区际壁垒与贸易的边界效应，本文主要内容关键词为：壁垒论文,边界论文,效应论文,贸易论文，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。
一 引言
中国1978年实施经济改革以后，地方市场分割问题一直比较突出（银温泉、才婉茹，2001），地方保护和市场分割现象形成的“诸侯经济”一直左右着国家的整体发展。中国对外开放步伐呈现加速态势，各省份的努力也有目共睹，中国各省份的平均贸易开放度从1987年的14％增至1997年的37％（Poncet，2003），但相比之下，中国出口贸易出现更为强劲的增长，2006年中国外贸出口9690.8亿美元，增长27.2％，居世界第3位。自上世纪90年代末期以来，中国国内区际贸易强度呈下降趋势。① 朱希伟等（2005）认为中国出口贸易的强劲增长显露出一些与经典贸易模型相悖的“扭曲”现象。中国大量出口企业的产品在国内市场没有销售，这一现象明显背离Krugman（1980）和Melitz（2003）的“主市场效应”（HME）理论，该理论认为一国出口的应是本国国内市场较大的产品，进口的应是本国国内市场较小的产品。② 诸多学者认为，扭曲的贸易结构更多的是来自地方保护的市场分割。如芝加哥大学经济学家Young（2000）认为，中国省际的地区性贸易仅处于次优状态，自从改革以来，国内地区分割的局面渐趋加剧。
市场分割的地方保护主义可归因于财政分权体制。Young（2000）的研究注意到在分权体制下，中国实行的是地方政府主导型市场经济，各项改革推行过程中所遇到的一些问题成为20世纪80年代后期国内地区保护主义重新抬头的重要诱因。国内众多学者接受了Tiebout（1956）的“用脚投票”公共选择模式，认为分权体制是地方竞争的必要条件，可以促进地方政府的效率提升，有利于经济发展。实际上由于中央政策对沿海的倾斜，导致内地为了缩小因沿海地区享受优惠政策和“剪刀差”导致价格扭曲等因素所带来巨大的地区差别而大力发展进口替代产业。在扩张冲动和激励机制下的地方政府利用手中的行政权力集中调配甚至决定资源的配置，这虽然有利于降低交易成本从而推动经济增长，但同时导致了国内市场的分割。
从财政分权体制下的地方政府行为逻辑来看，市场分割的原因至少有两个方面：一方面，在计划经济时期形成的地区间资源误配已经成为事实，在市场经济体制下，违反地方比较优势的产业和企业是缺乏竞争力和自生能力的，而这些产业和企业在改革开放以后仍然拥有大量的就业岗位，创造着地方政府的财政收入，通过分割市场来保护本地企业就成了地方政府的理性选择（林毅夫、刘培林，2005）；另一方面，很多产业（特别是具有一定技术含量的成长性产业）都存在着由“干中学”机制所导致的收益递增性，使地方政府对战略性产业纷纷加大投资，形成了重复建设。当重复建设的格局形成之后，各地的相关企业是否能够在市场上生存下去最终还是要接受市场本身的检验。当某些企业竞争能力不足时，地方政府则又有了通过市场分割和地方保护主义政策来获得短期利益的动机（陆铭、陈钊，2006）。
政府保护壁垒导致的市场分割程度，可从不同角度部分得以验证：1.地区价格差异面广以及差异度较大；2.地区的工业分布呈相似特征（产业雷同）；3.国内跨区域贸易流与商业总零售的比率在许多省份呈下降趋势；4.跨省份投资（资本流动的衡量）与总投资比率也在下降；5.区域商业周期方面也部分得到一体化证据。以上方法均从一个侧面来论证区际壁垒的存在及严重程度，对于省际的贸易变化采用的是间接分析法，所以能在多大程度上反映问题值得商榷，而且无法对区际壁垒程度进行有效量化研究。本文基于政府行为的保护偏好，利用边界效应模型从多角度来衡量中国省际的贸易壁垒程度，以此来弥补先前研究的不足。
二 边界效应的文献回顾
