国际金融危机、区域市场分割与工业结构升级——基于1985—2010年省际面板数据的实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,金融危机论文,面板论文,区域论文,结构论文，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]F421 [文献标识码]A [文章编号]1006-480X(2013)01-0019-13
一、问题提出
在国际金融危机影响呈现长期化趋势与发达国家实施再工业化战略的背景下，以数字化、智能化和定制化为特征的第三次工业革命正在兴起，全球产业价值链加速调整。对中国来说，一方面，作为世界工业生产与出口大国，在国际金融危机发生后，全球新兴产业竞争与贸易保护主义日益加剧、国内工业技术创新能力仍然薄弱与工业运行综合成本上升等问题逐步显现，推进工业结构升级的压力更为突出；另一方面，规模性、多样性的国内市场已经成为推进工业结构升级的重要战略资源，但是，困扰内需扩大的省份间市场分割对工业结构升级的影响作用越来越大。如何进一步利用国际金融危机带来的战略机遇，以国内市场需求空间的转换，增强中国工业对全球创新资源的吸纳力，是当前实现中国工业结构顺利升级必须予以重点突破的难题。
对于大国国内市场促进产业升级的作用文献鲜有争议，国内外许多研究证实了母国市场引致创新效应的存在，如保罗·克鲁格曼(2002)、Kuznets(1989)、迈克尔·波特(1999，2002，2003)、Schmitz(2004)、Zweimuller and Brunner(2005)、李毅中(2009)、金碚(2009，2010)、张国胜(2011)等。但另一方面，在经过数十年的改革开放之后，学术界对中国国内市场分割演化趋势及其对经济增长的影响却颇有争议。一些学者认为改革开放以来中国的市场分割程度趋于上升，如Young(2000)、Poncet(2003)、郑毓盛和李崇高(2003)；另外一些学者则认为中国市场分割程度是下降的(Naughton，1999；白重恩等，2004;桂琦寒等，2006;陈敏等，2007；陆铭，陈钊，2009)。尽管学者们对于国内市场分割的演变趋势存在争论，但是，并未否定国内市场分割持续存在。关于市场分割对经济增长的影响，一种观点认为市场分割不利于经济增长，如Poncet(2003)、赵永亮和刘德学(2008)、张杰和黄泰岩(2010)等。他们的基本结论是：在对外开放条件下，市场分割通过阻碍市场规模的扩大，导致市场交易成本无法降低，影响了技术进步效率的提高，造成了中国市场上外资企业竞争力强、本土企业竞争力弱的局面，从而不利于本土产业升级和经济增长。还有一种观点认为市场分割对经济增长的促进机制和阻碍机制，对不同的地区存在着不同的时间效应，如陆铭和陈钊(2009)、毛其淋和盛斌(2011)。
现有文献得出了许多很有意义的结论，但在讨论市场分割与经济增长的关系时均未将国际金融危机的影响纳入其中，更缺乏对不同国际金融危机影响度的地区，基于市场分割程度不同所产生的工业结构升级效应的分析。鉴于此，本文在新增长理论的基础上，把国际金融危机、区域市场分割与工业结构升级纳入到统一分析框架中，以期对国际金融危机与区域市场分割影响中国工业结构升级的内在机理有一个明确的认识，并为后金融危机时期全面提高开放型经济水平、加快推进工业结构升级提供理论依据。
二、理论框架与模型设定
新古典经济增长理论认为资本投入、劳动力投入和技术进步是经济增长的外生变量。Mankiw et al.(1992)通过扩展一个只有资本和劳动力两个投入要素的经济系统，证明了人力资本积累水平对经济增长的显著作用，并以此修正柯布—道格拉斯生产函数，提出加入人力资本作用的修正模型，并广泛应用于此后对经济增长的研究中①。
其中，t表示时刻，Y表示产出值，K表示物质资本投入量，L表示劳动力投入量，H为人力资本存量，A(·)代表技术进步水平，是资源优势、制度政策、知识技术、地理气候等影响生产产值因素的函数。a、b分别表示资本与劳动投入的产出弹性。如φ=1-a-b，且a+b＜1，则表示规模报酬不变，各项投入变量的边际报酬递减。
