区域经济一体化能否促进中国省区经济增长——基于ASW理论框架的实证检验，本文主要内容关键词为：省区论文,实证论文,区域经济论文,经济增长论文,中国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
〔中图分类号〕F061.5 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕1000-7326(2013)08-0073-07
一、引言
改革开放以来，我国市场分割问题比较突出。由行政边界引起的贸易壁垒严重阻碍了商品与生产要素在省际的自由流动，使得经济无法最大限度地实现资源的配置效率。打破边界壁垒、实现区域经济一体化从而促进区域经济增长成为转型时期的主要目标之一。如何定量地分析边界壁垒、区域经济一体化与经济增长之间的关系是该研究领域需要解决的一个重要问题。
McCallum(1995)对此做了开创性研究，他利用边界效应方法实证考察了美国各州和加拿大各省之间的国际贸易和国内贸易，发现美国国内贸易流量是国际贸易流量的22倍。[1]此后的文章不断地证实边界效应的显著存在。[2]Engel和Rogers(2000、2001)发现即使控制了距离因素，跨越美国和加拿大边界的巨大价格差异依然存在。[3][4]省(洲)际间贸易流量的下降在相当大的程度上被边界效应所解释(Helliwell和Verdier，2001)。[5]Alesina、Spolaore和Wacziarg(2000)则强调在经济增长研究中应考虑市场规模和贸易开放度的影响，并据此提出了贸易开放、市场规模及经济增长相互影响的ASW分析框架。[6]Spolaore和Wacziarg(2005)拓展了ASW分析框架，研究边界壁垒和经济增长之间的关系发现，消除相邻国家的边界壁垒，仅能从有限程度的区域经济一体化中提高样本国家的平均经济增长率。[7]国内文献在考察我国边界效应和区域经济一体化时得到两种不同观点：一种观点认为中国的地区边界效应不断提高；[8]另一种观点认为改革开放后国内市场一体化程度在提高，边界效应呈下降趋势。[9]总的来说，相关研究仍集中于对边界效应存在性的实证检验，并利用边界效应的测定度量说明国内市场分割的程度或市场一体化程度和发展趋势问题。[10]
本文在ASW理论框架基础上利用省际面板数据从边界效应整合的视角实证分析区域经济一体化对地区经济增长的影响，探讨初始经济体是否会从与邻近经济体在消除边界壁垒和推进区域经济一体化的过程中获益。①与现有研究相比，本文的边际贡献在于：一是扩展了区域一体化对经济增长潜力的实证框架。不同于国内文献度量国内区域经济一体化程度或将区域经济一体化指标作为其中一个解释变量引入增长方程的处理方式，本文首先估计增长方程和开放方程的基础参数，进而直接计算不同类型的区域经济一体化对地区经济增长的影响。二是对区域一体化的实现类型进行了区分界定研究。本文根据边界壁垒的消除程度，区分界定了市场一体化和完全一体化两种不同类型的区域经济一体化，分别探讨了其对经济增长产生的影响。三是在研究思路上有所突破。本文在研究过程中将中国28个省区按照地理接壤邻近的原则两两排列配对得到125对邻近省区样本，在研究中考虑了区域一体化发生的地理空间限制，将边界效应界定在较为直观的行政边界带来的显性壁垒和隐性壁垒范围内，基于微观层面分析给出了个体配对样本特定的估计值对不同假设条件的敏感性和系数变动所反映的内在经济信息。
二、实证模型设定
(一)基础方程
根据ASW理论框架，在稳态下人均收入水平及其增长率与经济规模、贸易开放度正相关，与经济规模和贸易开放度的交互项负相关。我们设置一个经济增长的基础方程(Growth Equation)：
Alesina和Spolaore(1997)研究指出贸易开放度与经济体规模存在负相关关系，[12]本文设定贸易开放的基础方程(Openness Equation)为：
(三)完全一体化情况下的经济增长估计
(4)式假定除了经济体规模之外其他因素并没有发生改变，这是一个严格的假定。因为其他因素也会因为区域经济一体化的深入发生变化进而影响经济增长和开放水平，在高级阶段的区域经济一体化中，经济体a和b之间人口和资本流动的增加，会导致人力资本投资和物质资本投资率的变动。因此随着区域经济一体化程度的加深，需要放宽市场一体化中只影响经济体规模的假定，假设其他变量在区域经济一体化后也会变化，且对经济体a和b产生相同数量的影响，我们把这种情形称之为完全一体化(Full Integration)。在完全一体化过程中，需要确定基础方程控制变量
的数值变化。一种合理的假设是每个实现完全一体化的经济体将以同样人口加权的初始控制变量作为新的控制变量。根据式(3)将完全一体化导致的经济增长
估计为：
(四)区域经济一体化对稳态下人均收入水平的影响