自1995年以来，从边界效应的视角度量区域贸易一体化程度的文献屡见不鲜。McCallum（1995）的文章可以说是该领域的开山之作，他利用加拿大省级和国际的贸易流量数据，分析了加拿大国内贸易量以及与美国的跨境贸易量，发现在1988～1990年两国的边界效应相当显著。McCallum（1995）的研究因为得到了加拿大各省之间贸易流的数据，所以能较容易地衡量美国和加拿大之间的边界效应（林理升、王晔倩，2006）。为了将这种研究扩大到贸易数据不完整的国家，Wei（1996）提出了一种很特别的方法估计国内贸易流量。③ 随后，国外学者对该理论与应用进行了广泛而深入的研究，后期研究者分别得出结论认为OECD国家之间以及欧盟（EU）国之间均存在边界效应（Chen，2004）。后继的学者通常设置虚拟变量来体现边界效应，这个虚拟变量对国内观察值等于1（否则为0）。Poncet（2003）认为Wei（1996）将边界效应看作仅仅包括关税和非关税壁垒的影响过于单一，他认为边界效应还应该包括所有导致国内贸易（假定为自由）与国际贸易之间差异的因素，以及那些在回归中没能得到控制的因素。
关于边界效应方法的应用有两类：第一类是衡量某一国家内部的市场分割，这类方法依赖于国土内部的各个经济单位之间的贸易流量；第二类关心的是一个国家或者一个国家内部的某个地区的“对内贸易量”。以此作为参照水平，我们可以衡量边界对两个经济的单位之间的贸易阻碍作用。
为衡量加拿大内部市场的分割，Helliwell（1997）使用Wei（1996）的方法得到加拿大各省之间的贸易量，他得出省际的边界效应为2.1，加上国际边界效应22，就得到总的边界效应。这个总边界效应反映了在规模和距离给定了的情况下，在加拿大一个省的居民的总消费中，地方产品超出美国各州产品的程度。Wolf（1997）分析了美国国内的市场一体化，尽管美国宪法支持并鼓励各州间的贸易，而且美国各州不存在国际的汇率波动问题，但Wolf仍得出了边界效应在3.0到4.5之间变化的结论。近期相关文献的研究热点趋向于对边界效应动态趋势和成因的研究，如Kyoji Fukao（2004）对日本国内四个制造业行业的研究，认为日本作为发达国家最为封闭的经济体自1980～1995年的边界效应呈下降趋势，而日本在东南亚商业网络的增加可以解释边界效应下降的35％。再如Chen（2004）研究了贸易的技术壁垒（NTB），认为NTB成为EU之间边界效应增加的重要因素。
第二类研究着眼于一国与贸易伙伴国的市场一体化，这类分析主要用来估计贸易优惠的影响。Head和Mayer（2000）曾关注过欧盟1978～1995年的市场分割程度及其原因，他们从消费的市场偏向（market biased）与边界效应的角度出发，对欧盟（EU）的数据分析得出边界效应导致消费者存在本国消费倾向，且最终产品（相对其他中间产品）存在更高的边界效应。这也是首次从产业的层次上进行研究，他们的创新之处在于放弃了引力模型，这个模型的基础是Krugman（1980）提出的垄断竞争贸易模型。作者发现欧洲边界效应从19世纪70年代末的21下降到了1993～1995的11.3。他们的研究结果证实了欧洲市场一体化在减小国家边界效应方面的积极影响。
边界效应运用于市场一体化研究的其他文献屈指可数。除了基于贸易流的分析框架，近年一些学者尝试将边界效应运用于一些相关领域的研究。Daria与Julia（2004）用它分析了汇率波动，Barrios等（2005）、Clark与van Wincoop（2001）用其分析了国际商业周期，Yi（2005）用它分析了专业化的影响等方面。尽管边界效应的研究开始走向多角度和多层面，但是边界效应测算的方法本身也存在很大差异，而且绝大多数文献仅在国家层面进行研究，很少涉及国内区域一体化研究。
三 边界效应模型