本文以Mankiw et al.的扩展模型为基础，借鉴毛其淋、盛斌(2011)的思想，假定经济系统中的其他投入要素不变，技术进步水平以外生的速率γ增长，考察国际金融危机影响度cris和区域市场分割度segm对技术进步水平的作用，则可得到技术进步的效率函数为：
要素结构和需求结构的变动，是影响工业结构演变的两大动力。一国或地区如能积极引进国外先进要素，开拓国外市场，便可迅速提升本土需求结构和要素结构，加快工业结构升级。但若对国外需求和要素的依赖程度过高，当国际金融危机爆发时，通过贸易、金融与心理接触三大传染机制产生的结构性振荡联动效应，容易导致相关国工业的国外市场萎缩、金融资本紧缩与投资商心理预期变差，带动关联国工业需求结构和要素结构产生大幅波动，从而影响工业结构升级。根据以上分析，本文提出：
理论假说1：国际金融危机会阻碍关联地工业全要素生产率提升，不利于工业结构升级。
区域市场分割是指在一个统一的国家内，基于区域异质性，而没有形成统一的大市场的现象。区域市场分割的形成是区域异质下政府竞争的均衡结果。作为一个拥有众多生产力水平不一区域的发展中大国，为了追求最大化的地方利益，各级地方政府都会尽可能阻碍省际资源、资金和技术等生产要素的合理流动与有效配置，使本土企业的创新研发活动得不到本土市场创新收益的回报，极大地限制了工业全要素生产率的增长，不利于工业结构升级。综合以上分析，本文提出：
理论假说2：区域市场分割会造成工业全要素生产率损失，不利于工业结构升级。
将(2)式代入(1)中，可得：
本文主要研究国际金融危机和区域市场分割对中国各省份工业结构升级的影响。采用工业全要素生产率来衡量中国各省份的工业结构升级情况，建立(5)式中的理论模型。采用面板数据模型，为了得到更准确的结果，我们在此基础上增加了3个主要的控制变量：人均资本(hk)、政府支出规模(gov)和非国有化率(soe)。
以上是研究国际金融危机和区域市场分割等对工业全要素生产率的影响效应。2008年国际金融危机后，在外部市场出现急剧萎缩的情况下，中国政府投入4万亿元的救市计划，之后中国各省份也纷纷宣布自己的救市方案，总额近20万亿元。中国各地的救市措施会不会导致区域市场分割加大？本文将通过实证分析来找出答案。理论上说，国际金融危机并不会消除区域市场分割，相反，在中国现行财政分权体制下，基于政绩激励需要，有可能会加剧各地方政府采取市场分割的动机。由此，本文进一步提出：
理论假说3：受国际金融危机影响越大的地区，越可能实施地方保护，区域市场分割也越明显。
三、指标选择、数据与描述
1.指标选择
(1)工业全要素生产率(TFP)。TFP主要反映技术进步和资源配置效率提高对工业产出增长的影响程度。TFP数值高，即表示技术水平和资源配置效率高，有利于工业结构升级；反之，则相反。为了避免计算索洛剩余时遇到的强假设条件，对工业全要素生产率的测算，借鉴鲁晓东、连玉君(2012)的研究结果，本文采用基于DEA(Data Envelopment Analysis)的Malmquist指数法。计算工业全要素生产率所需要的数据是产出、资本投入和劳动投入的时间序列数据。鉴于数据的可获取性和完整性，选取1985—2010年除海南，西藏和重庆以外的28个省份为样本。各省份工业总产值，利用各省份工业增长指数，经过价格平减后计算出各省份的实际工业生产总值作为产出变量(以1985年为不变价)。借鉴高新才、韩妍(2009)的研究结果，资本总存量采用“永续存盘法”进行测算，对我国各省工业部门固定资产折旧率取11.86%。借鉴张军等(2004)的研究结果，采用各省份1985年的资本存量作为基年数据，算出每年各省份的资本存量。由于劳动力的价格数据无法直接获得，且劳动时间数据也不可准确获取，本文采用历年的社会从业人员数作为劳动投入指标。
(2)区域市场分割度(segm)。用相对价格指数法来测算。本文采用毛其淋、盛斌(2011)将相对价格方差的测度范围扩大至全国省份两两之间的研究方法。这种处理，相比陆铭、陈钊(2006)提出的相邻省份原则，更加符合地方政府“政治锦标赛”的假设。与毛其淋、盛斌(2011)不同的是，本文采用1985—2010年28个省份的分地区商品零售价格总指数，而不是商品零售价格分类指数。这主要是基于商品零售价格总指数的统计已是综合反映了各种消费品和生活服务零售价格变动的指标，有利于保持数据的连续性和一致性。测算时，将省与省两两配对，一共可以得到378对省份组合的相对价格变动指标。计算出样本期间378对省份组合的相对价格方差
