商业周期与区际经济一体化——自然壁垒、经济结构与政策，本文主要内容关键词为：壁垒论文,经济结构论文,周期论文,自然论文,政策论文，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；F121；F124 文献标识码：A 文章编号：1001-9952(2007)07-0070-12
一、引言
本文通过多角度进行跨省份商业周期的比较分析，一方面，在于观察我国省份经济一体化的关联程度，另一方面判断影响商业周期(经济一体化程度)的众多因素；并大体上从“市场自然分割”与“政策与经济结构”两方面因素来探索商业周期的区域差异，其中前者主要包括省份间的距离、相对地理位置以及相对规模，这些因素通常决定了地区间的贸易流，也自然地造成了地区间的相对价格差异，最终影响到商业周期；省份的“政策与经济结构”直接影响或决定了该地区的宏观经济运行，虽然这类因素的省份差异不是天然的，但却构成了商业周期的差异性。于是，上述因素在实证研究中不断被学者引入模型，如Todd E.Clark和Eric van Wincoop(1999)认为，影响商业周期同步性的四个重要因素分别为：生产的专业化、财政政策同步性、省际劳动力流动以及国内贸易与国际贸易的省份差异。本文将以Todd E.Clark(1999)的实证为基础，并且考虑另外一些不易观察的变量(商业周期同步性的潜在影响因素)，如地区间的市场保护政策，在我们的模型里将引入市场化指数来体现和控制。
就某种程度而言，跨省份区域的经济结构与政策是有差异的，随着我国区域经济一体化进程的加速，各省份之间的商品贸易、资本和劳动力流动变得更为频繁，同时地方政府的经济干预政策也走向协同。但是自改革开放以来，我国区域经济发展的差异并没有消除，并一度形成“大区域”(东、中西部)范围的不平衡发展；尽管经济体制改革带动了总体的经济增长，但是内部区域发展的不公平性未见消除；鉴于难以获取均等的改革收益，落后区域的自我保护意识应该更加强烈，然而历来以经济绩效考评地方政府官员政绩的体制，使得地方政府的保护意识变本加厉；20世纪90年代中期我国进行了一场财税改革，目的是对地方政府的财政收入实行部分放权，结果更加刺激了地方省份对财政收入的获取欲望。除了财政税收的放权，在其他经济管理方面地方也得到了中央政府的一定放权，于是地方政府发展经济的责任更加清晰，在给定财政收入函数时，最大化其经济绩效。我们的问题是，自主权扩大的地方政府是否走向了地方保护之路，从而导致区域的市场分割，该观点类似于Ma和Norregard(1998)的分析，并从商业周期的视角深入分析制度与政策的边界影响。
二、商业周期(同步性)关联度的测量与地理因素
商业周期间接反映我国市场一体化的进程，我们认为相对分割的市场并不具备周期的同步性。在比较地区间商业周期性时，可以观察不同地区宏观经济变量的同步性状态，其中产出变量的地区相关性可以直接通过样本期数据估计得到，我们定义地区i和j的产出周期相关系数为
，同样以不同省份就业表示的周期相关系数为
；由于产出与就业水平均将选取1992～2004年为样本的时间序列，因此产出和就业水平变量均需要通过去势(Detrend)的HP滤波进行处理(Pancet，2005)。本文的产出和就业地区相关系数将直接采用Pancet(2005)的计算结果(见表1)。
从我国省份在大区域范围内的周期同步性特征来看，我国所有地区在样本期间的就业和产出周期同步性均有所增加，说明商业周期的演进与我国经济体制改革基本同步①。从就业周期同步性来看，东部地区的周期同步性在两个样本期间(1992～1997年与1998～2004年)增加了1倍多(大于中部的59％和西部的47.7％)，由最后一位超过了西部地区周期的同步性(中部地区最高)。此外，就产出周期同步性来看，略有不同，在两个期间产出周期同步性增长最快的地区是西部(为62.4％)，两个期间(1991～1995年与1996～2004年)产出周期同步性平均值最大的依旧为中部，这与就业周期同步性保持一致，总体说明两个宏观变量较为稳定(如图1和图2)，同时反映出我国省份在大区域范围内存在市场分割的现象。
图1 (就业水平)周期同步性的变化率
图2 (产出水平)周期同步性的变化率