以下我们将通过Poncet（2003）的基本思路，给出贸易边界效应方法及简单推导。通过相关文献回归，我们发现众多研究者以Dixit与Stiglitz（1977）的CES效用函数为基础，在Krugman（1980）垄断竞争框架下推导出诸多消费者偏好的引力模型，从而易于估计出贸易的边界效应，例如Anderson（1979）、Head与Mayer（2000）、Poncet（2003）和Daria（2004）。就消费者效用与偏好来看，假定地区i代表性消费者的效用函数具有固定替代弹性，依赖于偏好
，其对地区j商品h的消费数量为
，同时设定效用函数满足：
四 贸易的本土偏向与公共支出的消费偏好
方程（6）中的常数项可用变量C表示，它的值为－（ρ－1）（β＋ln（1＋u）），测量的是总边界效应，常数项C包括了关税和非关税壁垒变量u和对外来品的厌恶程度（本土偏好）β，表示实际所观察的贸易量和经济理论所预测的无贸易壁垒情况下的贸易量之间的偏差。Head与Mayer（2000）利用欧洲每个产业样本来估计这个负数项，该负数项测量了总的边界效应，代表了实际贸易量和模型所预测的在贸易壁垒情况下的贸易量之间的偏差；也就是说，获取的边界效应代表了双边贸易流的阻力程度，反映区域之间分割程度（或一体化程度），这就是Poncet（2003）测定边界效应的总体思路。本文将着重从地方保护和壁垒措施的角度来度量无形壁垒β。
（一）本土偏向与边界效应
图1 无壁垒措施情形
图2 无相对偏好情形
（二）鉴于本省政府对当地企业和产品具有“父爱”的保护意识，我们有理由认为本省政府在支出计划方面更加偏好于本土产品，因而有必要从区域市场中区分政府支出行为和私人消费行为，以此来显示政府部门的市场干预能力。假定本省消费市场只存在两个部门（即政府部门和私人部门），政府消费占市场总消费额的比例为η；在考虑消费偏好的前提下，我们给出政府部门与私人部门分别对本省产品相对偏好的权重，即：
五 数据描述
《中国统计年鉴》只有简单的省份投入产出表较笼统地记录每个区域（省份）对所有外部区域（省份）的零售（或批发）贸易输入数据和输入数据，因而省份之间的贸易数据难以获取。依据Poncet（2003）的模型改进，我们认为有必要根据“有约束”的数据进行新变量设置，将每个区域与“所有其他区域”进行配对，假定“所有其他区域”为一个独立体“国家”，用ROC（Rest of China）表示。则ROC地区的产量和
，Poncet进一步定义i和ROC的贸易流为
。
ROC地区的特征（如产量、消费支出以及与贸易对象的距离等）需要通过其他组成省份的总和（或平均值）来代替，因而（6）式的贸易流比率没有考虑国际贸易，这并不会带来什么影响，因为投入产出表可以直接扣除国际贸易部分。在实际估计中，模型采取贸易的相对比率。控制了国际一体化的贸易效应，两地区模型就可以完全排除第三方的干扰。其思路是：即使国际市场存在贸易波动演进，消费者在对待外贸需求整体缩小（或扩大）时，只要按比率调整本区域消费和ROC地区消费就可以便达到弥补的目的（Poncet，2005）。
以上相关贸易流数据主要来自《中国区域间投入产出表》（2005）中的1997年国内贸易相关数据以及《中国统计年鉴》和各地方统计年鉴的相关年份数据（选取1997与2005年为样本年）；此外，我们一共选取了包括28个省份的8大行业数据。这些行业分别为：农业、轻工业、重工业、采选业、建筑业、电水煤业、商业运输业、其他服务业。类似于黄赜琳（2006）的数据集，我们以此来测算中国国内地方保护主义的严重程度，并分析它对中国经济发展产生的影响。
六 回归说明和变量设置
边界效应通过方程（7）的常数项来加以体现，在年份与产业基础上，我们能观察中国国内市场分割总体水平和演进。总体上，选取了1997与2005年两个时间的省份面板数据，用于估计跨省份贸易壁垒的年份差异与产业区别。在样本期内，如果我们发现省际的边界效应在不断增加，这意味着国内市场仍难以走向一体化，期间的贸易障碍不容忽视。