)后，按照省份合并，便可获得国内各省份与其他省份的市场分割度。
(3)国际金融危机影响度(cris)。本文采用外贸依存度(trade)、通货膨胀水平(infl)、城镇失业率(unem)三个指标来测算金融危机对各省市经济的影响度。利用主成分分析法，对上述三个指标进行加权处理，构建出一个统一的指标——国际金融危机影响度(cris)。具体方法如下：先将各个指标trade，infl，unem数据经归一化处理转化为0到100之间的指数值，再将指数化处理后得到的Trade，Infl和Unem三个指标值得分进行加权平均，组合成一个总的指数(国际金融危机影响度cris)：
(4)人力资本水平(H)。人力资本水平采用各省份当年大专以上学历人数占从业人数的比率表示。该比率越高，说明该地区的人力资本禀赋越高，劳动力的知识和技术掌握度越高，综合素质越高，越能提高实物资本的使用效率，对工业结构升级带来很大的优势。
(5)人均资本(hk)。用各省份的人均资本存量来表示，计算公式为：hk=K/L。K为上文中测算的各省份当年的资本存量，L为劳动力，用该地区当年的社会就业人数表示。通常，人均资本越高，意味着资金越丰富，就越能促进企业进行技术研发的投资，越有益于工业进行结构升级。
(6)政府支出规模(gov)。用地方政府财政支出与当地GDP的比值作为度量指标来反映地方政府对经济的参与度。一方面，地方政府对经济的参与可能有损市场机制在资源配置中发挥作用，从而降低经济资源的配置效率；另一方面，当政府积极参与教育投入和基础设施的改善时，有利于促进地区的技术进步。因此，政府支出规模对于地区工业结构升级的影响具有双面性。
(7)非国有化率(soe)。本文采用非国有工业企业工业增加值占地区总工业增加值的比重作为衡量地区的非国有化程度的指标。根据陆铭、陈钊(2006)，地区经济的非国有化进程进行得越快，那么就越有可能更快地提高地方经济的资源配置效率和国有企业的组织效率，能更快地推动地方市场和经济的增长。
2.数据来源
本文选取1985—2010年28个省份的相关数据来进行实证分析。由于数据的缺失和统计口径等原因，某些省份的数据无法直接获取。本文大部分数据来源于《新中国六十年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》(2010，2011)及其中国社会科学院金融统计数据库，其余数据来源于省级统计年鉴。本文将不同渠道来源的数据按照统一的口径进行合并处理，所有以货币为单位的数据，均以1985年为基年进行平减，以增强数据的可比性。进出口贸易的原始数据通过当年的中间汇率折算成人民币，再进行平减。
3.描述性分析
除了测度全国范围28个省份的各项指标外，还将28个省份划分为六大经济区，具体如下：直辖市(北京、上海、天津)、东北部省份(黑龙江、吉林、辽宁)、沿海省份(河北、山东、江苏、浙江、福建、广东)、中部省份(山西、安徽、河南、湖南、湖北、江西)、西南部省份(广西、贵州、云南、四川)和西北部省份(内蒙古、新疆、宁夏、甘肃、青海、陕西)。
(1)工业全要素生产率及其变化趋势。利用DEAP 2.1便可以得到各省份各年份的工业全要素生产率。图1表示的是1985—2010年中国省际(平均)的工业全要素生产率变化趋势图。图中各TFP均以上一年为基年，上一年的TFP设为1，各年TFP与1的正负差值便代表了该年TFP在上一年的基础上升或下降的幅度。整个样本期间，全国工业TFP年均增长率为0.18%，说明过去26年期间中国各省份工业生产效率有一定的提高。其中，有11年的增速大于0；1989年增速最大，为18.1%，2009年增速下降最快，为-13.7%。