我们在增长率之外还考察区域经济一体化对人均收入水平的影响。(1)式右边的变量是稳态下人均收入水平的决定因素，我们可以推导得到(6)式和(7)式，②然后分别估计得出市场一体化和完全一体化对人均收入水平的影响：
三、实证分析
(一)数据来源与变量
本文1993—2007年中国28个省区③的生产总值、进出口总额、总人口、政府财政支出、全社会固定资产投资额数据来源于《新中国60年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》，人力资本数据来于五次人口普查(2001年)和2005年全国1％人口抽样调查数据。具体变量如下：
人均收入(y)：将当年各省区的名义GDP按1978年不变价进行折算，然后除以当年各省区年底总人口得到实际人均收入。
贸易开放度(Open)：贸易开放度采用当年各省区进出口总额所占GDP的比重，介于数据的可获性，我们忽略了省际贸易对贸易开放度的影响。④
经济体规模(Pop)：本文参照Spolaore和Wacziarg(2005) [13]的做法用经济体总人口的对数值衡量，各省区人口采用年末总人口数据，包括外来人口。
控制变量Zat：包括政府支出占GDP的比率(Gov)、物质资本投资率(Inv)、人力资本(H)等。Gov采用当年各省区政府财政支出与GDP的比值；Inv采用当年各省区全社会固定资产投资总额与GDP的比值；H的度量方式有公共教育开支、平均教育年限、各级学校注册率、全社会文盲率等(Barro and Lee，1993)，[14]本文引用国内主流文献的受教育年限法。
控制变量Wat：包括两个虚拟变量：是否为沿海省区(Coast Dummy)、是否为边境省区(Frontier Dummy)。陆地与邻国接壤即定义为边境省区，有海岸线的省区即定义为沿海省区，若是则设为1、否则设为0。在完全一体化后，初始经济体a或初始经济体b虚拟变量设置为1的合并后则设为1；初始经济体a和b初始经济体虚拟变量设置均为0的合并后则设为0。
(二)基础方程估计结果
为了克服贸易开放的内生性问题，我们把增长方程和开放方程联立，采用联立方程的广义矩估计方法(GMM)进行估计。GMM方法允许随机扰动项存在异方差和自相关，而且不需要知道随机扰动项的确切分布，所得到的参数估计量比其他参数估计方法更稳健，结果如表2所示。表1同时给出了使用完全信息极大似然估计(FIML)和三阶段最小二乘法(3SLS)回归的结果。
表1的增长方程估计结果显示，采用3SLS估计方法得到的估计结果与GMM估计的结果具有一致性，理论模型核心参数的估计系数与理论模型预测的结论一致并且通过了10％的显著性水平检验。开放方程采用三种估计方法得到的回归系数均通过为5％的显著性水平检验，并且符合理论预期。联立方程的系统估计结果说明本文使用GMM方法估计的结果具有稳健性。
在增长方程中，
的系数为-0.0165且通过了显著性水平为10％的t检验，随着人均收入水平的提高，经济增长速度将放缓。贸易开放和物质资本投资率的系数分别为0.1179和0.0897，均高于反映国内市场需求的Log(Pop)系数0.0198，反映了中国经济增长仍然依靠投资和出口的拉动，内需的促进作用较弱。此外，人力资本的系数为负数，⑤政府支出率的提高阻碍了地区经济增长。
在开放方程中，沿海省区的虚拟变量对贸易开放度有显著的正向影响，系数为0.4180，而边境城市的虚拟变量与贸易开放度呈显著性负相关，系数为-0.1835。一方面我国沿海省区通过发达的海运与发达国家经济联系紧密，而边境省区深处内陆，与发展中国家接壤贸易量有限，受到地理距离和交通运输等因素影响与发达国家的贸易往来较少。另一方面我国“区域差异改革”的制度渐进改革，⑥导致不同区域发展水平和贸易开放度存在整体的差异。
(二)区域经济一体化的经济增长估计结果
为了计算区域经济一体化对经济增长的影响，本文首先将中国28个省区按照地理接壤邻近的原则两两排列配对，得到125对邻近省区样本。然后根据(4)式、(5)式和表1增长方程和开放方程的基础估计结果，结合(3)式中系数γ的函数，计算中国省区间区域经济一体化的经济增长，⑦区域经济一体化的经济增长估计结果的描述性统计见表2。从表2可知，市场一体化和完全一体化引致的中国省区经济增长ΔG、Δ
均值大于0，中国28个省区可以从完全进入邻近经济体市场中获益，区域经济一体化对地区经济增长提高具有重要的促进作用。其中完全一体化对省区经济增长的提升作用大于市场一体化。Δ的估计结果均值为0.0078，而ΔG为0.0031。相对于市场一体化，完全一体化允许人口、资本等要素跨边界自由流动，行政区的经济增长均值上升幅度较大，表明现存的行政区经济地方保护较为突出，边界效应显著降低了经济增长。区域经济一体化对稳态下人均收入水平的影响估计结果也支持上述结论。
图1左图显示在市场一体化后，中西部省区经济增长要显著高于东部省区，图1右图显示由沿海发达省区向内陆欠发达省区，完全一体化后经济增长呈由高到低的阶梯状分布。由此可知，在不同区域一体化程度的假设下，东中西部省区的经济利得呈显著差异。