检验结果见表1。在控制产业的差异之后，年份虚拟变量year05的引入可以很好地反映1997～2005年的平均边界效应变化。系数的大小间接反映边界效应变化程度，符号决定跨省份贸易壁垒的平均变化方向，正号表示随着时间变化跨省份贸易具有（壁垒减少情况下的）增加趋势。年份虚拟变量的回归系数需要从子样本来验证，其中回归3、回归4分别为1997、2005年的样本，通过子样本回归的边界效应系数，我们可以考察边界效应的演进方向是否稳定，从而最终排除模型中其他干扰因素的影响。
区域差异与稳健性检验。中国省份贸易是否会表现出区际差异？或者说，东西部地区由于经济结构与发展程度处于不同层次，是否表现出差异的市场分割？在东部虚拟变量忽略下，是否会出现区际的组间异方差，从而影响回归结果的稳健性？本文引入回归5和6来加以检验。
值得关注的是国有企业的比率（由国有企业在地方GDP产值中的份额表示），我们有理由认为公共部门与国有企业（SOEs）在传统上更具有地方保护色彩，一个地方国有企业的市场力量越大，我们认为该地区干预市场的能力越强，也越具有地方保护意识。为了能够从回归方程（6）常数项（关税和非关税壁垒变量u和对外来品的厌恶程度（本土偏好）β）中分离出地方保护的壁垒程度，我们将该变量引入回归1和8来考察其显著性，进一步检验地方政府的保护偏好是否造成了边界效应的相应影响。
七 结果与检验分析
一个地区与其他地区之间的边界效应可以被看成该区域与其他地区整体的贸易壁垒。依据McCallum（1995）的测算方法，固定常数项可以通过指数形式来表示，值得注意的是，无论采取哪种单位形式来衡量边界效应，本身并不具有差异性，因为孤立的个体省份很难从边界效应绝对值来得出有价值的信息，我们需要的是通过单一指标，从时间演进和省份差异比较的动态角度来考察贸易的边界效应。
（一）边界效应的结果与比较研究
正是由于以上考虑，本文作了一组回归（见表1），从不同角度动态来观察贸易的边界效应。总体来看，回归方程表现良好，反映壁垒效应的系数几乎都为预期的符号（也较为显著）。此外，我们可以通过年份虚拟变量来判断中国总体的贸易壁垒演进过程。回归1中Year05变量显著为负，表示平均的边界效应在1997～2005年有上升的趋势。为了进一步观察我们的结论是否稳健，本文也做了相关年份（1997和2005年）的子样本回归，结果也部分证明了其他回归的估计。⑥ 就回归1来看，平均边界效应分别从1997年的25.28［exp（3.23）］增加到2005年的27.66［exp（3.23＋0.09）］。⑦ 在去除运输成本、相对产出和价格因素外，1997年中国省份实际上消费了当地的产品要多于外省产品的25.28倍，2005年更高达27.66倍。
以上的经验分析类似于MeCallum（1995）、Helliwell（1997）以及Kyoji Fukao（2004）的分析，虽然边界效应的估计值也接近于以上学者的研究，如Metallum（1995）对美国与加拿大的分析，发现边界效应为22左右，但就此进行国际比较，笔者认为未免太草率。Helliwell（1997）和Wolf（2000）等人研究认为中国省份间边界壁垒接近于众多主权国家之间的国界壁垒，同时又大于相应国家内部区域的边界壁垒；Poncet（2005）等人的研究认为，在1992～2005年，中国国内边界效应与其他贸易区相比是升高的。这里需要区别的是，国际间的贸易壁垒与国内情形不同，我们所计算的诸指标与其他国家或地区（如欧盟、OECD国家、加拿大与美国等）的市场一体化研究的相应结果仍然不具有可比性。本文的观点不同于Poncet（2003、2005）的分析，一方面在于中国省份处于一国行政管辖内，且本文没有纳入国际贸易，而国外跨区域的分析通常同时考虑国家边界和省份边界。我们认为影响中国省份边界效应的因素相对单一，因为中国国内省份在制度规范、立法、语言、文化以及种族等方面差异不像国际贸易中国家间的差异，前者的差异要小于后者的差异。此外，就人口因素来说，笔者赞同Poncet（2005）的观点，因为客观来说，中国人口规模要高于任何欧洲国家，其内部省份的人口密度也高于加拿大以及美国的各州（或省），而基于人口的经济体可能存在规模效益，从而使得中国的国内贸易更少依赖省份以外的地区。
