導(dǎo)語：外商直接投資改變政府競爭實現(xiàn)市場一體化論文一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

編者按：本文主要從引言；長三角地區(qū)市場一體化指數(shù)；外商直接投資如何影響市場一體化程度；結(jié)論四個方面進行論述。其中，主要包括：市場一體化和市場非一體化是同一個問題的兩個不同側(cè)面、我國經(jīng)濟改革的過程就是我國經(jīng)濟重新融人全球經(jīng)濟的過程、地方政府間激烈的競爭、中國企業(yè)參與國際貿(mào)易的途徑和方式、外資大舉進入使得長三角逐漸嵌入全球價值鏈生產(chǎn)體系中、國內(nèi)市場和國際市場之間可能存在著替代效應(yīng)、差異縮小則說明市場一體化程度提高、相對價格法計算市場—、回歸方程及數(shù)據(jù)說明、計量方法及結(jié)果、結(jié)果的穩(wěn)健性等，具體材料請詳見。

[摘要]外商直接投資改變了政府和企業(yè)的行為模式，從而對市場一體化進程產(chǎn)生深刻的影響。市場替代假說和全球價值鏈假說對兩者之間的關(guān)系給出了截然不同的預(yù)測。文章在構(gòu)建長三角地區(qū)市場一體化指數(shù)的基礎(chǔ)上，研究外商直接投資與區(qū)域市場一體化之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明，長三角地區(qū)的市場一體化水平在不斷提高；外商直接投資有助于拓展區(qū)域市場一體化進程。最后，文章基于地方政府競爭的角度對實證結(jié)論進行解釋。

[關(guān)鍵詞]市場一體化；外商直接投資；長三角地區(qū)

一、引言

近年來，長三角市場一體化發(fā)展的趨勢備受矚目，對其成因的討論也越來越被學(xué)界和政府所廣泛重視。事實上，市場一體化和市場非一體化（市場分割）是同一個問題的兩個不同側(cè)面，兩方面的研究相互聯(lián)系。自Young(2000)以來，眾多文獻試圖解釋市場非一體化的原因。例如，林毅夫、劉培林(2004)強調(diào)趕超戰(zhàn)略在各地區(qū)的延續(xù)帶來地方保護。陸銘等(2004)從地區(qū)分工收益的策略性考慮的視角論述了市場分割的優(yōu)勢，其進一步的實證還表明適度分割有利于經(jīng)濟增長（陸銘等．2009）。周黎安(2004)認為地區(qū)間缺乏合作根源于“基于相對績效的考核制度”。這些關(guān)于市場分割的原因探討可以歸結(jié)為地方政府和其支配的國有企業(yè)這兩股力量，認為這兩股力量加強則帶來市場非一體化，減弱則有助于市場一體化。

然而，已有的關(guān)于市場一體化文獻對外商直接投資的市場一體化效應(yīng)缺乏足夠的重視。毋庸置疑，我國經(jīng)濟改革的過程就是我國經(jīng)濟重新融人全球經(jīng)濟的過程，而實現(xiàn)重新融人的一個重要途徑是大量引入外商直接投資。外商直接投資一方面導(dǎo)致了地方政府間激烈的競爭，另一方面也影響著中國企業(yè)參與國際貿(mào)易的途徑和方式；從區(qū)域經(jīng)濟層面上來看，外商直接投資還帶來了地區(qū)間的技術(shù)外溢和轉(zhuǎn)移。因而外商直接投資對區(qū)域市場一體化進程具有重要的影響。對于我國長三角地區(qū)來說，其外商直接投資水平位居全國先列。外商直接投資給長三角地區(qū)帶來了翻天覆地的變化（洪銀興、劉志彪，2003）。因此，考察長三角的市場一體化進程，忽視外商直接投資因素的研究結(jié)論很可能存在偏誤。

