长三角地区经济一体化的经济增长效应，本文主要内容关键词为：经济增长论文,效应论文,长三角地区论文,经济论文,一体化论文，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：F127 文献标识码：A 文章编号：1673-5420(2009)02-0013-04
一、问题的提出
中国各行政区之间的地区市场分割和地方保护主义所引致的产业同构、重复建设、过度竞争等现象，一直被社会各界所指责和批判。然而，在依然存在财政分权和晋升博弈的情形下，长三角地区的两省一市，特别是16个城市推进经济一体化融合发展、主动放弃地区市场分割的现象尤其引人关注，国内其它类似地区或都市圈也纷纷打出一体化协调发展的大旗。目前各地区在竞争中合作、合作中竞争，已成为区域经济发展的主流趋势之一。那么，地区经济一体化的内生选择及影响就成为地区发展中一个值得研究的问题。
经济一体化是对过去地区间市场分割结构的制度调整和重新安排，它将促进地区经济间市场分工的深化和经济增长。地区市场分割是地区经济一体化的反面，地方保护和市场分割存在巨大的效率损失[1-2]，随着国内市场分割和地方保护程度的逐步下降[3]以及国内统一市场的建设，工业部门专业化分工逐步深化[4]，地区间产业结构过于雷同等问题将得到缓解。因此，地区经济一体化这一制度变迁从经济增长动力角度看，将对增长产生深远影响。
二、模型设定
经济一体化是较难以度量的，已有研究文献没有一致认识。标志事件分析法多被采用，即以哑变量描述一体化与非一体化[5-6]。在描述经济一体化时，作为时间固定效应的替代，我们设计了：(1)以时间趋势为基础，考虑一个先下降后上升的时间二次函数形式，在计量过程中同时引进时间(Time)及其平方项(Time＾2)；(2)分别以1997年和2004年为临界年份界定协调虚拟变量，分段考察一体化进程的增长效应；(3)以现实观察的2002年为界设定虚拟变量。
直接度量经济一体化一般有四种途径：产业结构的相似性、区际贸易流量、价格趋同和经济周期协同[7]。本文采取：(1)贸易情况，包括对外贸易和对内贸易。经济开放与经济一体化具有一致性[8]，因此引入外贸依存度(Trade)及其平方项(Trade^2)。对内贸易量能在一定程度上反映行政区之间的相互开放情况，不过没有省际贸易规模的数据统计，货运周转量是产品贸易过程中的运输统计，可以作为省际贸易的一个代理变量。由于各行政区内部距离差异悬殊，行政区越大，省内货运周转比重越大，因此我们选择以货运周转量相对于行政区面积比率(Freight)引入方程。(2)人口迁移情况，包括户籍迁移和非户籍迁移，此处主要关注非户籍迁移。非户籍人口相对于总户籍人口比例(Popflu)反映出户籍管制程度，但非户籍迁移人口对当地经济增长的贡献预计超过了户籍管制的负面影响，进而对经济增长有正面作用。此外，我们还考察了客运周转量相对于常住人口的比例，表示人均客运情况(Pass)。(3)服务业的相对发达程度。上海服务业在长三角地区发展较快，形成了总部经济特征，对周边地区的服务辐射加强。生产服务业的发展反映了产业分工的深化，而相关文献主要关注第二产业分工，没有考虑服务业和制造业的地区分工。上海已有金融中心、国际航运中心的架构，本文将分别考察第三产业产值和金融业增加值占GDP的比重(Serv、Fina)以反映服务业的地区分工。(4)政府参与经济的程度。地方保护主义源于政府的经济干预，可以政府消费支出占GDP的比例(Gov)衡量。地方保护源于政府对经济的干预，代表着非一体化倾向，因此预期该指标对经济增长有负面影响。
三、计量检验
本文数据截面个体为3，样本从1992到2004年，共13期。鉴于个体数N小、观察期T大的面板一般不考察随机效应模型，本文主要检验经济一体化的固定效应模型。在计量过程中采用了Eviews5.1计量软件，经济一体化对地区经济增长率(gt)的估计结果如表1。
先不考察固定效应，表1第2列直接采用混合面板数据进行估计。由于模型误差存在明显的自回归问题，我们在没有考察时间固定效应的估计模型中加入了AR(1)自回归校正。结果表明仅固定资产投资对地区经济增长率具有显著影响，即固定资产投资增加1％能引致真实人均GDP增长率提高0.23个百分点。以1997年和2004年为临界时点的虚拟变量也不显著，我们另外也检验了以2002年为界的虚拟变量也表现为不显著。这一回归结果可能是由于没有考虑固定效应，因为两省一市经济发展程度即使相对接近但还是存在较为明显的差异，如经常探讨的增长机制、增长主体等差异；而自1992年以来，年度增长过程中两省一市的发展已经上升到较高的市场化水平和经济发展阶段，年度增长序列也表现出了差异性。