工业全要素生产率的增长在各经济区域表现出明显差异(如图2)，呈现出西北部最高，沿海和直辖市次之，内陆最低的格局。其中，TFP均值超过1的有西北部、沿海和直辖市地区，高于全国均值，分别为1.023，1.014和1.010；东北部、西南部和中部地区的TFP均值小于1且低于全国均值，分别为0.985，0.977和0.974。最高TFP为1989年西北部地区的1.219，最低值为2009年西南部地区的0.798。从表1给出的各省份情况看，在28个省份中，共有15个省份的TFP均值小于1，最低的云南省，数值为0.9163；大于1的有13个省份，其中最高的为新疆，数值为1.0609，高出云南省14.46个百分点。
图1 全国省际工业全要素生产率变化趋势
(2)区域市场分割度变化趋势。图3和图4分别给出了全国和六大经济区市场分割度的变化趋势。就全国而言，20世纪80年代至90年代初期区域市场分割现象比较明显。直到90年代中期以后，区域分割程度才慢慢降低。而在1997年亚洲金融危机和2008年国际金融危机发生时，市场分割度稍有抬头趋势。图4中六大经济区的变动趋势与中国整体市场的变动趋势非常相似，市场整合程度在不断提升，但六大经济区的分割水平又不尽相同。整体样本期间，直辖市(0.0001435)、西北(0.0001333)和西南地区(0.0001318)的分割度位居前三，明显高于全国平均值(0.0001271)；中部、沿海和东北部低于全国平均值，且依次下降。从各省份情况来看，共有12个省份的区域市场分割度高于全国平均水平，新疆和贵州最高，北京、上海和天津也处于高位；低于全国平均水平的14个省份中，辽宁省的分割度最低，数值为0.9913，不到新疆和贵州的63%。
(3)国际金融危机影响度。六大经济区的变化趋势大致相同，如图5所示，靠近海岸线的直辖市(30.43)和沿海地区(17.89)远高于全国均值(14.48)，受国际金融危机影响的程度很大；边境的东北(12.25)、西北(11.23)和西南地区(10.64)受到的影响次之，受影响最小的为中部地区(10.02)。从省际看，共有8个省份的国际金融危机影响度高于全国平均水平，大都靠近海岸线，分别为北京、广东、上海、天津、福建、江苏、浙江和辽宁；最低为内陆的河南省，国际金融危机对它的影响作用仅相当于北京的21%。
图3 中国区域市场分割度变化趋势
图4 六大经济区市场分割度变化趋势
图5 六大经济区国际金融危机影响度
四、实证结果
1.初步估计结果
根据上文所建立的理论分析框架，利用Eviews 7.0进行计量分析。表2报告了混合最小二乘法、固定效应模型和随机效应模型回归估计的结果。计量方程(6)中的f表示与特定个体相关的非观察因素,f与解释变量的相互关系对模型种类的选择有很大影响②。
通过相关的面板F统计量检验和Hausman检验，可以在统计意义上选择合适的模型。在面板F检验中，给定模型的F临界值为F0.05(25,696)=8.5518，而实际面板检验的F值为195.0093，大于临界值，拒绝H[，0]的原假设，建立个体固定效应回归模型更合理。而Hausman统计量检验，统计量的值是40.7910，相对应的概率是0.0000，拒绝原假设，也表明应该建立个体固定效应模型。
以固定效应模型的结果为例，与黄玖立、李坤望(2006)，陆铭、陈钊(2006)和毛其淋、盛斌(2011)以及理论预测一致，区域市场分割度的估计系数为负，在10%统计水平上显著，说明区域市场分割对工业全要素生产率产生负向效应。尽管在统计意义上并不显著，但国际金融危机对工业全要素生产率的提升也是负向作用。与前文预测一致的是，人均资本、人力资本水平的估计系数都为正，其中人均资本对工业全要素生产率提升的促进作用最大，且具有显著的统计意义。此外，结果显示政府支出规模的系数为负，说明政府干预市场的行为不利于地方工业结构升级。无论是混合最小二乘法、随机效应模型，还是固定效应模型，非国有化率的系数在统计意义上都不显著。
2.内生性检验与处理
已有的文献表明(毛其淋，盛斌，2011)，在利用模型检验特定效应时，很可能存在内生性问题，便会导致最小二乘法估计结果有偏误。本文的主要解释变量金融危机影响度就可能存在这一问题，为此，需要采用工具变量法对模型进行内生性控制估计。一个有效的工具变量必须满足内生性和外生性两个条件。本文选取世界银行(2006)报告的中国2004年大中城市使用卡车运输一个标准集装箱到常用通海港口的成本数据作为国际金融危机影响度的工具变量。这样考虑主要基于当国外金融危机发生时，最先直接影响沿海地区对外贸易，然后逐渐传导到其他行业和其他省份。而运输成本既是两地实际路程的最真实反映，也是对贸易活跃度最直接、有效的刻画。同时，运费成本是由地理距离等因素决定的，对于中国经济和工业的生产率没有直接的影响，是外生变量。