地理(距离)因素与周期同步性。为了进一步观察我国大区域范围是否存在周期的不协同，我们给出以下省际间的“距离—周期同步性”图(如图3、图4)。通过相关性分析，我们给出回归模拟线。由此，地理距离与周期同步性的负相关性得到初步证实，说明距离的壁垒因素不容忽视，我国地域辽阔，省份间的地理因素依旧是挥之不去的一道屏障。此外，我们有理由认为东部(或西部)地区彼此之间的贸易距离较短(相对跨东西部区域来说)，因而我们在所有样本中，区分出“东西部内部配对省份”(用“-”号表示)和“东西部跨区域配对省份”(用“·”号表示)，并比较它们与距离的关系。遗憾的是，所有的样本并未显示较强的差异度，我们认为距离因素并非是周期同步性的唯一决定因素，仍需进一步考察，尤其需要考虑经济结构与政策因素对周期同步性的影响；除此之外，总体样本显示，产出的周期同步性要低于就业的周期同步性，且子样本显示的就业周期同步性(或产出周期同步性)均高于总体样本(该结论也可以从图1和图2得到)，这两点难以用距离因素来解释。
图3 周期同步性(“—”号为东西部内部配对省份“·”号为东西部区域配对省份)
图4 周期同步性(“—”号为东西部内部配对省份“·”号为东西区域配对省份)
三、商业周期同步性的回归模型与因素变量
商业周期同步性受制于众多地区因素，但是仅考虑“市场自然分割”因素时，我们可以给出以下回归模型：
之所以引入区际边界的虚拟变量，主要考虑我国区域经济活动可能存在地理上的非连续性，西部地区在历史上一直处于落后发展状态，无论是自然地理因素，还是中央政府的政策待遇，均处于劣势位置，我们认为该状态会导致相对封闭自给的经济体，因而西部可能与东部(和中部)难以形成同步的商业周期，自1999年我国提出“西部大开发”战略以来，西部经济的发展是否得以转机也是我们关注的。显然，变量
不仅是反映自然分割的地理变量(外生变量)，同时也是政策变量(以下将重点讨论)，此外，该虚拟变量也可以被看作是大区域范围的周期同步性“边界效应”。
贸易壁垒与产业政策可能对生产结构产生影响，反过来生产结构作用于商业周期的同步性。如Clark(1998)、Imbs(1998)和Krugman(1993)指出，生产结构的相似性更可能增加商业周期的相关性，也就是说，与非结构类似地区相比，产业特征的冲击(如技术或政策变化)将使得类似经济结构的地区更容易处于同周期运动，从某种程度来说，位于同一个国家内部各区域之间的经济结构相似性要比不同国家区域之间的经济结构相似性更加显著，本文将观察我国不同区域(东部、中部与西部)是否存在相近的产业结构，以及随着时期变迁，我国大区域范围内是否加速了市场一体化进程，显然经济结构的差异来自于众多因素产生的“边界效应”，其中一个就是部门专业化。
我们的基本数据来自王雷(2004)，数据类型为我国两个时段的制造业数据，共17个分类行业②。其中省份涉及我国三大区域(东部、中部与西部，共14个省份)。计算总体显示，我国整体的区际分工程度较低，产业结构雷同现象较为明显，尤其是山东、河南、四川三省的分工度指标最低；北京、天津和广东的产业结构与平均水平相比，在两个时期发生较大的转变，但其他东部省份整体分工度水平仍低于西部，东部苏、浙、鲁三省及四川省与周边地区的分工度均较低，小于0.3，基本反映我国东部省份之间的产业竞争可能较为严重。由此可以推断，东部地区省份之间贸易壁垒也会攀高，区域内部的协同程度也就越低。
地理壁垒与经济结构差异度。为了更好地观察中西部产业结构可能存在的差异，我们需要考虑其他影响因素，如资源禀赋和地理因素。首先，我国区域之间的资源禀赋存在天然的差异，西部地区的自然资源、劳动力资源以及资本存量与东部省份存在相当的差异，这些因素是否构成地区产业结构的差异，仍需深入探讨；此外，还需回到贸易的壁垒因素，这也是本文重点需要讨论的问题。西部与东部的地理距离，是否构成了“自然的市场分割”？据我们测算，省份间经济结构差异度与距离的关系，总体显示随着距离的增加，经济结构差异度越明显；同时东部省份之间的结构差异度从1990年后逐渐缩小，到了2000年后内部经济结构雷同现象严重，基本验证了以上的推断。
(二)政策的差异性。货币与财政政策的同步性在相关的文献里经常被考虑，如Todd E.Clark(1999)在对欧盟与美国商业周期的比较研究中，认为前者同属于一个货币联盟，美国国内各州也处于统一的宏观政策下(单一的货币政策与联邦财政政策)，因而区域内部应该更具有周期同步性。不过也有学者对单一货币联盟的有效性产生怀疑，认为尽管欧洲采取单一货币体系，但是对来自某国的经济冲击，成员国并非反映一致，这就造成商业周期波动加大。于是地区的政策一致性至关重要，我国省份层面的政策差异是实际存在的，尤其20世纪90年代以来，地方省份在税收支付方面更具灵活性；此外，不同省份的经济目标难免一致，这就造成潜在的商业周期差异。就财政政策来看，地方政府的支出水平可以被看作是干预当地经济的重要变量，本文将选取政府的财政支出变量纳入模型，数据主要来自全国历年统计年鉴。
