地方經濟增長目標管理、資源錯配與市場整合
——來自長三角地區的經驗證據

高 山,夏 帥,陳 陽,笪遠瑤

(1.南開大學 經濟學院,天津 300071;2.河北經貿大學 金融學院,石家莊 050051;3.深圳大學 中國經濟特區研究中心,廣東 深圳 518000;4.深圳市房地產和城市建設發展研究中心,廣東 深圳 518000)

一、引言與文獻評述

改革開放以來,中國締造了舉世矚目的“經濟增長奇跡”。按名義匯率計算,中國已躍居世界第二大經濟體;按購買力平價計算,中國已經成為世界第一大經濟體(陳樸等,2021)[1]。在中國特定的國情下,“經濟增長奇跡”背后始終離不開“看得見的手”的推動。自20世紀90年代以來,設定經濟增長目標已成為中央與地方各級政府的慣例,并逐步演化為政府宏觀治理的主要模式。有學者認為,中國的“增長奇跡”是增長目標引領下的經濟增長(詹新宇等,2020)[2]。事實上,設定經濟增長目標這種政府宏觀治理模式并非中國獨有,除非洲以及南美洲之外的各大主要經濟體也普遍存在(徐現祥和劉毓蕓,2017)[3]。改革開放的本質之一在于突破既往計劃經濟的桎梏,充分破除阻礙要素流動的行政壁壘,使商品和服務在全國范圍內自由流動,逐步構建更有效率、更高層次的全國統一大市場,不斷完善中國特色社會主義市場經濟體制。然而現實卻是：盡管有學者認為中國市場趨于整合(Xu,2002)[4],但不可否認中國的確存在嚴重的市場分割現象(Young et al.,2000;Poncet,2003)[5～6]。關于市場分割產生的經濟效應,學術界尚未得出一致結論。有學者指出,市場分割不利于實現地區經濟增長(Poncet,2003)[6],但大多數學者則持對立觀點,陸銘和陳釗(2009)[7]等認為市場分割有利于實現地區經濟增長。在中國情境下,“市場分割”一詞有一個近義詞——“地方保護”。在晉升錦標賽與GDP政績考核機制驅動下,各級政府官員為了向上級傳達積極的治理能力信號,不僅會如期設定當地年度經濟增長目標,而且通常會在上級制定的經濟增長目標基礎上“層層加碼”(趙新宇和鄭國強,2020)[8],由此形成地方經濟增長目標管理現象。然而,地方經濟增長目標管理會對市場整合產生影響嗎?如果有影響,具體是什么影響,抑制還是促進?通過什么渠道產生影響?對于這些問題,少有文獻將二者納入到統一的分析框架。研究市場整合問題對于加快構建全國統一大市場、暢通國內大循環、促進“雙循環”新發展格局的形成以及推動經濟實現高質量發展意義深遠。有鑒于此,本研究嘗試從理論和經驗雙重維度出發,探究地方經濟增長目標管理對市場整合的影響。

關于地方經濟增長目標管理,國內形成了較為豐富的文獻,為本研究的開展提供了重要理論參考和經驗借鑒。地方經濟增長目標管理的相關研究大致可以分為“前因”與“后果”兩類。前者的研究相對較少,主要探討了中央財政轉移支付、中國式財政分權以及稅收分成對地方經濟增長目標管理的影響(王賢彬和周海燕,2016;詹新宇和劉文彬,2020;詹新宇和劉文彬,2021)[9～11]。目前學界對于地方經濟增長目標管理的探討,大多集中于后者,即評估地方經濟增長目標管理引致的經濟效應。從宏觀視角看,地方經濟增長目標管理的經濟效應主要體現在促進地區經濟增長、抑制城市全要素生產率以及對高質量發展的影響等方面(劉淑琳等,2019;余泳澤等,2019;徐現祥等,2018)[12～14];從中觀視角看,地方經濟增長目標管理的經濟效應主要體現在阻礙服務業結構升級與降低制造業出口技術復雜度等方面(余泳澤和潘妍,2019;余泳澤等,2019)[15][13];從微觀視角看,地方經濟增長目標管理的經濟效應主要體現在降低企業實際稅負與阻礙企業數字化轉型等方面(詹新宇等,2020;楊賢宏等,2021)[2][16]。此外,有學者探討了面臨“保增長”壓力時地方政府對市場作出的反應,發現政府干預行為一定程度上會改變公共支出偏好、影響地方土地出讓策略以及扭曲生產要素市場(趙新宇和鄭國強,2020)[8]。

自Young等(2000)[5]使用“生產法”指出中國市場是“零碎分割的區域市場”以來,市場分割的相關論題備受專家學者關注。2022年4月10日,《中共中央國務院關于加快建設全國統一大市場的意見》正式發布,再度掀起了市場分割研究的熱潮。關于市場分割的成因,學者們的觀點不盡相同。Poncet等(2005)[17]認為市場分割主要受到就業壓力、地方政府自治力以及政府消費的制約。林毅夫和劉培林(2004)[18]的觀點是市場分割源于計劃經濟體制下的趕超策略,該策略在改革開放后逐漸演變成了地方政府各自為營的局面,屬于歷史遺留問題。范子英和張軍(2010)[19]將理論探討拓展到經驗分析,采用1995—2005年中國省級面板數據,首次識別了轉移支付對國內市場整合的因果效應,發現轉移支付能夠顯著促進國內市場整合。進入新時代后,李嘉楠等(2019)[20]基于中國165個主要城市174種商品的微觀數據,考察了貿易成本對國內市場整合的影響,發現二者存在負相關關系,市場整合度隨著貿易成本的提高而降低。關于市場分割的經濟效應,宏觀層面主要體現在對經濟增長以及高質量發展方面;微觀層面則主要集中于對企業的生產行為方面。陸銘和陳釗(2009)[7]研究發現,當市場分割程度較低時,實施市場分割有利于拉動地方經濟增長;而隨著市場分割程度不斷提高并超過某個臨界值時,實施市場分割便會對地方經濟增長產生負面效應,即二者之間具有倒“U”型關系。李嘉楠等(2019)[20]則從市場分割的“對立面”出發,實證檢驗了市場整合對企業生產行為的影響,發現市場整合有利于提高企業垂直分工程度與專業化水平。

