品零售价格的环比指数，故取一阶差分更能够反映市场一体化进程。将相对价格的自然对数以及一阶差分分别记作：（），（）（）当“冰山成本”极大时，商品市场将处于分割状态，此时相对价格的自然对数 终将收敛，一阶差分 也将收敛，故二者具有数据特征的一致性。将式（）第二式中 和 两地的分子、分母置换即可得到一阶差分的相反数 ，其经济意义为：幅度相同、方向相反的价格套利。因此，一阶差分的绝对值 蕴含了对称的套利区间。鉴于 中可能包含了与特定商品相关的固定效应，在忽略的情况下直接求相对价格方差将会引致系统偏误，高估市场分割。为此，采用去均值法（）消除固定效应 。具体做法为：对给定年份 与商品种类 的 在 （）对地区之间求平均值 ，随后分别将 （）个 减去 ，得到：（）（）高山，夏帅，陈阳，笪远瑶：地方经济增长目标管理、资源错配与市场整合 来自长三角地区的经验证据本文选取的 类商品分别为：食品、烟酒、衣着、家庭设备、医疗保健、交通通信、娱乐教育和居住。和 （）通过 方法去除固定效应，回归方程为：，残差 ，表示未被 解释的部分。实际上，两种方法等效。其中，仅与商品种类 有关，而 主要受两地特殊市场环境及其他随机因素的影响。令：（）此时，单个的 已经消去了商品种类特征信息，仅与地区之间的市场整合度以及一些随机因素相关。本研究关注的被解释变量为市场整合，作为市场分割的“对立面”，通过市场分割的倒数反映，具体公式为：槡（）（）解释变量地方经济增长目标（）。详细说明见前文。需要注意的是，为了从侧面印证地方经济增长目标对市场整合的影响，借鉴王贤彬等（）的方法，通过城市当年经济增长目标设定值与上一年度实际经济增长率的比值来测度城市政府的“保增长”压力（），进一步探究地方经济增长目标对市场整合的影响。（）控制变量控制变量包括对外开放水平（）、财政分权（）、技术差距（）、港口距离（）和国有化程度（）。一个地区的对外开放水平（），一定程度上体现了该地区包容性增长的发展态度，可能会影响到地区生产要素的流动，进而对市场整合产生影响（张学良等，）。以城市当年实际利用外资额占 的比重测度对外开放水平，测算前将实际利用外资额以当年人民币兑美元的实际汇率进行折算。已有研究表明，财政分权对商品市场整合程度具有重要影响（范子英和张军，；谢姗和汪卢俊，），鉴于此，将财政分权（）设定为第二个控制变量，具体通过城市本级预算支出占所在省份预算支出的比重衡量。为了在未来获取更多利益甚至扭转地区劣势，经济落后地区具有更为强烈的动机拒绝参与分工，实施市场分割（陆铭等，），为此，将技术差距（）设定为第三个控制变量，参照范子英和张军（）以及张学良等（）的做法，以城市人均 占长三角 座城市人均 的比重测度技术差距。即便地方政府不实施市场分割，商品贸易成本也会受到港口距离的制约（谢姗和汪卢俊，），故将港口距离（）设定为第四个控制变量，具体通过各城市到上海港的直线距离体现。由于港口距离不具有时变特征，使用固定效应模型无法识别，因此参照 和 （）的做法，将“各城市到上海港的直线距离”与“各城市的 ”进行交互，取对数后加入回归方程。地方政府倾向于保护国有企业以获得竞争壁垒带来的收益，故将国有化程度（）设定为第五个控制变量，具体通过各城市国企职工人数占总职工人数的比重测度。（）机制变量机制变量包括资本错配指数（）、劳动错配指数（）和整体资源错配指数（）。研究表明，地方经济增长目标对市场整合的确存在重要影响，那么影响渠道是什么？本研究尝试从资源错配视角加以考量。为此，借鉴白俊红和刘宇英（）的思路，测算各地区的资源错配指数。由于本研究主要关注资本和劳动两种最为常见同时也是最为重要的生产要素错配情况，因此分别以资本错配指数 和劳动力错配指数 反映，资源错配指数与要素价格绝对扭曲系数的关系为：，（）其中，和 分别表示资本和劳动两种生产要素的价格绝对扭曲系数，暗含了资源正常配置时的加成情况。