用国际金融危机影响度对工具变量和其他外生变量进行回归，得到残差项后，作为解释变量加入到之前的回归模型中。结果显示，残差项的估计系数为0.1275，且在5%的统计水平上显著。与本文的判断一致
，国际金融危机影响度存在显著的内生性。通过进一步的回归计算发现，通海港口运输费与国际金融危机影响度之间的弹性系数为-0.2262，并且通过1%的显著性水平检验，说明了所选取的工具变量与内生变量的相关性是满足的。用工具变量回归，得到方程的残差项，对所有外生变量进行回归得到
，由此计算出来的卡方值为0.1173，接受原假设，认为工具变量是外生的，与模型的残差项无关③。工具变量的相关性和外生性检验条件都满足。
使用工具变量两阶段最小二乘法(TSLS)固定效应模型回归结果显示在表3的第二列。与之前的模型对比，在使用工具变量后，六个自变量的解释力变得十分显著，都通过了1%的显著性水平检验：R[，2]的数值也由原来的0.3164提升到0.9003。与本文的假说1和前文固定效应模型的结论一致，国际金融危机会阻碍工业全要素生产率的提高，不利于工业结构升级，其估计系数为-0.1122，比原先的-0.0319高出252%。这说明内生性问题使得最小二乘法的结果产生明显偏差，严重低估了国际金融危机对工业全要素生产率的消极作用。区域市场分割度的估计系数显著为负，理论假说2也得到验证：区域市场分割会造成工业全要素生产率的损失，不利于推进工业结构升级。人均资本、人力资本水平和非国有化率的系数显著为正，而政府支出规模系数显著为负，符合本文的预测。
3.子时间段的检验
总体样本时间跨度长达26年，为避免忽略阶段性的特征，以1997年为关键界限，划分为跨度13年的两个子时间段：1985—1997年，1998—2010年。采用个体时点固定效应模型，结果如表3所示。在1997年金融危机前，人均资本、人力资本水平和非国有化率对工业全要素生产率的提升有着积极作用。人均资本的影响作用最大，推断此样本期间，工业全要素生产率增长主要依靠资本投入来实现。国际金融危机和政府参与会对工业全要素生产率产生消极影响。1998—2010年，只有人均资本对工业全要素生产率的增长具有正向作用，且非常显著。实证结果还显示，在1997年后，与前文得到的结果相反，区域市场分割、人力资本水平和非国有化率不利于中国工业全要素生产率的提升。区域市场分割对地区工业全要素生产率在2个子样本期间的作用差异显著。在亚洲金融危机来临的1997年，各地区受到的影响并不大，很大程度上源于1994年财税改革所取得的效果。在之前的体制下，政府极力保护实施赶超战略的企业免于国际竞争，企业缺乏正常的市场竞争，抗风险能力极弱；改革后，各省份面临国际和国内双重竞争，势必采取措施增强本地企业竞争力，也在很大程度上增强了地区抗危机能力。但经历十多年的发展后，现行的分权体制已经不能适应国家和国内形势的新变化，产生了许多资源配置不合理、市场制度不规范等问题。2008年国际金融危机发生时，这些问题与地方不断固化的利益关系相互交织，使得企业无法实现资源配置最大效率化，影响了区域工业结构升级。
4.六大经济区的检验
表4显示，区域市场分割，不利于沿海地区和西北部省份工业全要素生产率的提升，但国际金融危机对直辖市的工业全要素生产率具有正向效应。这主要是基于直辖市凭借自身对资源、资金、技术等市场要素的配置优势形成了市场空间的集聚效应，既有利于提高生产、交换、消费的效率，扩大市场空间的作用范围，又可以使区域内的各主体实现整合、集约、优化，推动全要素生产率的提升。但国际金融危机对东北部工业结构升级却是不利的。国际金融危机发生后，国外市场持续萎靡与国际贸易壁垒增加，以及人民币升值和成本上升的重重压力，带给各地经济巨大的结构性矛盾和波动。特别是东北部老工业基地多为国有制企业，历史包袱重、市场改革难度大，工业结构升级困境重重。此外，所有地区人均资本的统计意义并不显著；直辖市、中部地区的人力资本水平系数显著为负。