图1 中国省区区域经济一体化的经济增长区域分布
注：图1采用各省区为初始经济体a与邻近经济体经济增长估计的均值绘制，左图为市场一体化的经济增长区域分布，右图为完全一体化的经济增长区域分布，图例0.0048+表示大于0.0048；白色区域省份(西藏、重庆、海南、台湾)因数据缺失不包括在研究范围内。
将28个省区按照经济区域划分为东部、中部和西部，从表3分析发现：(1)在区域内部之间，中部省区之间的区域经济一体化所引致的经济增长最大，不管是市场一体化还是完全一体化都会带来区域总体经济增长的较大幅度提高，ΔG和Δ分别为0.0043和0.0131，高于东部省区之间和西部省区之间的均值。与东部省区之间不同的是，西部省区之间在市场一体化情况下经济增长提升大于完全一体化的情况，反映了西部省区之间彼此间的市场互为开放更为重要，而东部省区之间的要素自由流动更为重要。(2)跨经济区域之间，中西部之间市场互为开放的市场一体化带来的经济增长提升最大，说明中西部在消除市场分割、加强商品和贸易开放方面合作前景广阔；而在完全一体化情况下，不同区域间由于存在经济发展水平、生产技术水平等方面的梯度差异，东中部之间、东西部之间和中西部之间经济增长均能得到较大幅度提升，Δ分别达到0.0191、0.0166和0.0151，均高于全国均值，也均高于同一区域省区(东部、中部和西部)之间的均值，反映出区域间经济合作的巨大前景。
(三)典型案例分析——来自长三角的证据
对个体案例的分析可以考察特定的估计值对不同假设条件的敏感性和系数变动所反映的经济信息，我们以长三角为例展开进一步研究(如表4所示)。
1.在市场一体化过程中上海由于消除与江苏、浙江的边界效应大幅度提高市场获得，影响经济潜力增长的直接效应分别为0.0140、0.0113，在六个样本中位居前两位；但是由于初始经济体上海的市场规模扩大，外贸转内销产生第三方市场的贸易缩减效应明显，使影响经济潜力增长的间接效应负向作用显著，因此在市场一体化条件下上海经济增长分别为-0.0015和-0.0018。
2.长三角地区在完全一体化的过程中，相对落后省区由于受到发达省区的冲击，经济增长反而为负，如江苏、浙江在分别与邻近经济体上海实施完全一体化后，经济增长由市场一体化时的正数转而为负；上海凭借吸引江苏、浙江的资本、人才、技术等不断流入，经济聚集程度不断强化，在完全一体化情况下经济增长由市场一体化时的负数转而为正，分别为0.0150和0.0125。
四、结论
本文在ASW理论框架的基础上，将贸易开放度内生化，实证分析了125对邻近省区样本在市场一体化和完全一体化情形下的经济增长，并进行了划区域分析和对长三角地区的案例分析，研究发现：由于要素跨边界自由流动的影响，完全一体化对中国省区经济增长的影响作用比市场一体化高150％；由于存在经济发展水平、生产技术水平等方面的梯度差异，不同区域间的经济一体化对经济增长的促进作用均高于同一区域内的经济一体化。
因此，我们提出以下政策建议：第一，逐步消除省际边界壁垒、加快推进市场一体化，并逐步在具备条件的地区推进完全一体化建设，建立完善全国统一开放的市场经济体系。第二，加强我国三大经济区域内部的经济合作交流，完善开放政策，优化开放环境，加强开放合作。特别是着力落实中部崛起战略，强化中部六省之间在能源、交通、产业政策与贸易上的互联互通，全面提升中部省区之间的市场开放和区域经济一体化水平。第三，加强我国三大经济区域跨区域经济合作交流，促进人员、资金、技术的跨区域流动。同时，国家要重点在财税、金融、投资等多方面给予中西部地区承接东部产业转移的政策支持，力促中西部地区成为东部产业转移的首选地。
注释：
①本文基于边界效应的视角进行研究，例如假定消除江苏和初始经济体上海之间的边界效应，从而在区域经济一体化的情况下考察初始经济体上海人均收入水平的增长率变化情况。
②限于篇幅，本文不再详加推导，如感兴趣可向本文作者索取。
③东部包括辽宁、河北、北京、天津、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东；中部包括黑龙江、吉林、山西、河南、安徽、江西、湖北、湖南；西部包括内蒙古、陕西、广西、宁夏、甘肃、四川、贵州、云南、新疆、青海。
④在国家内部的地区间经济交流中，类似海关的机构是不存在的，如何获得地区间经济往来的数据，本身就是一个具有挑战性的任务，这也是以后进一步探索研究的方向。
⑤关于人力资本系数为负的讨论和解释，具体参见黄新飞和舒元(2010)的论述。[15]
⑥即在改革实践中，沿海省区(除广西外)都属于我国东部地区，与中西部等边境省区相比引入市场机制的时机不同、程度不同、速度不同，导致不同区域贸易开放度的整体性差异。
⑦限于篇幅问题，我们省略了所有省区的区域经济一体化的经济增长结果。