外商直接投資到底如何影響市場一體化進程？基于已有的研究可以歸結(jié)為截然不同的兩種假說：首先是價值鏈假說，即從宏觀上來看，外資大舉進入使得長三角逐漸嵌入全球價值鏈生產(chǎn)體系中。由于嵌入的主要方式是進行加工制造，長三角在全球價值鏈中仍然處在低端環(huán)節(jié)，并具有“依附經(jīng)濟”的特征（劉志彪，2007）。因此，長三角只能被動地接受全球價值鏈的治理。全球價值鏈治理以效率提高為標準（Kaplinsky，2000），其以利潤為導(dǎo)向的資源配置方式很可能帶來各地區(qū)參與分工的深化，以及各地區(qū)專業(yè)化的形成，從而客觀上提高了長三角的市場一體化程度。第二種假說是市場替代假說，即從微觀上來看，對于以外商直接投資作為載體的各類外資企業(yè)而言，國內(nèi)市場和國際市場之間可能存在著替代效應(yīng)（黃玖立等，2006）。在國際貿(mào)易的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)得到青睞的同時，國內(nèi)市場的規(guī)模經(jīng)濟被拋棄，這將加劇國內(nèi)市場的分割水平（陸銘等，2009）。因此，理論分析并不能給出一致的預(yù)測，這就需要我們基于實證分析對外商直接投資與市場一體化之間的關(guān)系進行檢驗。

本文將在構(gòu)建長三角16城市市場一體化指數(shù)數(shù)據(jù)庫的基礎(chǔ)上分析外商直接投資與市場一體化之間的關(guān)系。對于長三角地區(qū)而言，實證分析的結(jié)論推翻了外資進駐加劇市場分割的觀點。換言之，外商直接投資有助于市場一體化進程。對此，本文的結(jié)論部分給出了一個基于政府競爭行為的解釋。

二、長三角地區(qū)市場一體化指數(shù)

由于沒有現(xiàn)成的長三角地區(qū)的市場一體化指數(shù)數(shù)據(jù)，我們在這部分將構(gòu)造一份可以反映長三角地區(qū)2001至2007年間16個城市的市場整合程度的面板數(shù)據(jù)庫。計算市場一體化指數(shù)的常見方法有生產(chǎn)法、貿(mào)易法、經(jīng)濟周期法和相對價格法（余東華、劉運，2009）?？紤]到如下兩點原因，本文選用相對價格法：首先，其它方法盡管可以反映市場一體化程度變化，但往往受到很多非市場的干擾因素，干擾因素比較難控制；其次，由于數(shù)據(jù)的限制，其它方法都難以形成城市層面的面板數(shù)據(jù)。

相對價格法的基本出發(fā)點是通過區(qū)域之間商品價格的差異來度量市場一體化程度。如果差異縮小則說明市場一體化程度提高。相對價格法被認為是一種較好的計算市場一體化程度指數(shù)的方法，是因為“市場一體化意味著價格信號在空間上分散的市場間平滑地傳遞”（Goletti等，1995）。Sam-uelson(1954)的“冰川”（iceberg）成本模型為相對價格法奠定了堅實的理論基礎(chǔ)，該模型表明由于交易成本的存在，兩地的價格P：和P，最終不可能完全相等，既可能同升同降，也可能一升一降，只要相對價格p，/p，的取值不超過一定的區(qū)間，均可認為兩地之間的市場是一體化的。在此基礎(chǔ)上，Parsley和Wei(1996，2001)開拓了以相對價格的方差變動來衡量市場一體化程度的新方法。如果方差隨時間變化而趨于收窄，則反映出相對價格波動的范圍在縮小，“冰川”成本降低，市場一體化程度在提高。相對價格法被廣泛用于計算市場一體化程度，如Goletti等(1995)以及Poncet(2005)運用這種方法研究了大米等農(nóng)產(chǎn)品市場的整合程度；Parsley和Wei(2001)、范愛軍等(2007)以及桂琦寒等(2006)，運用這種方法對包含多類商品的綜合市場進行了市場一體化程度的度量。應(yīng)用于綜合市場的研究凸顯出價格法的另一個優(yōu)點，即價格法可以收集較多的信息，能夠全面考察市場的一體化程度。