在实际测算中，可以采用价格相对扭曲系数替代，价格相对扭曲系数的计算公式为：()()，()()（）其中，表示地区 使用的资本占经济系统资本总量的比重。，表示地区 的产出份额。，表示以产出份额作为权重的资本贡献值。当资本有效配置时，地区 使用的资本比例应云南财经大学学报（年第 期）为 。价格相对扭曲系数的计算公式反映的是实际利用资源相对于有效配置资源的偏离情况，也即资源错配程度。价格相对扭曲系数大于 ，表明地区 的资源使用成本相对于经济系统偏低，资源被过度配置；价格相对扭曲系数小于 ，表明地区 的资源使用成本相对于经济系统偏高，资源配置不足。为了如期实现甚至超额完成当年地方经济增长目标，地方政府可能不惜一切代价引导资金流向，干预劳动力市场，造成资源错配。综合式（）和式（）可知，若要求解资本错配指数 和劳动力错配指数 ，就需要知道资本与劳动力的要素产出弹性 和。为此，借鉴赵志耘等（）的思路，将生产函数设定为规模报酬不变的 生产函数，使用索洛余值法求解资本与劳动力的要素产出弹性，生产函数形式为：（）将式（）化为密集形式，两侧同时取自然对数，将个体固定效应与时间固定效应纳入模型，得到：（）（）（）其中，参照白俊红和刘宇英（）的做法，通过 年长三角 座城市的 来测度总产出水平 。在测算之前，将 年作为基期，其他年份的 按照 平减指数转化为以 年不变价格表示的实际 。对于劳动要素的投入量 ，以各城市的年平均就业人数衡量，具体通过上一年度年末就业人数与本年度年末就业人数的算术平均值测度。对于资本要素的投入量 ，借鉴张军等（）的思路，使用永续盘存法计算，具体公式为：（）（）其中，表示各城市当年的固定资本存量，表示各城市当年的名义固定资本形成总额，表示固定资产投资价格指数，表示资本折旧率，参照张军等（）的做法，令 ，表示各城市上一年的固定资本存量。基于长三角 年 座城市的面板数据对式（）进行回归，估计出各城市资本与劳动力的要素产出弹性和。鉴于长三角 座城市在资源禀赋、技术水平等方面存在较大差距，各城市实际的资本与劳动力产出弹性可能迥异，因此设定变截距、变斜率的变系数面板模型，采用最小二乘虚拟变量法（）估算各城市的要素产出弹性。相较于一般回归方法，最小二乘虚拟变量法（）不仅加入了城市虚拟变量，而且加入了城市虚拟变量与可变系数 （）的交互项，保证了回归时不同截面获得不同的估计系数。实证结果表明，交互项的系数均显著，进一步佐证了选用变系数面板模型的合理性。在测算出资本与劳动力的要素产出弹性 与 的基础上，按照式（）和式（）可以推算出相应的资本与劳动力的错配指数 与。当资源过度配置时，；当资源配置不足时，。为保证一致的回归方向，将资本与劳动力的错配指数 与 取绝对值。这样便能够更为直观地反映出地区资源的错配情况。此外，在进行机制分析时，还将资本与劳动力的错配指数 与 的绝对值取算术平均，考察整体的地区资源错配程度。（二）描述性统计与特征事实分析 描述性统计表 汇报了主要变量的描述性统计结果。由表可知，市场整合（）的均值为 ，最小值为 ，最大值为 ，标准差为 ，表明不同城市之间市场整合程度存在较大差异。地方经济增长目标（）的均值为 ，最小值为 ，最大值为 ，标准差为 ，表明不同城市设定的经济增长目标存在较大差异。从控制变量看，不同城市之间的对外开放水平（）、财政分权程度（）以及国有化程度（）等也存在明显差异。高山，夏帅，陈阳，笪远瑶：地方经济增长目标管理、资源错配与市场整合 来自长三角地区的经验证据为避免后文出现回归系数过小情况，将市场整合（）事先除以 。表 主要变量的描述性统计变量类型变量名称变量含义观测值均值标准差最小值最大值被解释变量 市场整合 解释变量 经济增长目标 控制变量 对外开放水平 财政分权程度 技术差距 港口距离 国有化程度 机制变量 资本错配指数 劳动错配指数 整体资源错配程度 图 核密度分布曲线 特征事实分析通过收集与测算，最终获得长三角 座城市的地方经济增长目标、市场整合程度以及资源错配情况的面板数据。