我们分别检验个体固定效应和时刻固定效应，发现二者均显著，因此在表1第3列考察了个体—时刻固定效应模型。模型系数估计表明，以贸易依存度为指标的对外经济开放具有正向作用，其一次项的影响接近于在10％的水平上显著，P值为0.1053，二次项的系数估计为负表明对外开放对经济增长率的正向作用递减。结合Poncet等[8]关于对外开放与经济一体化的研究结论，可知对外开放与地区经济一体化具有粗略的一致性，进而经济一体化程度的提高与经济增长率提升也具有一致性。以行政区单位面积货运周转量衡量的对内贸易指标不显著，其系数估计为负，可能的原因是上海虽然单位面积货运周转量较江、浙两地高，但同期经济增长率反而较低，这说明货运周转量对经济增长率的影响并不直观，可能还有更深层的原因。流动人口比例和人均客运周转量两个指标对经济增长率均有显著的正向促进作用，这表明促进地区间劳动力流动的经济一体化有助于经济增长。服务业比例和金融业发展程度反映两省一市第三产业或生产者服务业方面的分工，是经济一体化的一种表现，相应指标的系数估计虽不显著，但均对经济增长具有正向作用。以政府消费比率反映的政府对经济的参与有利于经济增长，这与非一体化倾向的理论预测不一致，这可能是当前地方政府竞争对地方经济增长率仍具有正向作用的一种反映，非一体化倾向和地方政府竞争的作用综合不便于反映单独一种作用的效应，因此政府消费比率不是非一体化倾向的一个好的代理变量。鉴于反映地区经济一体化的各变量间的非完全外生性和异方差问题，表1第4列根据时刻固定效应模型残差的方差为权重估计广义最小二乘模型，模型显著性得以较大提高，模型残差平方从35.00降至13.21，系数估计显著的个数增加，系数符号除服务业比例之外没有改变，因此，模型3的估计基本可靠。
由于本文没有设计地区经济一体化的单一综合性指标，而是多角度地估计经济一体化的增长效应，因此在表1第5列的模型4以时间替代其它一体化指标引入个体固定效应模型。系数估计显示，固定资产投资和教育均有理论预测的符号且显著，我们主要关注时间的估计结果，时间表示的地区经济一体化对经济增长率具有二次函数影响，系数均显著。时间变量在9.7年之前，即2000-2001年之前均对经济增长率有负面影响，之后将对经济增长率有正面作用。这与本文现实观察的结果具有较高的一致性。在估计该模型过程中采用了个体固定效应模型，我们也对AR(1)自回归问题进行了估计，其系数为0.36且显著，但对时间变量的系数估计符号、大小及显著性没有较大影响，时间变量的转折点为8.6年，即在1999-2000年之后，以时间衡量的经济一体化对经济增长率才开始表现出正面作用，之前则更多地表现为非一体化现象。我们在模型4的基础上将经济一体化的各衡量指标直接引入以观察时间变量的趋势，结果表明时间变量与经济增长率之间仍是先下降后上升趋势，转折点在10.6年，与上述估计保持一致，与此同时，其它真实变量的符号与模型2一致。
四、结论和建议
地区经济一体化是长三角地区当前经济增长在投资、人力资本等动力源泉基础上的新的动力源，其促进增长的作用已经初步显现。为更好地利用地区经济一体化的经济增长效应，该地区需要着力推进地区经济一体化和协调发展问题，建议从以下几个方面加以把握：
1.打破地区市场分割，促进产品、要素和投资市场一体化，着力推进市场竞争规则的一体化。地区经济一体化的首要条件就是地区市场的一体化，使产品、劳务以及资金、人才、技术等生产要素能够在地区共同市场内自由流动，企业能够在共同市场内合理布置生产环节以在不同地区内形成合理的产业分工和产业布局。因此，为推进地区经济一体化首先就要实现地区市场的统一，消除地区市场分割和封阻，取缔阻碍地区市场一体化的各种势力，建立共同市场和统一的竞争规则，构建地区经济一体化的根基。关于形成长江三角洲地区共同市场的协议内容应包括促进两省一市的商品、劳务、资金、技术、人才、投资等在长江三角洲地区共同市场内自由流动的具体措施，确保产品市场和要素市场的一体化不被人为扭曲。
2.进一步完善地区市场一体化的基础条件。推进长三角区域以高速、轨道、水运、航空为载体的一体化的交通体系，加快缩短以上海为中心的城际交通时间；完善三地各级政府的公务信息、企业信用评级、信用监管等方面的信息公开与共享，以增加地方政府政务透明度、公共信息的共享性和地方政府间的政务协作能力；三地政府在加大当地环境保护工作力度外，还应围绕沿江、沿湖、沿海地区共同的环境治理，建立长江三角洲地区生态环境保护的合作框架。
3.构建具有实施力的地区一体化协调组织，切实推进三地政府职能转变，制止地方政府不符合一体化协调发展方向的各种显性和隐性壁垒，确保产品、要素、人员和投资能够遵循一体化市场的原则运行。