（二）中国市场分割的地域差异
本文的回归从该角度来对东西部样本进行区别分析，尽管系数在两个组之间差异较大，但我们依旧发现两组区域在样本期存在增加的国内贸易壁垒，回归5和6的比较意味着西部省份可能比东部区域更具有封闭性（或市场分割性），这点也可以从回归的区域变量“东部变量”得以验证（该变量几乎均为正，显示东部省份更倾向于跨区域贸易）；回归5和6两组之间存在明显的差异，一个可能的原因是区域间的政策差异、经济结构差异或某种未观察壁垒因素导致样本期中国区域间市场分割的显著差距。
就引力模型的基本变量（产出和距离）来看，我们的结果是稳健的。从产出变量的系数均为正值可以看出，随着相对产量的增加，地方购买本土产品的倾向是下降的；相应的子样本也基本与总体样本一致，距离变量多数显著为负，说明随着距离增加，各省份对本省产品的消费比率趋于提高。
相对价格的回归结果显然出乎意料，在8个回归中符号不确定，很难一致地对贸易流起到稳健的指导作用，说明地区价格差异并没有对区域贸易流起到价格杠杆作用，商品价格显然是扭曲的。区域之间一旦存在地方保护，一地区的商品难以通过跨区域流动来影响另一地区的商品价格，从而难以调节市场价格走向区域连续性的均衡。同时，地方政府对“保护性”产业往往不注重效率和成本，因而生产经营活动很难完全由市场价格来决定。此外，区域之间的保护主义将导致重复建设，于是出现“小工业、小水电、小五金、小煤矿等遍地开花”的状况。
（三）政府的保护偏好
为了能够分离出地方保护的边界效应，我们做了回归2，结果显示国有企业比重（两个配对省份的相对比值）显著为负，同时边界效应系数比回归1有所减弱。这说明“国有企业比重”具有了抵消作用，地方保护对边界效应影响确实存在。我们认为“政企不分”加剧导致了地方保护，由于企业属于地方政府，其主管人员通常来自地方政府的调动，地方政府就要既当裁判员，又当运动员。在这种情况下，地方保护就成为地方政府的理性行为，地方政府作为地方官员的集合体，是约束条件下的最大化者，尤其是规范地方保护的规则尚不健全，实施机制和力度十分薄弱的情况下，更是如此。
以上回归说明中国存在不同层次的跨区域贸易壁垒。为了检验结论是否具有稳健性，我们给出了面板数据在产业和年份共同固定效应下的回归，设定目的在于消除观察值的时间变化而得到一个平均的边界效应。结果显示一个增加的边界效应值（见回归7和8），证实了我们的预期，如变量“国有企业比重”与回归2显著一致。
（四）省份与行业层面的边界效应
为了获取省份边界效应的演进过程，我们需要对方程1重新进行回归，按照8个行业的面板数据，通过省份固定效应来获取两个年份不同省份边界效应的系数值，该方法类似于Poncet（2005）；同样，我们通过行业固定效应来获取行业层面的边界效应，结果见表2。
1.省份边界效应。从东部与中西部省份总体来看，仍然具有明显差异的均值，值得关注的是，省份的边界效应在区域范围内具有很高的均值偏差（见图3），边界效应最低的省份有广东、山东和上海，相应的指数值均低于20，其中广东省2005年的边界效应值与最大值（甘肃省）相差10倍多（而固定效应的系数值差异较小）；⑧ 这说明沿海地区可能拥有更为发达的交通基础设施，具有更高的开放度，不仅对海外市场具有较高的外贸依存度，并且也易于接受内陆省份的双边贸易，显示了开放经济体的低壁垒战略。西部省份和部分中部省份则显示了极大的边界效应，一方面可能在于计量回归的误差，另一方面可归因于中西部欠发达的交通条件、不够通畅的信息以及自然地理的障碍（普遍与东部省份保持一定的空间距离），自然条件的因素影响从表1回归的“东部变量”可以看得出，封闭的自然条件导致省际的贸易量大大减少。