在进行系统回归分析之前，做初步的核密度估计，对比分析分属于经济增长目标与资源错配高、低组别时，市场整合程度的核密度分布，估计结果如图所示。图（）表明，在经济增长目标较高的分组中，市场整合程度的核密度分布相较于经济增长目标较低的分组峰度更大，这意味着地方经济增长目标与市场整合程度之间的确存在某种关联。图 （）（）分别展示了按照总体资源云南财经大学学报（年第 期）错配程度、资本错配程度以及劳动力错配程度中位数分组的市场整合程度核密度分布，结果表明：在总体资源错配程度与劳动力错配程度较高分组中，市场整合程度的核密度分布相较于较低分组明显右偏，而按照资本错配程度分组时，这一现象并不十分明显。上述特征事实为识别地方经济增长目标对市场整合的因果效应以及机制分析提供了初步参考。（三）识别策略与回归结果分析 模型设定为了识别地方经济增长目标对市场整合的因果效应，将基准回归方程设定为面板双向固定效应模型，具体形式见式（）：（）其中，被解释变量 表示城市 第 年的市场一体化水平，反映了地区市场整合状况。解释变量 表示城市 第 年设定的经济增长目标值，是地方经济增长目标管理的测度。为控制变量组，涵盖了前文所述的对外开放水平（）、财政分权程度（）、技术差距（）、港口距离（）和国有化程度（）五个变量。为城市固定效应，控制了城市所有非时变的异质性。为时间固定效应，样本期间内对所有城市产生共同影响的变化将由该项吸收。为随机误差项。地方经济增长目标 前的系数 是本研究关注的焦点，衡量了经济增长目标提高 ，市场整合程度变动的百分比。基准回归结果（）基准回归表 汇报了地方经济增长目标对市场整合的基准回归结果。为便于估计结果的对照分析，（）（）列采用混合 方法估计地方经济增长目标对市场整合的影响，（）（）列则采用面板双向固定效应模型进行估计。表 中（）列、（）列和（）列未加入任何控制变量，（）列、（）列和（）列加入了式（）中的所有控制变量。需要注意的是：（）（）列的解释变量为地方政府的“保增长”压力（），具体以城市当年经济增长目标设定值与上一年度实际经济增长率的比值测度，这一指标的引入有利于更为全面地考察地方经济增长目标对市场整合的影响。回归结果显示：在混合 方法下，未加入控制变量时地方经济增长目标对市场整合的估计系数 为正，且在 的水平上显著，加入控制变量之后估计系数 依旧显著为正且变化不大；在面板双向固定效应模型下，无论是否加入控制变量，地方经济增长目标对市场整合的估计系数 均在 的水平上显著且差异甚微；引入控制变量之前，“保增长”压力（）的估计系数为 ，在 的水平上显著，加入控制变量之后，估计系数依旧显著为正且变化较小。以上结果表明，在所有情形设定下，地方经济增长目标均显著驱动了商品市场走向整合，促进了区域一体化发展。地方经济增长目标设置值越高，商品市场整合程度相应也越高，假设 得到验证。具体而言，地方经济增长目标设置值每提高 ，商品市场整合程度将同比提升。（）控制变量回归由表 可知，在所有情形下，对外开放水平（）的估计系数均显著为正，表明一个城市的对外开放水平与该地区的市场整合程度正向相关，对外开放水平越高，越有利于促进地区市场整合，这与张学良等（）的研究结论基本一致。原因可能在于：对外开放水平越高的城市，其经济发展模式越具有包容性，更有利于商品和要素的自由流动，从而有利于打破市场分割，推动城市朝着一体化方向发展。（）列中，国有化程度（）的系数显著为负，表明国有化程度越高的城市，一体化水平越低，市场分割越严重，这与范子英和张军（）以及谢姗和汪卢俊（）的发现较为类似。可能的解释是：对于国企占比较高的城市而言，地方政府迫于就业与资金压力，一定程度上忽视了对民营私企的保护，加剧了市场分割，阻碍了城市的一体化进程。财政分权程度（）、技术差距（）、港口距离（）的回归系数均不显著，这可能与模型设定形式有关，部分变量对市场整合的影响呈现出非线性特征，而本研究采用的是线性模型。