通過對相關文獻的梳理回顧,不難看出地方經濟增長目標管理與市場整合的研究較為豐富,并且經久不衰,然而卻鮮有文獻將二者納入一個統一分析框架,考察地方經濟增長目標管理對市場整合的影響。地方經濟增長目標究竟是抑制了市場整合還是驅動了市場整合,學術界至今尚無定論,值得深入探究。此外,在測度市場整合水平時,定量分析相對較少而且以省級數據居多,精度上難免有所欠缺。

相較于現有研究,本文可能的邊際貢獻體現在：首先,在研究視域方面,將地方經濟增長目標管理與市場整合納入到統一的分析框架,探究地方經濟增長目標管理對市場整合的影響,以期豐富和完善相關領域的研究;其次,在指標選取方面,使用長三角41個地級市8種商品的相對價格數據,構建“商品-城市-時間”維度的市場整合指標,同時與各城市政府工作報告中的經濟增長目標數據進行匹配,識別地方經濟增長目標管理對市場整合的因果效應;最后,在渠道分析方面,從地區資源錯配視角出發,在測算地區資源錯配指數基礎上,探尋地方經濟增長目標管理對市場整合的影響路徑。

本研究余下部分的內容安排如下：第二部分為理論機制與研究假設;第三部分為實證策略與回歸結果分析,通過將“商品-城市-時間”維度的市場整合指標與城市經濟增長目標數據進行匹配,檢驗地方經濟增長目標管理對市場整合的影響;第四部分為拓展性分析,主要論證資源錯配的中介效應以及一系列橫截面測試與動態分析;第五部分為研究結論與政策啟示。

二、理論機制與研究假設

根據一價定律,若不存在交易成本,商品市場自由競爭,則同一種商品在不同地區之間出售時,如果以同一種貨幣計價,其價格應當始終相等,此時不存在套利空間,商品市場趨于整合。然而,在現實經濟環境中,由于交易成本的客觀存在,實則很難達到這種理想狀態。冰山成本理論的精髓在于,由于交易成本的存在,任何一種商品在兩地之間的價格差可能在一定范圍內上下波動,而不可能完全趨于一致,此時一價定律不再奏效。一個地區之所以產生市場分割,主要受主客觀兩方面因素的制約：一方面來自于天然的跨區域地理阻隔。另一方面則來自于跨邊界的行政干預(周黎安,2004)[21]。針對前者產生的地理分割,可以借助“逢山開路、遇水搭橋”方式,著力完善交通基礎設施,通過發揮交通基礎設施的“時空壓縮效應”,降低區際間的貿易成本,促進地區間的價格趨于收斂,進而提升商品市場整合程度(李蘭冰和張聰聰,2022)[22];后者產生的行政分割,交通基礎設施能夠發揮的作用相對有限,更多地需要依靠地方政府的行政權進行調節。

“為官一任,造福一方”。在過去相當長的一段時間內,中國普遍實行GDP政績考核機制。在晉升職位有限的條件下,地方政府官員之間存在零和博弈的關系。無論是省、市、縣還是鄉鎮,同一級別的政府官員都是晉升錦標賽的“重要選手”。為了完成既定的社會經濟發展目標,在晉升錦標賽中“摘得桂冠”,地方官員往往綜合運用各種行政手段配置本地資源,最為常見的是布局短期內可以獲得高額回報的“短平快”項目,由此引發了一系列重復建設問題,這一過程中通常伴隨著資源錯配與要素扭曲。趙新宇和鄭國強(2020)[8]研究發現,為了實現既定的地方經濟增長目標,地方官員通過干預信貸、擴大土地出讓以及壓低用工成本等方式扭曲要素市場。劉春濟和高靜(2020)[23]也發現,完成地方經濟增長目標是造成地區資源錯配的重要動因,完成短期增長目標顯著促進了資本錯配,完成長期增長目標對資本錯配具有顯著抑制作用,長、短期增長目標均未對勞動力錯配產生顯著影響。王展祥等(2021)[24]認為,“為增長而干預”的土地出讓策略以及“重生產、輕創新”的投資偏好,是誘發資源錯配進而抑制地區技術創新的主要原因。市場是一個包含家庭、企業以及市場監管部門等眾多微觀主體的復雜有機系統,要素市場與商品市場緊密相連,息息相關。經濟增長目標設定較高的地區,經濟發展水平往往相對落后,更需要以開放謀發展,以協作促進步(余泳澤和潘妍,2019)[15]。尤其是當前建設全國統一大市場的呼聲日益高漲,市場渴望聯系在一起卻未能聯系在一起時,地區間協調發展逐漸受到高度重視,地方官員更有激勵“坐在一起”共謀發展。在此背景下,一方面,地方經濟增長目標管理將引發資源錯配,推動要素的跨區域配置,拓展要素的供給范圍,加劇要素市場的競爭。另一方面,根據尹恒和張子堯(2021)[25]的觀點,要素市場扭曲一般直接或間接與各種政策扭曲相關聯,得到優惠政策的企業能夠以較低價格獲得生產要素,從而降低企業最終產品的生產價格?，F實生活中,當國際原油價格下跌時,各大航空公司的燃油價格往往也會有所下調。這一特征事實表明,要素市場能夠聯動商品市場,通過提升競爭效應進一步強化價格傳導機制,進而縮窄地區間的套利空間,促進地區間的商品價格趨于收斂,驅動商品市場走向整合。與此同時,地方官員之間的合作博弈將弱化地區間的行政壁壘,從而更加有利于降低區際間的貿易成本(李蘭冰和張聰聰,2022)[22]。根據一價定律,地區間商品的價格將趨于收斂,套利空間縮窄甚至消失,商品市場的整合程度得以進一步提升。綜合上述分析,提出研究假設H1：