2.行业边界效应。通过8个行业的边界效应值测算，结果发现壁垒程度最大的几个行业分别为商业运输业、轻工业和农业，相对低壁垒程度的行业依次为其他服务业、水煤电业、建筑业、采选业和重工业（见图4）。从行业的特征我们可以看出至少三个层次的特征：（1）对第一、三产业的保护程度较高，第二产业的保护程度相对较低；（2）轻工业的壁垒要低于重工业；（3）行业层面的壁垒在1997～2005年内总体是增加的，与省份层面的壁垒增加相吻合（这是对本文检验方法的可靠验证）。
就边界效应的结果来看，商业运输业的壁垒最高。当然，服务行业的综合保护程度通常都很高，这决定于服务行业的特点，即它的进出口流动相对较低（黄赜琳，2006）。此外，这也说明当前跨区域贸易的无形壁垒作用显著，从一些明显的“硬性”保护形式，如全面禁止或限制性地禁止进入或流出，发展到“软”“硬”兼施，一些隐蔽的“软”形式，如技术壁垒等开始大量出现，这都是服务行业受保护程度高的原因。
农业存在高贸易壁垒，一方面因为农业在中国各区域的分布相近，农产品的结构差异也不大，基本可以相互替代，存在同构性，因此相互的需求较少；另一方面说明地方政府可能对农业更具保护意识，由于地方政府在谋求经济发展的战略思考时，可能更多地考虑以低价格对当地原料（如木材、丝绸、棉花、谷物和烟草）的控制，以便满足当地制造业生产。
轻工业活动的边界效应相对较高，这与中国工业政策相一致，跨省贸易干预和保护政策优先实施于轻工业贸易，主要因为轻工业产品在跨区域市场的竞争更为激烈。相对重工业来说，轻工业的市场进入门槛低，因而受到各省份推崇；轻工业发展的政策倾斜以及进口替代战略造成众多省份的产业结构高度雷同，结果大量雷同的轻工产品需要出路，这就加剧了市场竞争，进而导致地方保护主义的抬头。
相比之下，重工业的壁垒效应较低。一方面由于重工业进入门槛高、投入大，重工业产品需求弹性低，它为不同区域的轻工业发展提供设备和技术支持，因而很少成为地方保护的牺牲品。此外，地方政府为了突破地方经济发展的瓶颈，其保护偏好不仅仅在于重视农业品材料，也同样在于对工业原材料（如电力、煤炭和水资源等工业品）进行保护和控制管理。⑨ 水煤电业的壁垒也不高的一个可能解释在于，中央政府对能源等战略资源的全国控制和调配，部分避免了地方政府的不合理保护。
图3 省份边界效应
图4 行业边界效应
八 边界效应的影响因素分析
从以上结果来看，1997～2005年中国边界效应有上升的趋势，显示了国内市场壁垒程度并没有减弱的迹象，下面将引入政策变量继续探讨国内市场一体化缺失的原因。
我们利用已估计的区域层面的边界效应系数作为因变量（见表2），并寻求潜在的能够体现政府保护动机的解释变量，以便进行再估计。鉴于此，以下选择的变量包括：
（一）公共支出比率lng[,pub，i]与财政自主变量
公共支出不同于私人投资，更具政策倾向性，我们认为该比率越高，政府贸易保护干预的能力就越强；回归也引入了“财政自主变量”（财政收入占GDP的比率），我们认为地方政府如果拥有高额的财政收入，意味着其对经济的支配地位也较强（在上世纪90年代中期财税改革以后，地方政府具有更高的财政自主权），在地方经济绩效最大化的刺激下，地方政府可能更具地方保护意识；财政支出的压力也是导致许多财力薄弱地区加强地方封锁和地方保护的动因之一。
（二）国有企业比重
同样，我们对国有企业比重也有类似的预期，由于国有企业通常肩负着地方政府的“使命”，同时政府对国有企业通常也更具地方认同感（如一些大型国有企业的所属地政府主要依靠国有企业作为支柱产业，这既可以带来高额的利税，⑩ 也可以提供大量的本地就业）；在行政（和人事调动）上，国有企业与政府部门的互动性很强，显示了政企利益高度相关。分析中引入国有企业比重作为保护措施的代理变量，可以显示地方政府实施保护的动机强度和能力。