5.国际金融危机对区域市场分割的影响
越来越多的研究认为中国区域间的市场分割，会导致国内市场零散化、产业分散化，各省份经济发展出现严重的不平衡。本文着重关注国际金融危机对中国区域市场分割有什么样的影响以及为什么会这样。根据以往文献所提出的影响中国区域市场分割的主要因素和上文的变量描述，建立以下面板数据模型：
结果显示，国际金融危机影响度越高，区域市场分割越严重，系数为0.1464，且在5%的统计水平上显著，验证了本文的理论假说3的成立。在图3中也可以看出来，1997年和2008年危机发生的两个关键点，区域市场分割度比前后年份的要高。
6.国际金融危机和区域市场分割对工业全要素率影响作用的动态分析
上述研究考察了大样本期间全国和六大经济区国际金融危机影响和区域市场分割对工业结构升级的稳态效应，却无法透视出国际金融危机期间的作用过程。接下来将1995—1999年和2006—2010年的国际金融危机、区域市场分割和工业全要素生产率三个指数纳入一个系统(见表5)，以此来分析两次国际金融危机期间中国工业结构升级的动态演进与区域差异性特征。
(1)动态演进特征。比较两次危机的爆发期④1997年的三个指标数值都明显低于2008年的数值，持续作用时间只有1年，而2008年国际金融危机的持续效应延续到了2010年。从四个阶段的动态演进过程来看，前一次危机期间，国际金融危机影响度持续下降，工业全要素生产率指数经历高位大幅下降—微微下降—持续下降—小幅回升的趋势，而区域市场分割度则经历了高位大幅下降—急剧上升—大幅下降—持续下降的过程；后一次危机期间，国际金融危机影响度呈现小幅上升—大幅下降—微弱回升的态势，区域市场分割度依次经历低位上升—持续大幅上升—大幅下降—持续下降过程，而工业全要素生产率指数呈现小幅上升—持续上升—大幅下降—稳定回升的态势。进一步研究发现，前文验证的3个理论假说作用具有时序性：国际金融危机对区域市场分割的正向作用是即期的，而国际金融危机和区域市场分割对工业结构升级的负效应则滞后一期。
(2)区域差异性。综合来看，国际金融危机前，全国各省份倾向于推进市场整合，认为充分竞争有利于中国工业结构升级；危机爆发时，本能的条件反射使各地竭尽所能地保护本土市场，造成了全国区域市场分割加剧，导致工业全要素生产率下降；危机持续期，迫于外需萎靡的压力，各地加快拓展内需市场，促进了国内市场的融合，工业全要素生产率也逐渐上升。在1999年东南亚金融危机持续期，工业全要素生产率由低到高排名依次为西南、中部、西北、东北部、沿海和直辖市，由此可知，此次危机影响效应是从西南部向东部地区传播；而在2010年国际金融危机持续期内，工业全要素生产率由低到高排名依次为西南、中部、沿海、东北、西北和直辖市，我们推断此次危机是从南部边境和东部沿海地区向北部传播。此外，还发现本轮国际金融危机期间，2008年受影响最大的直辖市，区域市场保护强度最高，当2009年市场分割度降低，当期的工业全要素生产率降低，滞后一期的工业全要素生产率上升；对于受危机影响比较大的沿海地区，由于历来重视与区域市场的合作和交流，如能维持或持续降低市场分割度，更有利于工业全要素生产率的提升；东北部老工业基地的国有经济占比大，区域市场分割度高，如降低市场分割度，更有利于工业全要素生产率的提高。
五、结论与政策含义
本文采用1985—2010年的省际面板数据，测算了中国28个省份的国际金融危机影响度、市场分割度和工业全要素生产率，并通过构建内生化全要素生产率的回归模型，研究了国际金融危机与区域市场分割对中国工业结构升级的影响，验证了本文提出的理论假说，并得出以下结论：①国际金融危机加剧了国内市场的分割，且作用是即期的。无论从计量统计检验还是从变量的时间序列，都能表明国际金融危机对市场分割的影响效应为正。从两个变量的时间序列来看，20世纪90年代中期以后，中国市场分割逐步呈现减弱的趋势，在1997年亚洲国际金融危机和2008年国际金融危机来临之际，区域市场分割趋势相对变得明显。而实证结果发现，国际金融危机影响度对市场分割度的估计系数为0.1464，且在5%统计意义上显著。②国际金融危机和区域市场分割对工业结构升级的影响作用具有时段性和时滞性。