H1：保持其他條件不變,地方經濟增長目標將顯著驅動商品市場走向整合,促進區域一體化發展。地方經濟增長目標設置值越高,商品市場整合程度相應也越高。

在地方經濟增長目標影響市場整合的作用路徑中,資源錯配發揮了重要作用。因此提出研究假設H2：

H2：資源錯配是地方經濟增長目標驅動商品市場走向整合的重要渠道。

由于不同類型的生產要素性質迥異,所以產生的經濟效應也應有所不同。因此提出研究假設H3：

H3：在地方經濟增長目標影響市場整合過程中,不同類型生產要素發揮的中介效應具有一定異質性。

地方經濟增長目標管理影響市場整合的機制如圖1所示。

圖1 地方經濟增長目標管理影響市場整合的機制分析

三、實證策略與回歸結果分析

(一) 數據來源與指標構建

1.數據來源

將地方經濟增長目標與市場一體化水平數據進行匹配,探究地方經濟增長目標管理對市場整合的影響,所使用數據主要來源于兩方面：一方面,為了與長三角的市場一體化水平數據相匹配,手動收集整理了長三角2010—2020年41座城市共計451份政府工作報告,提取政府工作報告中的地方經濟增長目標數據。具體參照余泳澤和潘妍(2019)[15]的做法,若經濟增長目標設置為“達到X%‘之上’‘左右’‘上下’”,統一取數值本身;若經濟增長目標設置為區間類型,則取區間左、右端點值的算術平均值。中央和省級的經濟增長目標數據獲取方法與此類似。以上地方經濟增長目標數據主要來源于各級人民政府門戶網站。另一方面,市場整合數據主要根據張學良等(2017)[26]的“一價法”測算得出,該項指標的原始數據主要來源于歷年《上海市統計年鑒》《江蘇省統計年鑒》《浙江省統計年鑒》《安徽省統計年鑒》。此外,還使用了百度地圖API的經緯度數據;在后續的穩健性檢驗中,還用到來自DMSP的長三角各城市夜間燈光亮度數據。

2.指標構建

(1)被解釋變量

市場整合(integration)。目前測算商品市場整合程度的方法主要有“貿易流法”(Poncet,2002)[27]、“生產法”(Xu,2002)[4]和“一價法”(張學良等,2017)[26]。由于“貿易流法”較容易受到要素稟賦、規模經濟以及商品替代彈性的影響,得到的測算結果可能存在偏誤,因此采用基于修正的“一價定律”價格法測度長三角2010—2020年41座城市的市場整合程度,構建“商品-城市-時間”維度的市場整合指標?！耙粌r法”的理論依據源自“冰山成本”模型,其基本原理為：假定某種商品在i和j兩地的銷售價格分別為pi和pj,由于產品在運輸過程中存在“冰山成本”,假定運輸損耗系數為τ(0<τ<1),則在兩地之間運送1單位產品,最終抵達目的地的僅有1/τ單位產品。當pi(1-τ)>pj或pj(1-τ)>pi時,則表明i和j兩地之間存在該商品的套利機會,從而會引致該商品的貿易。若滿足上述條件,則該商品在i和j兩地之間的相對價格pi/pj將在無套利區間[1-τ,1/(1-τ)]內波動?！耙粌r法”認為,只要i和j兩地之間的相對價格pi/pj的變動幅度不超出一定范圍,即可將i和j兩地之間的市場視作整合市場,也即市場呈現一體化態勢,否則將視為分割市場。相對價格pi/pj的變動幅度越大,則意味著套利區間也越大,市場分割越嚴重,相應的市場整合程度越低。因此,相對價格pi/pj的方差可以作為測度地區市場整合的動態指標。若隨著時間的推移,相對價格pi/pj的方差逐漸變小,則意味著相對價格的變動幅度在減小,相應的無套利區間[1-τ,1/(1-τ)]也將收窄,兩地之間的市場趨于整合。

為了盡量緩解數據的異方差與偏態性,同時規避量綱的影響,將被解釋變量進行對數化處理。此外,由于原始數據是8類商品零售價格的環比指數,故取一階差分更能夠反映市場一體化進程。將相對價格的自然對數以及一階差分分別記作：

(1)

(2)

(3)

(4)

(2)解釋變量

地方經濟增長目標(goalrate)。詳細說明見前文。需要注意的是,為了從側面印證地方經濟增長目標對市場整合的影響,借鑒王賢彬等(2021)[30]的方法,通過城市當年經濟增長目標設定值與上一年度實際經濟增長率的比值來測度城市政府的“保增長”壓力(growstr),進一步探究地方經濟增長目標對市場整合的影響。

(3)控制變量

控制變量包括對外開放水平(open)、財政分權(fd)、技術差距(techgap)、港口距離(distance)和國有化程度(soerate)。一個地區的對外開放水平(open),一定程度上體現了該地區包容性增長的發展態度,可能會影響到地區生產要素的流動,進而對市場整合產生影響(張學良等,2017)[26]。以城市當年實際利用外資額占GDP的比重測度對外開放水平,測算前將實際利用外資額以當年人民幣兌美元的實際匯率進行折算。已有研究表明,財政分權對商品市場整合程度具有重要影響(范子英和張軍,2010;謝姍和汪盧俊,2015)[19][31],鑒于此,將財政分權(fd)設定為第二個控制變量,具體通過城市本級預算支出占所在省份預算支出的比重衡量。為了在未來獲取更多利益甚至扭轉地區劣勢,經濟落后地區具有更為強烈的動機拒絕參與分工,實施市場分割(陸銘等,2004)[32],為此,將技術差距(techgap)設定為第三個控制變量,參照范子英和張軍(2010)[19]以及張學良等(2017)[26]的做法,以城市人均GDP占長三角41座城市人均GDP的比重測度技術差距。即便地方政府不實施市場分割,商品貿易成本也會受到港口距離的制約(謝姍和汪盧俊,2015)[31],故將港口距離(distance)設定為第四個控制變量,具體通過各城市到上海港的直線距離體現。由于港口距離不具有時變特征,使用固定效應模型無法識別,因此參照Nunn和Qian(2014)[33]的做法,將“各城市到上海港的直線距離”與“各城市的GDP”進行交互,取對數后加入回歸方程。地方政府傾向于保護國有企業以獲得競爭壁壘帶來的收益,故將國有化程度(soerate)設定為第五個控制變量,具體通過各城市國企職工人數占總職工人數的比重測度。

(4)機制變量

機制變量包括資本錯配指數(ABStaok)、勞動錯配指數(ABStaol)和整體資源錯配指數(avgmisa)。研究表明,地方經濟增長目標對市場整合的確存在重要影響,那么影響渠道是什么?本研究嘗試從資源錯配視角加以考量。為此,借鑒白俊紅和劉宇英(2018)[34]的思路,測算各地區的資源錯配指數。