“林—刘命题”与其检验。林毅夫与刘培林（2005）从企业转型和财政分权角度给出了两个市场分割命题，认为改革以来中国的地方保护和市场分割，很大程度上是重工业优先发展的赶超战略，是在分权式改革下的逻辑延伸；同时，一个省份国有企业产值份额越高，则地方政府在实施地方保护策略上就越具有干预能力。我们引入相应变量（国有企业比重和公共支出比率）来加以以检验。
（三）樊纲指数、(11) 就业率与进口率
首先，樊纲指数是用以测算中国各地区市场化进程的一个综合指标，我们预期市场化改革走在前沿的地区更可能受益于市场开放，从而具有较低的保护偏好，即对其他地区的贸易壁垒设置也较低。其次，就业率不容忽视。传统上，受到保护的国有企业多数属于劳动密集型企业。地方封锁和地方保护的动因之一就是促进本地经济增长，维持和扩大就业，减少失业以便稳定经济，因此就业率作为政府干预的指标也被引入，以便对方程进行控制。最后，出口率也是体现国内贸易政策的关键变量。近来的一项研究还认为，国内企业纷纷转向国际市场，借助于出口来扩大市场规模（朱希伟等，2005），以此来突破国内市场的分割。
相关的变量和回归结果见表3（解释变量的样本来自各省份的1997和2005年相关统计数据，并做均值处理）。总体回归a显示多数变量与预期符号相符，较好地解释边界效应。反映政府消费与保护偏好的三个变量中只有公共支出比率系数为负值，但不显著；国有企业比重在5％显著性水平下为正，这意味国有企业在经济结构中的比重的确是市场分割的隐性成因；从另一个角度来看，随着经济体制改革的推进，民营经济的发展某种程度上可以减弱市场分割的态势。(12) 同样财政自主变量在1％显著性水平下为正，回归表现良好，这说明在当前财政分权体制下的地方政府在拥有高度财政支配权时，将更有能力干预地区市场，实施保护战略。
樊纲指数表现良好，系数显著为负，符合我们的预期。说明市场化改革走在前面的地区，更加趋向于开放本地区内部市场；就业率系数为正，也并未出乎我们的意料，这反映了一个省份的市场分割程度与就业率成正向关系，但就业率在多大程度上解释了边界效应，回归a的结论需要进一步检验。此外，出口率与边界效应成正向关系（通过10％的显著性水平），显示了各地区对外贸易水平一定程度上解释了保护壁垒的存在（但是从6组回归总体来看，该系数显著为正的概率并不高）。
稳健性检验。为了对回归a的系数做进一步考察，我们分别作了回归b、c、d和e。首先，剔除回归a中不显著的公共支出比率和就业率后再检验，结果显示相应的变量无明显差异（见回归b）；鉴于公共支出比率lng[,pubj]财政自主与国有企业比重3个变量可能具有一定的相关性，从而造成回归的多重共线，我们分别对3个变量作了回归c、d和e，其中针对lng[,pubj]的回归c显示公共支出比率有别于a，其在10％显著性水平下为正，这说明可能存在高度相关的变量对其产生了干扰；单独检验的回归d和e显示财政自主与国有企业比重均比较稳健。
九 结论
在McCallum引力模型的基础上，本文依据Poncet，（2003）的模型改进，构建边界效应模型，利用1997和2005年的多重面板数据，从28个省份和8大行业两个层面来获取中国贸易的边界（壁垒）效应。在考虑了引力模型的基本变量（经济规模、价格和距离）外，本文将国有企业比重纳入模型。由结果看：中国平均的边界效应在1997～2005年有上升的趋势，且1997年中国省份实际上消费了当地的产品要多于外省产品的25.28倍，2005年更高达27.66倍；国有企业比重作为地方保护的代理变量显著地解释了跨区域相对贸易流的下降，因为“政企不分”加剧导致了地方保护，验证了地方政府的行政干预构成了区际贸易流的下降。结论认为，中国存在跨时期增长的边界壁垒，且西部区域的边界壁垒要高于东部区域（低壁垒省份如广东、山东、浙江和上海等），除了中西部欠发达的交通条件、不够通畅的信息以及自然地理的障碍（普遍与东部省份保持一定的空间距离），一些深层次的地方保护需要有待进一步考察；行业层面上，分析发现壁垒程度最大的几个行业分别为商业运输业、轻工业和农业，相对低壁垒程度的行业依次为其他服务业、电水煤业、建筑业、采选业和重工业。