(三)市场化指数。
为樊刚指数的地区加权所得，反映两个省份市场化的相对程度。我们认为，市场化改革对于我国区际分工合理化的形成具有重要影响，而市场化改革走在前沿的地区对其他地区的贸易壁垒设置也较低。贸易交流的两个省份如果市场化差异越小，我们有理由认为双方具有更加一致的商业周期。因此，我们将利用市场化指数作为各省份或地区区际贸易壁垒衡量的一种替代指标(市场化相对指数值越大可部分说明地区区际贸易壁垒越低)，来考察贸易壁垒因素与商业周期的相关度。
有关市场化指数的资料来源为：樊纲等的《中国各地区市场化进程相对指数2000》和《中国各地区市场化进程相对指数2004》。历年指数的计算方法：从政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育程度、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这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)。
(四)贸易密度。在经济一体化与商业周期关系方面，众多研究考虑贸易流的作用，当需求因素对经济的刺激尤为重要时，通过贸易渠道体现经济需求的强大动力直接作用于经济周期(Calderón等，2002)，于是双边贸易的密度与地区间商业周期的同步性高度相关。当然，贸易流作用于商业周期还可以通过产业分工的渠道产生，贸易高度一体化的地区更可能选择有比较优势的产品进行生产，地区间的产业分工度得到加强(Eichengreen，1992；Krugman，1993)。高度联系的产业分工和贸易正是经济一体化的体现，也必然表现出商业周期的同步性。当前经济全球化趋势正在加速，国际间的贸易交流正日益加剧，大量研究集中于国际跨国贸易流量、贸易模式(以及结构)与商业周期同步性的关联，在实证方面，Clark和van Wincoop(2001)，Frankel和Rose(1998)以及Calderón等(2003)均发现贸易流与商业周期的正相关性。当然贸易作用于商业周期也并非完全充分。一方面，贸易本身可能遭遇壁垒效应；另一方面，扩大的贸易能否带来更大范围的地区间政策协同也是一个变数。
本文将重点考察我国省份间的贸易密度，但是在国际贸易的环境下，国际商业周期必然通过贸易影响到国内商业周期，因为国际开放度通常与省区国际贸易流的密度和结构相关。所以我们需要同时考虑省份间的双重贸易密度(即国内贸易密度和国际贸易密度)，并借助国内贸易密度与国际贸易密度的密切关系，利用两个笼统的进出口贸易密度差异指数，从国际贸易的省份差异入手来分析商业周期的地区性差异。进口贸易密度差异指数为：
四、模型估计及分析
为了与先前研究的结果保持一致以及易于比较，我们也采取OLS估计，分别就收入周期同步性
(Y)与就业周期同步性(W)在两个时段的均值样本做了4组回归表(见表2至表5)。
(一)自然地理的“边界效应”。(1)距离与规模。在4个回归表中，距离和规模两个变量都相当显著且稳健(除了回归3和回归6③，以及表3外)。商业周期在空间上更可能由于距离等地理因素导致空间的非连续性，作为外生变量的距离以对数形式进入回归方程显著为负；规模变量也作为对方程的控制变量被引入，经济规模越大省份间的商业周期应越同步，这里以省份GDP差额的对数作为反映省份的规模差异，如果差异越大，我们则认为区域的周期联系越小。结果见表2至表5，基本显著为负。
(2)区域边界变量。东部内部变量EastDum与东西部跨边界变量EW_Bor是4个回归表中表现最稳健和显著的变量，4个表的相应回归方程中绝大部分系数显著为负，且通过1％的显著性水平检验，这说明我国区域边界对商业周期的影响显著，在我国东西部之间可能存在一道明显的“区域分界线”，从而割裂了大区域间的经济联系。
(二)政策与经济结构的“分割效应”。市场一体化与商业周期的联系是互为因果的关系，与地区贸易流、地区价格差一样，商业周期的地区同步性反映了区际市场的一体化程度。而相关政策与经济结构的差异本身可以部分解释地区间的市场差异，但是从另一方面讲，政策与经济结构也造成商业周期的区域差异，间接影响区际市场一体化，这正是本文所关注的重点。