相對價格法計算市場—。體化指數(shù)首先需要各類商品的價格指數(shù)?！堕L江三角洲和珠江三角洲地區(qū)統(tǒng)計年鑒》為我們提供了長三角地區(qū)16城市的居民消費價格分類指數(shù)數(shù)據(jù)。該統(tǒng)計年鑒開始于2003年編寫，最早的價格數(shù)據(jù)追溯到2000年，但由于2000年數(shù)據(jù)不完整，實際選擇的樣本區(qū)間只能是2001-2007年。統(tǒng)計年鑒上商品分類價格指數(shù)包含8類：食品、煙酒及用品、衣著、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健和個人用品、交通和通訊、娛樂教育文化和居住。由于煙酒及用品類數(shù)據(jù)不完整，我們實際選擇了除此之外的7類商品作為計算長三角地區(qū)市場一體化程度的原始數(shù)據(jù)。

類似于Parsley和VVei(2001)，范愛軍等(2007)以及桂琦寒等(2006)，我們分四個步驟來計算該指數(shù)：第一步，對長三角16城市兩兩配對皇選擇同分類價格指數(shù)做相對價格的差分△Q并取其絕對值得到1△Qk。計算差分的方法利用如下公式，這種方法既利用了統(tǒng)計年鑒上提供的商品環(huán)比指數(shù)，又通過取對數(shù)的方法緩和了異方差和偏態(tài)性。

上述公式中，k表示第k類商品。通過取絕對值可以消除同一配對組中兩個城市的置放順序的影響。在做完第一步后得到了7類商品120個(C216)配對組城市7年度共計5880個(7x120x7)差分形式的相對價格數(shù)據(jù)。第二步，對1△Qki，1采用去均值的方法剔除各分類商品固有的異質(zhì)性（Parsley和Wei，1996）的影響得到qk第三步，計算qij,的方差var(qi)，共可得到840個觀測值(120x7)。var(qit)衡量了價格波動的范圍，波動范圍越大，市場一體化程度越低。第四步，把方差按城市合并得到各城市的市場一體化指數(shù)，共有112個觀測值(16x7)，其中合并的方法是計算一個城市與其他所有城市方差的平均值。

表1反映了采用相對價格法計算出來的長三角地區(qū)16城市2001-2007年市場一體化指數(shù)。由于該指數(shù)反映了價格方差的大小，所以指數(shù)越大表示市場一體化程度越低，指數(shù)越小表示市場一體化程度越高。圖1中的點是根據(jù)歷年數(shù)據(jù)得到的長三角地區(qū)市場一體化指數(shù)的平均值，擬合的曲線反映出總體程度下降，說明長三角地區(qū)市場一體化程度呈上升趨勢。

三、外商直接投資如何影響市場一體化程度

（一）回歸方程及數(shù)據(jù)說明

基于已有文獻對相關(guān)影響因素的探討，本文采用如下的回歸方程：

MFit=po+p1.fdit+p2.gov+p+soe+pd.dis+o

回歸使用的樣本是長三角16城市2001-2007的面板數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)的一個好處是可以通過差分消除不隨時間變化的未考慮岡素的影響。方程左邊為被解釋變量，MF代表市場一體化程度。方程右邊為一系列解釋變量，fdi代表外商直接投資水平，為緩和可能的異方差，這里采用其對數(shù)值；gov代表政府消費占CDP的比例，遵循文獻通常做法政府消費剔除了教科文衛(wèi)支出，該指數(shù)反映了當(dāng)?shù)卣畬?jīng)濟的干預(yù)程度；soe代表國有及集體企業(yè)職工人數(shù)占總職工人數(shù)的比例，該指數(shù)反映了地區(qū)經(jīng)濟的國有化程度；dis代表i城市到其他城市的平均距離，這里也采用其對數(shù)值；o和s分別表示與截面相關(guān)的未觀察因素和隨機誤差項。外商直接投資和政府消費的原始數(shù)據(jù)來自《長江和珠江三角洲及港澳臺統(tǒng)計年鑒》（2003-2007年），職工人數(shù)比例的原始數(shù)據(jù)來自《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》（2001-2007年），平均距離的原始數(shù)據(jù)來自Coogle地圖查詢出的城市之間距離。所有變量數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計如表2所示。