综合表 中（）（）列的回归结果可以发高山，夏帅，陈阳，笪远瑶：地方经济增长目标管理、资源错配与市场整合 来自长三角地区的经验证据现，当控制了一系列混杂因素之后，地方经济增长目标（）的系数并未随着控制变量的加入而大幅度变化，这意味着基准回归中产生遗漏偏误的可能性相对较小。表 基准回归结果（）（）（）（）（）（）混合 （）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）时间固定效应控制控制控制控制控制控制城市固定效应未控制未控制控制控制控制控制观测值 注：和 分别代表 和 的显著性水平；括号内数值为聚类在城市层面的稳健标准误。稳健性检验通过对基准回归结果的分析讨论，假设 得到初步验证，即地方经济增长目标对地区市场整合具有显著的促进作用，然而研究结论的稳健性还有待进一步考证。因此探讨可能影响研究结论稳健性的混杂因素，具体包括：基准回归结果是否由地方经济增长目标、市场整合的定义驱动，是否与控制变量以及样本选择相关？基准回归结果是否受到同时期其余政策冲击、是否受到地方经济增长目标的前期趋势驱动？（）替换解释变量、被解释变量、控制变量以及改变样本替换解释变量。基准回归模型中采用的解释变量是地方经济增长目标（）的水平值，借鉴詹新宇等（）的做法，将其替换为全国经济增长目标和相对于城市所在省份的加码值，分别记为全国加码值（）和省份加码值（），重新识别地方经济增长目标对地区市场整合的因果效应。表 中（）（）列汇报了对应的估计结果。结果显示：全国加码值（）和省份加码值（）的估计系数均显著为正，而且相较于基准回归结果变化不大，表明在替换解释变量之后，研究结论仍然具有一定稳健性。云南财经大学学报（年第 期）替换被解释变量。基准回归模型中被解释变量采用的是基于“一价法”测算出的市场分割指数的倒数（），参照王玉和张占斌（）的思路，采用长三角 座城市人均 和 总量的变异系数重新测度，分别记作 和 ，重新识别地方经济增长目标对地区市场整合的因果效应。需要指明的是，该指标为损失时间维度的截面数据，无法通过固定效应模型识别，因此采用随机效应模型加以估计，表 中（）（）列汇报了对应的估计结果。结果显示：人均 和 总量的变异系数 和 的估计系数均显著为正，并且与基准回归结果基本保持一致，表明在替换被解释变量之后，研究结论依然稳健。替换控制变量。以城市当年实际利用外资额的对数（）替代先前的对外开放水平（）；以城市本级预算内支出占 的比重衡量地方政府干预程度（）替代先前的财政分权程度（）；以城市拥有国企职工数的对数（）替代先前的国有化程度（），重新识别地方经济增长目标对地区市场整合的因果效应。结果显示：地方经济增长目标（）的估计系数依旧显著为正，而且相较于基准回归结果并未发生显著变化，进一步证实了研究结论的稳健性。更换样本。鉴于上海、杭州、南京以及合肥 个城市的特殊地位可能会给估计结果带来干扰，因此将其剔除，利用余下 座城市的样本重新进行估计。结果显示：地方经济增长目标（）的估计系数仍然显著为正。综合来看，无论是替换解释变量、被解释变量、控制变量，还是更换样本，基准回归结果均具有稳健性，也即地方经济增长目标的确促进了商品市场走向整合，假设 再次得到验证。表 稳健性检验：替换变量与改变样本（）（）（）（）（）（）（）（）替换解释变量替换被解释变量替换控制变量剔除省会城市 （）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）控制变量是是是是是是是是时间固定效应控制控制未控制未控制控制控制控制控制城市固定效应控制控制未控制未控制控制控制控制控制观测值 注：和 分别代表 和 的显著性水平；括号内数值为聚类在城市层面的稳健标准误。高山，夏帅，陈阳，笪远瑶：地方经济增长目标管理、资源错配与市场整合 来自长三角地区的经验证据（）外生政策冲击、控制前期趋势以及安慰剂检验外生政策冲击。