由于本研究主要關注資本和勞動兩種最為常見同時也是最為重要的生產要素錯配情況,因此分別以資本錯配指數ηKi和勞動力錯配指數ηLi反映,資源錯配指數與要素價格絕對扭曲系數的關系為：

(5)

其中,λKi和λLi分別表示資本和勞動兩種生產要素的價格絕對扭曲系數,暗含了資源正常配置時的加成情況。在實際測算中,可以采用價格相對扭曲系數替代,價格相對扭曲系數的計算公式為：

(6)

綜合式(5)和式(6)可知,若要求解資本錯配指數ηKi和勞動力錯配指數ηLi,就需要知道資本與勞動力的要素產出彈性αK和αL。為此,借鑒趙志耘等(2006)[35]的思路,將生產函數設定為規模報酬不變的C-D生產函數,使用索洛余值法求解資本與勞動力的要素產出彈性,生產函數形式為：

(7)

將式(7)化為密集形式,兩側同時取自然對數,將個體固定效應與時間固定效應納入模型,得到：

ln(Yit/Lit)=lnA+αKiln(Kit/Lit)+φi+γt+ξit

(8)

其中,參照白俊紅和劉宇英(2018)[34]的做法,通過2010—2020年長三角41座城市的GDP來測度總產出水平Yit。在測算之前,將2010年作為基期,其他年份的GDP按照GDP平減指數轉化為以2010年不變價格表示的實際GDP。對于勞動要素的投入量Lit,以各城市的年平均就業人數衡量,具體通過上一年度年末就業人數與本年度年末就業人數的算術平均值測度。對于資本要素的投入量Kit,借鑒張軍等(2004)[36]的思路,使用永續盤存法計算,具體公式為：

Kt=It/Pt+(1-δt)Kt-1

(9)

其中,Kt表示各城市當年的固定資本存量,It表示各城市當年的名義固定資本形成總額,Pt表示固定資產投資價格指數,δt表示資本折舊率,參照張軍等(2004)[36]的做法,令δt=9.6%,Kt-1表示各城市上一年的固定資本存量。

基于長三角2010—2020年41座城市的面板數據對式(8)進行回歸,估計出各城市資本與勞動力的要素產出彈性αK和αL。鑒于長三角41座城市在資源稟賦、技術水平等方面存在較大差距,各城市實際的資本與勞動力產出彈性可能迥異,因此設定變截距、變斜率的變系數面板模型,采用最小二乘虛擬變量法(LSDV)估算各城市的要素產出彈性。相較于一般回歸方法,最小二乘虛擬變量法(LSDV)不僅加入了城市虛擬變量,而且加入了城市虛擬變量與可變系數ln(Kit/Lit)的交互項,保證了回歸時不同截面獲得不同的估計系數。實證結果表明,交互項的系數均顯著,進一步佐證了選用變系數面板模型的合理性。

在測算出資本與勞動力的要素產出彈性αK與αL的基礎上,按照式(5)和式(6)可以推算出相應的資本與勞動力的錯配指數ηKi與ηLi。當資源過度配置時,η<0;當資源配置不足時,η>0。為保證一致的回歸方向,將資本與勞動力的錯配指數ηKi與ηLi取絕對值。這樣便能夠更為直觀地反映出地區資源的錯配情況。此外,在進行機制分析時,還將資本與勞動力的錯配指數ηKi與ηLi的絕對值取算術平均,考察整體的地區資源錯配程度。

(二) 描述性統計與特征事實分析

1.描述性統計

表1匯報了主要變量的描述性統計結果。由表1可知,市場整合(integration) 的均值為0.592,最小值為0.220,最大值為0.961,標準差為0.129,表明不同城市之間市場整合程度存在較大差異(3)為避免后文出現回歸系數過小情況,將市場整合(integration)事先除以100。。地方經濟增長目標(goalrate)的均值為11.217,最小值為5,最大值為17,標準差為2.160,表明不同城市設定的經濟增長目標存在較大差異。從控制變量看,不同城市之間的對外開放水平(open)、財政分權程度(fd)以及國有化程度(soerate)等也存在明顯差異。

2.特征事實分析

通過收集與測算,最終獲得長三角41座城市的地方經濟增長目標、市場整合程度以及資源錯配情況的面板數據。在進行系統回歸分析之前,做初步的核密度估計,對比分析分屬于經濟增長目標與資源錯配高、低組別時,市場整合程度的核密度分布,估計結果如圖2所示。圖2(a)表明,在經濟增長目標較高的分組中,市場整合程度的核密度分布相較于經濟增長目標較低的分組峰度更大,這意味著地方經濟增長目標與市場整合程度之間的確存在某種關聯。圖2(b)～(d)分別展示了按照總體資源錯配程度、資本錯配程度以及勞動力錯配程度中位數分組的市場整合程度核密度分布,結果表明：在總體資源錯配程度與勞動力錯配程度較高分組中,市場整合程度的核密度分布相較于較低分組明顯右偏,而按照資本錯配程度分組時,這一現象并不十分明顯。上述特征事實為識別地方經濟增長目標對市場整合的因果效應以及機制分析提供了初步參考。

圖2 核密度分布曲線

(三)識別策略與回歸結果分析

1.模型設定

為了識別地方經濟增長目標對市場整合的因果效應,將基準回歸方程設定為面板雙向固定效應模型,具體形式見式(10)：

integrationit=?0+?1goalrateit+?2controlsit+μi+νt+εit

(10)

其中,被解釋變量integrationit表示城市i第t年的市場一體化水平,反映了地區市場整合狀況。解釋變量goalrateit表示城市i第t年設定的經濟增長目標值,是地方經濟增長目標管理的測度。controlsit為控制變量組,涵蓋了前文所述的對外開放水平(open)、財政分權程度(fd)、技術差距(techgap)、港口距離(distance)和國有化程度(soerate)五個變量。μi為城市固定效應,控制了城市所有非時變的異質性。νt為時間固定效應,樣本期間內對所有城市產生共同影響的變化將由該項吸收。εit為隨機誤差項。地方經濟增長目標goalrateit前的系數?1是本研究關注的焦點,衡量了經濟增長目標提高1%,市場整合程度變動的百分比。