在国际金融危机发生之前的子样本期间(1985—1997年)，中国区域市场分割对工业结构升级有促进作用，与本文假设的理论预测相反；而在国际金融危机发生之后的子样本期间(1998—2010年)，区域市场分割会阻碍工业结构升级，与理论预测一致。进一步的危机动态演进分析中发现，在危机潜伏期，区域市场分割度下降，工业全要素生产率上升；危机爆发时，区域市场分割度上升，工业全要素生产率明显上升；危机蔓延期，区域市场分割度下降，工业全要素生产率大幅下降；在危机持续期，区域市场分割度下降，工业全要素生产率稳定回升。需要指出的是，本文认为危机爆发时，短时间的国内区域市场分割实质上是一种效率改进，有利于维持中国国内市场的规模经济效应，以避免本土产业出现大的振荡。但从长期看，区域市场分割持续扩大会阻碍国内统一市场体系的形成，最终影响内需市场带动工业结构升级作用的发挥。③国际金融危机与区域市场分割对工业全要素生产率的影响效应存在明显的区域差异。从六大经济区看，2010年受本轮国际金融危机影响程度大的直辖市和地区，区域市场分割度较低，工业全要素生产率较高；受国际金融危机影响程度小的西南部地区，区域市场分割度高，工业全要素生产率低；受国际金融危机影响程度较大的东北部地区，区域市场分割度较高，工业全要素生产率较低；受国际金融危机影响程度较小的西北部，区域市场分割度一直较高，但工业全要素生产率较高；受国际金融危机影响程度小的中部地区，区域市场分割度较低，工业全要素生产率也较低。
伴随着国际金融危机的冲击，为了保持中国工业的可持续增长，亟待发挥国内市场优势，吸纳全球创新要素，加快推进工业结构升级。①制定地方全球化计划，突破产业低端化锁定。实证分析表明，无论是国际金融危机影响度、区域市场分割度，还是工业全要素生产率，对于六大经济区与28个省份而言，三个指标的差别都很大。发展实践已证明，仅依靠直辖市和沿海地区参与国际分工，加快工业结构升级，很难突破发达国家产业低端化锁定。要突破发达国家的产业低端化锁定，就必须实行地方全球化计划。各省份要根据本区域在国家价值链上的产业分工，发挥自身区位优势和要素资源禀赋优势，通过更大程度上的对内对外开放市场，利用全球优质要素发展本区域承担的国家价值链分工环节，以突破发达国家对中国产业的低端结构锁定，实现工业结构升级。②设计开放差异化方案，均衡国内外市场需求。在本轮国际金融危机的冲击下，中国要全面提升开放型经济水平，均衡国内外市场需求尤为重要。但是，面对本土企业在国内外市场上难以抗衡跨国企业挤压的严峻现实，必须依据中国各省份的异质性特征设计市场开放差异化方案。一方面，立足区域特点制定差异性市场开放方案。对受国际金融危机影响程度小，区域市场分割度较低，且工业全要素生产率较低的中部地区，要加大对国外市场开放力度，吸纳全球要素资源提升工业竞争力；对受国际金融危机影响程度大、市场分割度较高的东北部地区，应加大对国内区域市场开放的力度，有利于地区工业全要素生产率的提高；对受国际金融危机影响程度大、区域市场分割度较低的直辖市和沿海地区，因其外需市场萎缩比重大，应继续降低市场保护，加大与国内外开放合作力度，以持续提升工业全要素生产率；对受国际金融危机影响程度较小，区域市场分割度也一直比较高的西北部和东南部地区，应加大对内对外开放的力度，提升工业全要素生产率。
注释：
①汪锋等(2006)利用1978年以来的对外开放和市场化制度变迁进程来考察中国各省份经济增长的条件收敛性。毛其淋、盛斌(2011)模型验证了对外经济开放和区域市场整合对全要素生产率的影响作用。
②若与解释变量不显著相关，可采用随机效应模型；如与解释变量相关，应采用固定效应模型。
③在工具变量与扰动项不相关的零假设之下，n服从自由度为q的卡方分布，其中q为模型之外的工具变量个数减去内生解释变量个数。如果n足够大超过临界值，则拒绝原假设，认为工具变量不是外生的。
④1995—1996年和2006—2007年为本文设定的国际金融危机潜伏期；1997年和2008年为爆发期；1998年和2009年为蔓延期；1999年和2010年为持续期。
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