近年来长三角地缘相近、人缘相亲、文化相通、经济相融的特色愈加鲜明（夏帅等，），年长三角一体化又被上升为国家战略，因而长三角地区市场一体化水平的提高可能是由于相关政策冲击所致，其间的区域经济协调机制可能同时发挥了重要作用。为此，借鉴张学良等（）的研究，引入长三角城市经济协调会（）虚拟变量，重新识别地方经济增长目标对地区市场整合的因果效应。长三角城市经济协调会成立于 年，由 个城市共同发起，随后呈现出较为典型的扩容式特点，为本部分的稳健性检验提供了一项良好的“准自然实验”。将当年及以后加入长三角城市经济协调会的城市视为对照组，赋值为 ；否则赋值为 。表 中（）（）列分别汇报了未加入控制变量和加入控制变量的回归结果。结果显示：引入长三角城市经济协调会（）虚拟变量之后，地方经济增长目标（）的估计系数依旧显著为正，基准回归结论依然保持稳健。表 稳健性检验：考虑外生政策冲击、控制前期趋势与领先 期（）（）（）（）（）考虑外生政策冲击趋势项 趋势项 领先 期 （）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）控制变量是是是是是时间固定效应控制控制控制控制控制城市固定效应控制控制控制控制控制观测值 注：、和 分别代表 、和 的显著性水平；括号内数值为聚类在城市层面的稳健标准误。控制前期趋势。进一步考察地方经济增长目标与城市基准特征（）的关系，发现城市人均 解释了地方经济增长目标的 以上。为规避由初始差异衍生出的异质性趋势混杂估计结果，遵循 （）的研究思路，采用 年各地级市的 夜间灯光数据作为当年 的代理变量，然后分别乘以年份虚拟变量和年份二次项构造交互项，分别记作 和 ，以控制地级市初始差异的线性趋势与非线性趋势，回归结果见表 中（）（）列。结果显示：在所有情形中，地方经济增长目标（）的系数均显著为正，假设 的稳健性再次得到验证。安慰剂检验。下一年度的地方经济增长目标（）是否会影响当前地区的市场整合程度（）？如果有影响，则意味着基准回归中存在不可观测的遗漏变量。为此，将地方经济增长目标（）做领先 期处理，使用未来 期的地方经济增长目标（）作为解释变量重新估计。云南财经大学学报（年第 期）若此项的估计系数显著，则意味着仍然存在同时影响地方经济增长目标与商品市场整合程度的变量。估计结果见表 中（）列。结果表明：该项的系数并不显著，因此排除了本研究仍有重要变量遗漏的可能性。总之，在考虑外生政策冲击、控制前期趋势以及安慰剂检验之后，基准回归结果均具有稳健性，假设 再次得到验证。内生性检验基准回归模型设定可能面临的内生性问题主要来自两方面：一方面，市场一体化水平较高的城市，地方政府调配资源的能力往往较强，与外界的经济联系也较为紧密，因此更有可能设定较高的经济增长目标，因而地方经济增长目标与商品市场整合程度之间可能存在反向因果关系，这是引致内生性问题的重要因素之一。另一方面，如果地方经济增长目标对商品市场整合程度的影响还受到不可观测的城市禀赋的干扰，便会产生遗漏变量问题，这是诱发内生性问题的另一重要因素，此时关注的系数 也将有偏。为此，借鉴既有研究，尝试为解释变量选取合适的工具变量以克服内生性问题。本研究选取的工具变量主要有三个。首先，借鉴余泳泽等（）的做法，采用“地级市所在省份的地级市数量”作为第一个工具变量。选取依据为：一方面，在晋升锦标赛与 政绩考核机制特定背景下，地级市设定本级经济增长目标呈现出“标尺竞争”特征，在晋升职位既定且有限的情况下，所在省份的地级市数量越多，地级市之间的竞争就越激烈。另一方面，地级市数量由中央划定，主要受政治因素的影响，与经济变量关联不大。综合以上两点，“地级市所在省份的地级市数量”既具有“相关性”，又具有“外生性”，符合工具变量选取的两个基本条件。其次，参照周茂等（）的研究思路，采用“同一省份内其他兄弟城市经济增长目标的加权平均值”与“地级市相对于所在省份经济增长目标的加码值”的交互项（）作为第二个工具变量。选取依据为：一方面，根据主流财政竞争理论，各级政府为了赢得晋升锦标赛，在制定本级经济增长目标时不仅