2.基準回歸結果

(1)基準回歸

表2匯報了地方經濟增長目標對市場整合的基準回歸結果。為便于估計結果的對照分析,(1)～(2)列采用混合OLS方法估計地方經濟增長目標對市場整合的影響,(3)～(6)列則采用面板雙向固定效應模型進行估計。表2中(1)列、(3)列和(5)列未加入任何控制變量,(2)列、(4)列和(6)列加入了式(10)中的所有控制變量。需要注意的是：(5)～(6)列的解釋變量為地方政府的“保增長”壓力(growstr),具體以城市當年經濟增長目標設定值與上一年度實際經濟增長率的比值測度,這一指標的引入有利于更為全面地考察地方經濟增長目標對市場整合的影響?；貧w結果顯示：在混合OLS方法下,未加入控制變量時地方經濟增長目標對市場整合的估計系數?1為正,且在1%的水平上顯著,加入控制變量之后估計系數?1依舊顯著為正且變化不大;在面板雙向固定效應模型下,無論是否加入控制變量,地方經濟增長目標對市場整合的估計系數?1均在1%的水平上顯著且差異甚微;引入控制變量之前,“保增長”壓力(growstr)的估計系數為0.012,在1%的水平上顯著,加入控制變量之后,估計系數依舊顯著為正且變化較小。以上結果表明,在所有情形設定下,地方經濟增長目標均顯著驅動了商品市場走向整合,促進了區域一體化發展。地方經濟增長目標設置值越高,商品市場整合程度相應也越高,假設H1得到驗證。具體而言,地方經濟增長目標設置值每提高1%,商品市場整合程度將同比提升。

表2 基準回歸結果

(2)控制變量回歸

由表2可知,在所有情形下,對外開放水平(open)的估計系數均顯著為正,表明一個城市的對外開放水平與該地區的市場整合程度正向相關,對外開放水平越高,越有利于促進地區市場整合,這與張學良等(2017)[26]的研究結論基本一致。原因可能在于：對外開放水平越高的城市,其經濟發展模式越具有包容性,更有利于商品和要素的自由流動,從而有利于打破市場分割,推動城市朝著一體化方向發展。(4)列中,國有化程度(soerate) 的系數顯著為負,表明國有化程度越高的城市,一體化水平越低,市場分割越嚴重,這與范子英和張軍(2010)[19]以及謝姍和汪盧俊(2015)[31]的發現較為類似?？赡艿慕忉屖牵簩τ趪笳急容^高的城市而言,地方政府迫于就業與資金壓力,一定程度上忽視了對民營私企的保護,加劇了市場分割,阻礙了城市的一體化進程。財政分權程度(fd)、技術差距(techgap)、港口距離(distance)的回歸系數均不顯著,這可能與模型設定形式有關,部分變量對市場整合的影響呈現出非線性特征,而本研究采用的是線性模型。綜合表2中(1)～(6)列的回歸結果可以發現,當控制了一系列混雜因素之后,地方經濟增長目標(goalrate)的系數并未隨著控制變量的加入而大幅度變化,這意味著基準回歸中產生遺漏偏誤的可能性相對較小。

3.穩健性檢驗

通過對基準回歸結果的分析討論,假設H1得到初步驗證,即地方經濟增長目標對地區市場整合具有顯著的促進作用,然而研究結論的穩健性還有待進一步考證。因此探討可能影響研究結論穩健性的混雜因素,具體包括：基準回歸結果是否由地方經濟增長目標、市場整合的定義驅動,是否與控制變量以及樣本選擇相關?基準回歸結果是否受到同時期其余政策沖擊、是否受到地方經濟增長目標的前期趨勢驅動?

(1)替換解釋變量、被解釋變量、控制變量以及改變樣本

替換解釋變量?；鶞驶貧w模型中采用的解釋變量是地方經濟增長目標(goalrate)的水平值,借鑒詹新宇等(2020)[2]的做法,將其替換為全國經濟增長目標和相對于城市所在省份的加碼值,分別記為全國加碼值(city_nation)和省份加碼值(city_prov),重新識別地方經濟增長目標對地區市場整合的因果效應。表3中(1)～(2)列匯報了對應的估計結果。結果顯示：全國加碼值(city_nation)和省份加碼值(city_prov)的估計系數均顯著為正,而且相較于基準回歸結果變化不大,表明在替換解釋變量之后,研究結論仍然具有一定穩健性。

表3 穩健性檢驗：替換變量與改變樣本

替換被解釋變量?；鶞驶貧w模型中被解釋變量采用的是基于“一價法”測算出的市場分割指數的倒數(integration),參照王玉和張占斌(2021)[37]的思路,采用長三角41座城市人均GDP和GDP總量的變異系數重新測度,分別記作pcv和gcv,重新識別地方經濟增長目標對地區市場整合的因果效應。需要指明的是,該指標為損失時間維度的截面數據,無法通過固定效應模型識別,因此采用隨機效應模型加以估計,表3中(3)～(4)列匯報了對應的估計結果。結果顯示：人均GDP和GDP總量的變異系數pcv和gcv的估計系數均顯著為正,并且與基準回歸結果基本保持一致,表明在替換被解釋變量之后,研究結論依然穩健。

替換控制變量。以城市當年實際利用外資額的對數(lnfdi)替代先前的對外開放水平(open);以城市本級預算內支出占GDP的比重衡量地方政府干預程度(interv)替代先前的財政分權程度(fd);以城市擁有國企職工數的對數(lnsoe)替代先前的國有化程度(soerate),重新識別地方經濟增長目標對地區市場整合的因果效應。結果顯示：地方經濟增長目標(goalrate)的估計系數依舊顯著為正,而且相較于基準回歸結果并未發生顯著變化,進一步證實了研究結論的穩健性。

更換樣本。鑒于上海、杭州、南京以及合肥4個城市的特殊地位可能會給估計結果帶來干擾,因此將其剔除,利用余下37座城市的樣本重新進行估計。結果顯示：地方經濟增長目標(goalrate)的估計系數仍然顯著為正。

綜合來看,無論是替換解釋變量、被解釋變量、控制變量,還是更換樣本,基準回歸結果均具有穩健性,也即地方經濟增長目標的確促進了商品市場走向整合,假設H1再次得到驗證。