（二）計量方法及結(jié)果

由于o為未觀察因素，其可能與其它解釋變量相關(guān)，OLS方法將導(dǎo)致系數(shù)的估計偏誤。因此，本文的計量方法首先分別采用隨機效應(yīng)和固定效應(yīng)模型，估計結(jié)果分別見表3中的re及fe欄。Breusch-Pagan檢驗的結(jié)果表明模型不存在異方差，Hausman檢驗結(jié)果表明應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型進行估計。因此，需要關(guān)注的是fe欄目報告的結(jié)果。其中，最為關(guān)注的fdi的系數(shù)為負，并且通過了顯著性l%的顯著性檢驗。這說明外商直接投資帶來了MF下降。前文提到MF為反向指標，MF下降則表示市場一體化程度提高。閃此，關(guān)于外資帶來長三角市場分割加劇的觀點不能成立，從而支持了外資可以增進長三角地區(qū)市場一體化進程的觀點。

其他的變量中，政府消費因素為正，未通過顯著性檢驗；職工比例因素為正，并且通過了顯著性檢驗。這說明經(jīng)濟的同有程度越高，市場非一體化程度越高（MF上升），符合通常的認識。由于不隨機時間變化的變量在固定效應(yīng)模型中被差分消除，所以距離因素未能出現(xiàn)在fe欄目的估計結(jié)果中，但是隨機效應(yīng)表明城市之間的距離越近，區(qū)域市場一體化程度越高。

（三）結(jié)果的穩(wěn)健性

考慮到結(jié)果的穩(wěn)健性問題，本文進一步采用了自抽樣法(bootstrapmethod)和工具變量法進行參數(shù)估計，分別報告在表2的febs欄目和ivfe欄目中。自抽樣法下fdi的系數(shù)為負，并通過5%的顯著性檢驗。工具變量法中選擇的工具變量是fdi的滯后一期(fdi滯后一期和不滯后的相關(guān)系數(shù)為0.983)，得出的fdi的系數(shù)仍然為負，并通過了1%的顯著性檢驗。固定效應(yīng)模型、自抽樣法和下具變量法所估計出的fdi的系數(shù)值分別為-1.776、-1.776和-1.53，這三個系數(shù)值非常接近，都具有顯著性。因此，外資提高長三角市場一體化的判斷具有較強的穩(wěn)健性。

四、結(jié)論

對于長三角地區(qū)的市場一體化進程而言，外商直接投資是關(guān)乎全局的變量。這個變量的影響如何，理論分析尚不能給出一致的答案。本文在構(gòu)建了長三角16城市市場一體化指數(shù)數(shù)據(jù)庫的基礎(chǔ)上，采用多種計量方法得出一致的結(jié)論：外商直接投資提高了長三角地區(qū)市場一體化的程度。在既往的研究中，馮帆、楊忠（2008）比較長三角、珠三角以及京三角（京津唐地區(qū)）三個區(qū)域外商直接投資水平的差異，以及三個區(qū)域一體化的程度差異不同，從而認為外商直接投資對區(qū)域一體化中具有促進作用。該研究在一定程度上也支持了本文的結(jié)論。

與第一部分提出的兩種假說不同，我們基于地方政府的角度對本文結(jié)論給出的解釋是，外商直接投資改變了地方政府的競爭行為。在封閉經(jīng)濟的情況下，正如沈立人和戴園晨(1990)以及Young(2000)所言，地方政府為了自己的利益防止稀缺的經(jīng)濟資源外流，實施地方保護主義。以外商直接投資為主要形式的經(jīng)濟開放改變了政府的行為模式，即外來資本降低了地方政府在進行經(jīng)濟錦標賽中的資金約束，區(qū)域內(nèi)部的合作相對于競爭而言，更有助于促進本地區(qū)的經(jīng)濟增長。這種解釋即融合了全球價值鏈假說關(guān)于全球市場下合作的重要性，也融合了市場替代假說關(guān)于國內(nèi)外市場之間的可替代性解釋，即國際資金和市場的重要性緩解了地方政府依賴于區(qū)域保護來發(fā)展經(jīng)濟的政策選擇。市場的一體化與非一體化，從根本上講，是個政策問題，因而，基于政府行為模式變化的解釋更加有力?？梢灶A(yù)見的是，隨著產(chǎn)業(yè)在國際和國內(nèi)以及從東部向中西部的轉(zhuǎn)移，不同省份之間進行區(qū)域合作的收益會增加，市場一體化程度會增強，而開放帶來的分割則可能是經(jīng)濟一體化進程中的一段插曲。