(1)樊纲指数Fan_index。该指标由各表的回归2给出，结果不甚理想，除了表4在1％水平下显著为正以外，其他三个回归中，两个不显著，一个10％水平下显著为负。结果显示樊刚指数对区域周期同步性的解释极其不稳定。由此，我们很难判断，区域的市场化推进程度到底与周期间存在何种关系。虽然我们预期不同区域若一致加速市场化进程，则有利于区际间的经济联系，但是我们的结论未能证实预期，一方面可能在于该变量涉及过多的评价角度(即通过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)，使得综合起来的指标难以发挥良好的回归特性(该综合指标下某些子指标可能与周期呈正向关系，而部分子指标也可能具有反向关系，因而使得回归不稳定)；另一方面，也可能由于市场化指数进入商业周期方程产生了内生性问题，市场化进程影响商业周期，反过来商业周期也可能影响市场化进程，因而我们的结果不甚满意也就不难理解了，这需要后期选择更有效的工具变量进行重新回归。
(2)经济结构差异PS。从表2的回归结果来看，解释变量的系数显著为正(通过5％的显著性水平检验)，这说明区域间经济结构(或产业结构)差异越大，各区域间周期越趋于同步；也就是说，地区间产业结构趋同越是不严重，地区间的经济联系越密切；尽管表3的结论与预期相反，但是不显著；此外，表4和表5的两组回归也显示系数为正，与表2结论一致，可惜系数也未能通过满意的显著性水平检验。尽管有限的样本量(90个观察值)使得回归3难以完全达到预期，但不影响我们的基本判断，即当地区间经济结构差异(PS)越趋于合理，无论是收入周期还是就业周期都将走向同步性。
(3)政府支出差异GovEx。政府支出结果见各表的回归4和回归6，其中5个回归系数为负(表2的回归6和表4的回归4通过1％的显著性水平检验，表4的回归6通过5％的显著性水平检验)，结果显示，1998～2004年均值样本的回归更符合预期。这也可部分说明区域政府间的政策差异度与收入周期(或就业周期)间的相对关系，即省份间的财政支出差异越大，区域间的周期越难走向同步；也就是说，如果省份间的政策协调性越高，则经济周期在区域间越走向一致。这也说明了财政政策是我国商业周期波动的一种要素来源，而非周期的稳定因素。
(4)外贸密度差异TID。省份间的贸易开放度存在差异，因而需要进入商业周期方程来控制异方差。我们可以预期相同的国际贸易密度，将使得省份间商业周期的同步联系更大，这主要鉴于各省份都受到相同的国际商业周期的影响。由于数据的可得性原因，我们只计算了我国区域间2000年的外贸密度差异，以此来作为样本期的均值，这里仅对收入周期和就业周期的1998～2004年均值样本进行了回归，见表2和表4的回归5。结果显示该变量系数一致为负(其中表2通过5％的显著性水平检验)，也与我们的预期相符。此外，该变量为负号也意味着外贸密度差异是造成我国商业周期差异的波动因素而非稳定因素。
五、研究结论和政策建议
本文以我国商业周期波动为分析对象，以不同因素(距离、规模、樊纲指数、经济结构和贸易密度等)作为解释变量对我国跨省份商业周期的同步性进行解释，结论认为我国区域一体化进程呈现出区域差异，尤其是东西部之间可能存在一道明显的“区域分界线”，阻碍了大区域间的经济联系；此外，樊刚指数对区域周期的解释具有两面性，经济结构差异越合理，商业周期越走向同步性，而财政政策差异和贸易密度差异则是我国商业周期波动的影响因素。有鉴于此，我们认为区域协同发展有赖于多方面的促进。首先，缩小西部与东部区域的基础设施建设差异，尤其是增加交通建设促进东西经济交流；其次，在全国范围加速市场化体制的改革步伐；再次，在我国“十一五”期间，中央政府需要调控区域产业发展，促进和引导产业分工在不同省份间的合理布局；第四，地方政府财政支出差异过大也是区域经济发展的“不和谐因素”，为此，需要中央政府加大对落后省份的财政扶持；最后，强化我国省份间的内部贸易，以此来调控省份的外贸密度，当区域性贸易壁垒逐渐得以清除的同时，区域经济的发展也会变得更加和谐和走向一体化。
注释：
①20世纪90年代中期我国实行财政放权，增强了区域自主干预经济的能力；此外，工业产出水平周期同步性的样本分为三个阶段，分别为：1991～1995年，1996～2000年，2000～2004年，大体与我国“八五”、“九五”和“十五”计划保持一致。
②这17个制造行业，依次是食品制造业、饮料制造业、烟草加工业、纺织业、造纸及纸制品工业、石油加工及炼焦业、化学工业、医药制造业、化学纤维制造业、黑色金属冶炼及压延加工业、金属制品业、机械制造业、交通运输设备制造业、电气机械及器材制造业、仪器仪表制造业、电子及通讯设备制造业、非金属矿物质制品制造业。
③回归3和回归6仅包括90个观察值，涉及的省份为北京、天津、山西、吉林、上海、江苏、浙江、山东、河南、湖北、广东、四川、云南和新疆，由于观察值较少，结果相对不稳定。
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