(2)外生政策沖擊、控制前期趨勢以及安慰劑檢驗

外生政策沖擊。近年來長三角地緣相近、人緣相親、文化相通、經濟相融的特色愈加鮮明(夏帥等,2021)[38],2018年長三角一體化又被上升為國家戰略,因而長三角地區市場一體化水平的提高可能是由于相關政策沖擊所致,其間的區域經濟協調機制可能同時發揮了重要作用。為此,借鑒張學良等(2017)[26]的研究,引入長三角城市經濟協調會(jjxth)虛擬變量,重新識別地方經濟增長目標對地區市場整合的因果效應。長三角城市經濟協調會成立于1997年,由15個城市共同發起,隨后呈現出較為典型的擴容式特點,為本部分的穩健性檢驗提供了一項良好的“準自然實驗”。將當年及以后加入長三角城市經濟協調會的城市視為對照組,賦值為1;否則賦值為0。表4中(1)～(2)列分別匯報了未加入控制變量和加入控制變量的回歸結果。結果顯示：引入長三角城市經濟協調會(jjxth)虛擬變量之后,地方經濟增長目標(goalrate)的估計系數依舊顯著為正,基準回歸結論依然保持穩健。

表4 穩健性檢驗：考慮外生政策沖擊、控制前期趨勢與領先1期

控制前期趨勢。進一步考察地方經濟增長目標與城市基準特征(pgdp)的關系,發現城市人均 GDP解釋了地方經濟增長目標的75%以上。為規避由初始差異衍生出的異質性趨勢混雜估計結果,遵循 Duflo(2001)[39]的研究思路,采用2010年各地級市的DMSP夜間燈光數據作為當年GDP的代理變量,然后分別乘以年份虛擬變量和年份二次項構造交互項,分別記作avglight_year和avglight_sq,以控制地級市初始差異的線性趨勢與非線性趨勢,回歸結果見表4中(3)～(4)列。結果顯示：在所有情形中,地方經濟增長目標(goalrate)的系數均顯著為正,假設H1的穩健性再次得到驗證。

安慰劑檢驗。下一年度的地方經濟增長目標(goalrate)是否會影響當前地區的市場整合程度(integration)?如果有影響,則意味著基準回歸中存在不可觀測的遺漏變量。為此,將地方經濟增長目標(goalrate)做領先1期處理,使用未來1期的地方經濟增長目標(f.goalrate)作為解釋變量重新估計。若此項的估計系數顯著,則意味著仍然存在同時影響地方經濟增長目標與商品市場整合程度的變量。估計結果見表4中(5)列。結果表明：該項的系數并不顯著,因此排除了本研究仍有重要變量遺漏的可能性。

總之,在考慮外生政策沖擊、控制前期趨勢以及安慰劑檢驗之后,基準回歸結果均具有穩健性,假設H1再次得到驗證。

4.內生性檢驗

基準回歸模型設定可能面臨的內生性問題主要來自兩方面：一方面,市場一體化水平較高的城市,地方政府調配資源的能力往往較強,與外界的經濟聯系也較為緊密,因此更有可能設定較高的經濟增長目標,因而地方經濟增長目標與商品市場整合程度之間可能存在反向因果關系,這是引致內生性問題的重要因素之一。另一方面,如果地方經濟增長目標對商品市場整合程度的影響還受到不可觀測的城市稟賦的干擾,便會產生遺漏變量問題,這是誘發內生性問題的另一重要因素,此時關注的系數?1也將有偏。為此,借鑒既有研究,嘗試為解釋變量選取合適的工具變量以克服內生性問題。

本研究選取的工具變量主要有三個。首先,借鑒余泳澤等(2019)[13]的做法,采用“地級市所在省份的地級市數量”作為第一個工具變量。選取依據為：一方面,在晉升錦標賽與GDP政績考核機制特定背景下,地級市設定本級經濟增長目標呈現出“標尺競爭”特征,在晉升職位既定且有限的情況下,所在省份的地級市數量越多,地級市之間的競爭就越激烈。另一方面,地級市數量由中央劃定,主要受政治因素的影響,與經濟變量關聯不大。綜合以上兩點,“地級市所在省份的地級市數量”既具有“相關性”,又具有“外生性”,符合工具變量選取的兩個基本條件。其次,參照周茂等(2018)[40]的研究思路,采用“同一省份內其他兄弟城市經濟增長目標的加權平均值”與“地級市相對于所在省份經濟增長目標的加碼值”的交互項(brocity_jm)作為第二個工具變量。選取依據為：一方面,根據主流財政競爭理論,各級政府為了贏得晉升錦標賽,在制定本級經濟增長目標時不僅會著眼于自身,而且會對兄弟城市的增長目標設定情況做出策略性反應。另一方面,兄弟城市經濟增長目標的加權平均值與本級市場整合程度相關度不高,不會對市場一體化水平造成直接影響。綜合以上兩點,“同一省份內其他兄弟城市經濟增長目標的加權平均值”兼具“相關性”與“外生性”,同樣符合工具變量選取的兩個基本條件。最后,采用“地級市上一年度的經濟增長目標”(lgoalrate)作為第三個工具變量。選取依據為：“地級市上一年度的經濟增長目標”(lgoalrate)與本年度的經濟增長目標密切相關,但并不會直接影響到本年度的地區市場整合狀況,在滿足“相關性”的同時兼具了“外生性”。

值得說明的是：“地級市所在省份的地級市數量”僅與個體變化相關,損失了時間維度信息,無法直接充當面板模型的工具變量,因此參考Nunn和Qian(2014)[33]的設置方法,將“地級市所在省份的地級市數量”與“未來兩期全國經濟增長目標的均值”(具有時變特征)進行交互,同時為了避免數值過大,將其取對數處理,構造完整的工具變量(lnprft_qg2)。