最后，本文检验了边界效应的不同影响因素，其中财政自主与国有企业比重两变量始终很稳健，具有解释力，说明基于国内贸易的区际壁垒受到地方保护偏好的正相关影响。结论也部分检验了林毅夫、刘培林（2005）的一个简要命题：大量的非国有企业在没有享受国家保护和扶持的前提下成长起来，改善了市场机制的基础，从而促进了市场一体化程度。
截稿：2007年10月
注释：
① 通过省际之间的贸易数据，Poncet（2003）得出与Naughton（1999）相似的结论：省际的地区性贸易在GDP和总贸易额中都占了较大的比重。中国省际的平均贸易量在1987、1992和1997年分别占GDP总量的54％、50％和38％。这些数据要比西欧、北美自由贸易区（NAFTA）以及东南亚国家联盟（ASEAN）等国家或地区间的相应贸易数额大得多；但是中国省际的平均贸易量在这3年分别占各省总贸易量的88％、80％和66％，显示出内贸强度的下降。
② Krugman（1980）和Melitz（2003）都认为出口企业不仅在本国市场有销售行为，而且占领本国市场是企业发挥规模经济，足以支付国际贸易运输成本的基础。中国的大量出口企业不是依靠国内市场销售实现规模经济，而是直接进入国外市场，这一“反常”现象似乎蕴含着与经典模型相异的理论逻辑。
③ Wei（1996）用一国的总产量减去其总出口量（到其贸易伙伴国）来计算各国“与自己”发生的贸易，该方法由于不记录地区贸易流，仍可以获得边界效应的估计。
④ 
作为整体被Head与Mayer（2000）分离出来，从而使得需要估计的变量更加清晰，同时值被Poncet（2003）引用称为i地进口者的“包容值（inclusive value）”。方程的前三项，出口方产量、进口方支出和双边距离，在绝大多数引力模型中均被包括，Head与Mayer（2000）认为引力模型相关文献的主要区别在于是否忽略包容值而的影响估计相当困难，一方面由于中包括待估参数，另一方面在于项被假定包含所有潜在的生产地区。
⑤ y、p、d、A为两个贸易区域的相对值。
⑥ 年份虚拟变量的引入也说明了组间异方差的可能存在，在F检验下，相应年份的边界效应在5％显著性水平下是有差异的，于是拒绝了三个子样本回归系数相等的假定。
⑦ 根据Helliwell（1998）等的测算方法，边界效应＝exp（边界虚拟变量的系数）。
⑧ 表中的边界效应系数按指数进行了归类，结果可能导致均值偏差较大，但仍然可以从动态和省份角度来观察边界效应的演进和分布。
⑨ Lu（2002）以及Poncet（2005）均对工业品的地方保护偏好进行了阐述。
⑩ 实际上，政府倾向于保护当地高税收的行业，如Chen与Feng（2000）研究认为，地方政府对某个高税收行业设置一个较高的壁垒税（或等价关税）可以带来“双赢”的局面。
(11) 樊纲指数的计算方法：从政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场与要素市场的发育程度以及市场中介组织发育和法律制度环境5个方面23个指标和分指标评价各省区的市场化相对程度，再由这5个方面指数合成一个中国各地区市场化进程相对指数（总指数）。
(12) 林毅夫与刘培林（2005）通过经验证据（抽样调查）做出推断，上世纪90年代后期以来大量的非国有企业在没有享受国家保护和扶持的前提下成长起来，实际上有利于中国的市场一体化程度提高。