表5列示了工具變量的回歸結果。其中,(1)～(3)列為依次使用第一個工具變量(lnprft_qg2)與第二個工具變量(brocity_jm)在兩階段最小二乘法(2SLS)下的估計結果。結果顯示：使用第一個工具變量(lnprft_qg2)時,地方經濟增長目標(goalrate)的系數為正,且在 5%的水平上顯著;使用第二個工具變量(brocity_jm)時,無論是否添加控制變量,地方經濟增長目標(goalrate)的系數依舊為正,且在1%的水平上顯著,但較前者有所降低。(4)～(6)列為依次使用第三個工具變量(lgoalrate)以及同時使用第一、第三個工具變量(lgoalrate&lnprft_qg2)在廣義矩估計法(GMM)下的估計結果。結果顯示：使用第三個工具變量(lgoalrate)時,無論是否添加控制變量,地方經濟增長目標(goalrate)的系數均顯著為正;同時使用第一、第三個工具變量(lgoalrate&lnprft_qg2)時,地方經濟增長目標(goalrate)的系數仍然顯著為正,但數值有所降低。(7)列為同時使用第一、第三個工具變量(lgoalrate&lnprft_qg2)在有限信息極大似然法(LIML)下的估計結果。結果顯示：回歸結果與廣義矩估計法(GMM)下的估計結果非常接近,表明回歸結果較為穩健。此外,在所有情形下,Kleibergen-Paap rk 的 Wald F 統計量均大于Stock-Yogo弱識別檢驗10%水平上的臨界值,這進一步排除了弱工具變量識別問題發生的可能性,同時也從技術層面佐證了以上三個工具變量選取的合理性。

表5 內生性檢驗：工具變量的回歸結果

四、拓展性分析

(一)機制分析

通過識別策略與穩健性檢驗,回答了地方經濟增長目標是否影響商品市場整合問題。在此基礎上,探討地方經濟增長目標對地區資源錯配的影響,分析地方經濟增長目標作用于地區市場整合的具體傳導機制。為此,構建中介效應模型如式(11)和式(12)所示：

resourcemisait=θ0+θ1goalrateit+θ2controlsit+μi+νt+εit

(11)

integrationit=φ0+φ1goalrateit+φ2resourcemisait+φ3controlsit+μi+νt+εit

(12)

其中,resourcemisait表示地區資源錯配程度,具體涵蓋勞動資源錯配程度(ABStaol)、資本資源錯配程度(ABStaok)以及整體資源錯配程度(avgmisa)三個方面。其余變量的含義與式(10)中保持一致。

表6匯報了中介效應檢驗結果。結果顯示：(2)列與(6)列中goalrate的系數均為正,且在1%的水平上顯著,而(4)列中goalrate的系數未通過顯著性檢驗,這表明地方經濟增長目標主要引發了勞動資源錯配,對資本資源的扭曲效應并不明顯?？傮w來看,地方經濟增長目標設置值越高,資源錯配也將越嚴重。之所以產生這種現象,原因可能是：地方政府為了如期實現年初設定的經濟增長目標,通過引導資金流向、壓低勞動力工資等手段促進當地經濟增長,對勞動力市場產生了立竿見影的效果,引發了勞動資源錯配。然而,由于資本要素本身具有逐利特性,影響因素更為復雜,政府的單方面干預未必能夠完全左右資本流向,因而未對資本資源產生顯著扭曲效應。

表6 拓展性分析：機制分析

進一步,(3)列與(7)列中地方經濟增長目標(goalrate)的系數均不顯著,結合式(11)的回歸結果,可以推斷出在地方經濟增長目標影響地區市場整合的作用路徑中,勞動生產要素發揮了顯著的完全中介效應。盡管式(11)中地方經濟增長目標(goalrate)的系數不顯著,但(5)列中其系數顯著為正,因此需要對資本資源錯配程度(ABStaok)做Sobel檢驗。結果顯示：Sobel檢驗統計量并不顯著,這表明在地方經濟增長目標影響地區市場整合的作用路徑中,資本生產要素的中介效應不顯著。綜上所述,地方經濟增長目標主要是通過引致勞動資源錯配,進而驅動商品市場走向整合。勞動生產要素發揮了顯著的完全中介效應,資本生產要素的中介效應不顯著。至此,假設H2和假設H3得到了有效驗證。

(二)異質性與動態分析

為了更加精準地識別地方經濟增長目標對市場整合程度的因果效應,分別按照地方經濟增長目標、財政分權程度、技術差距以及到上海港的距離的中位數進行分組,同時考慮經濟增長目標調整以及動態分析,多維度、多視角考察地方經濟增長目標對市場整合程度的具體影響。

1.中位數分組的異質性

(1)按照地方經濟增長目標的中位數進行分組

表7中(1)～(2)列分別匯報了地方經濟增長目標對增長目標設定較高和增長目標設定較低地區商品市場整合程度的影響。結果顯示：無論增長目標設定高低,地方經濟增長目標對市場整合程度的回歸系數均為正,但地方經濟增長目標對低組別商品市場整合程度的回歸系數不顯著,這表明地方經濟增長目標對市場整合程度的影響主要體現在增長目標設定較高地區?？赡艿慕洕鷮W解釋是：對于經濟增長目標設定較低的地區而言,這些城市的發展觀念相對保守,與外界的經濟聯系相對較少,一定程度上加劇了市場分割,阻礙了市場一體化進程。

(2)按照財政分權程度的中位數進行分組

表7中(3)～(4)列分別匯報了地方經濟增長目標對財政分權程度較高和財政分權程度較低地區商品市場整合程度的影響。結果顯示：地方經濟增長目標顯著促進了財政分權程度較低地區的市場整合,對財政分權程度較高地區的市場整合不存在顯著影響,這與范子英和張軍(2010)[19]以及謝姍和汪盧俊(2015)[31]的研究結論基本一致。主要原因可能是：對于財政分權程度較高的地區而言,這些城市通常擁有較大的財政自主權,因而地方政府越有動機扶持本地企業,限制本地資源外溢,以最大限度地增加本地財政收入,這在一定程度上也會加劇市場分割,阻礙市場一體化進程。

(3)按照技術差距的中位數進行分組

表7中(5)～(6)列分別匯報了地方經濟增長目標對技術差距較大和技術差距較小地區商品市場整合程度的影響。結果顯示：地方經濟增長目標對市場整合的影響主要體現在技術差距較小地區,對技術差距較大地區的市場整合不存在顯著影響。這與謝姍和汪盧俊(2015)[31]的研究結論基本吻合。原因可能是：對于技術差距較小地區,這些城市為了在未來獲取更多利益,扭轉弱勢地位,往往更加傾向于實施地方保護,拒絕參與區域分工,從而對地區市場整合產生不利影響。

(4)按照到上海港的距離的中位數進行分組

表7中(7)～(8)列分別匯報了地方經濟增長目標對到上海港的距離較遠和較近商品市場整合程度的影響。結果顯示：當距離上海港較遠時,地方經濟增長目標更有可能促進地區市場整合。這與范子英和張軍(2010)[19]以及謝姍和汪盧俊(2015)[31]的研究結論恰恰相反。對此現象的解釋是：距離上海港越遠意味著城市的商品貿易成本越高,為了彌補貿易成本的缺陷,如期完成經濟增長目標,地方政府更有可能放棄地方保護,積極參與區域分工,從而推進地區市場整合。

2.考慮增長目標調整與動態分析

(1)考慮增長目標調整

當下,中國經濟已由高速增長轉向高質量發展階段。其實早在2012年,中國經濟便已結束長達20年的高速增長,正式步入經濟“新常態”。地方各級政府在設定經濟增長目標時,不可避免地對經濟“新常態”做出策略性反應。分析發現,2012年開始,各級政府設定的經濟增長目標呈現出持續下滑態勢,這為本研究的橫截面測試提供了一個良好視角。在實證策略上,構造一個時間虛擬變量(new),在2012年及以后將其賦值為1,否則賦值為0,同時將其與地方經濟增長目標(goalrate)進行交互,得到的交互項記作ngoalrate,進一步考察經濟“新常態”前后,地方經濟增長目標對商品市場整合程度的差異性影響。表8中(1)～(2)列匯報了相應的估計結果。(1)列未添加控制變量,時間虛擬變量與地方經濟增長目標交互項(ngoalrate)的系數顯著為正;(2)列添加了基準模型中的控制變量,時間虛擬變量與地方經濟增長目標交互項(ngoalrate)的系數依舊顯著為正。這意味著經濟步入“新常態”后,盡管地方各級政府紛紛調低了經濟增長目標,但地方經濟增長目標每提高1%,其對商品市場整合程度的邊際激勵效應卻提高了?？赡艿慕洕鷮W解釋是：進入經濟“新常態”后,隨著經濟增長目標的調低,地方政府的“保增長”壓力也有所緩解,加之建設全國統一市場的呼聲日益高漲,一定程度上阻止了地方保護及市場分割現象的發生,區域市場漸趨整合。

表8 拓展性分析：考慮目標完成情況與動態分析

(2)動態分析

進一步考察地方經濟增長目標對商品市場整合程度的動態影響。在實證策略上,構造一個“上一年度經濟增長目標是否如期完成”的虛擬變量(unacomplish),若上一年度如期完成將其賦值為0,否則賦值為1,同樣將其與地方經濟增長目標(goalrate)進行交互,得到的交互項記作unacom_goalrate,以分析上一年度經濟增長目標完成情況對下一年度商品市場整合程度的差異性影響。表8中(3)～(6)列匯報了相應的估計結果。結果顯示：在所有設定下,交互項(unacom_goalrate)的回歸系數均顯著為負,這意味著對于未能如期完成上一年度經濟增長目標的地方政府而言,地方經濟增長目標對商品市場整合程度的邊際激勵效應有所下降。主要原因可能是：當地級市政府未能如期完成上一年度經濟增長目標時,由于政治晉升與政績考核壓力,地級市政府將更傾向于限制本地資源、人才的外流,這一定程度上對地區市場整合產生了消極影響。

五、研究結論與政策啟示

(一)研究結論

將“看得見的手”與“看不見的手”直接納入到統一分析框架,闡明了“看得見的手”如何影響“看不見的手”,并采用長三角地區的經驗數據加以檢驗,得到的主要結論為：

第一,地方經濟增長目標顯著驅動了商品市場走向整合,促進了區域一體化發展。具體而言,地方經濟增長目標每提高1%,商品市場整合程度將同比提升。在替換解釋變量、被解釋變量、控制變量和改變樣本,并將“長三角城市經濟協調會”視作外生政策沖擊、控制前期趨勢以及時間安慰劑檢驗,同時選取三個工具變量克服可能存在的內生性問題之后,研究結論依然穩健。

第二,資源錯配是地方經濟增長目標影響商品市場整合的重要渠道。地方經濟增長目標主要是通過引致勞動資源錯配,進而驅動商品市場走向整合。勞動生產要素發揮了顯著的完全中介效應,資本生產要素的中介效應不顯著。

第三,地方經濟增長目標對商品市場整合程度的影響存在典型的區域異質性。地方經濟增長目標主要驅動了增長目標設定較高、財政分權程度較低、技術差距較小以及距離上海港較遠的地級市的市場整合;對增長目標設定較低、財政分權程度較高、技術差距較大以及距離上海港較近的地級市的市場整合無顯著影響。此外,經濟步入“新常態”后,地方經濟增長目標對商品市場整合程度的邊際激勵效應有所提高。動態分析發現,當地級市未能如期完成上一年度的經濟增長目標時,地方經濟增長目標對商品市場整合程度的邊際激勵效應有所下降。

(二)政策啟示

本研究不僅拓寬了經濟增長目標管理的研究視域,而且為促進地區市場整合、加快統一市場建設提供了新思路。

第一,長三角地區應當優化現有官員政績考核體系,建立以高質量發展為導向的經濟增長目標管理模式。地方經濟增長目標通過引發資源錯配進而促進了地區市場整合,盡管“歪打正著”得到了一個合意的經濟結果,但扭曲生產要素市場畢竟違背了市場運行規律,若長久依賴這種發展模式終將難以為繼。因此,各級政府在設定經濟增長目標時應當結合實際情況因地制宜,不應盲目攀比。同時,高質量發展指標也應當被納入考核體系,這樣方可早日實現“有為政府”與“有效市場”的有機統一,充分發揮市場在資源配置中的決定性作用的同時更好地發揮政府職能,進一步完善中國特色社會主義市場經濟體制。

第二,長三角地區應當高度重視生產要素市場,進一步深化要素市場改革,完善要素市場運行機制。鑒于生產要素在地方經濟增長目標對地區市場整合影響過程中的差異化職能,應當進一步完善收入分配制度,切實保障勞動者合法權益,同時暢通資本流動渠道,給予中小企業和民營企業融資便利,推進生產要素市場良性高效運作,同時以要素市場整合為紐帶,聯動商品服務市場整合,加快構建全國統一大市場。

第三,長三角地區應當加快轉變經濟增長模式,盡量克服對傳統生產要素的依賴,使增長更多地轉向依靠數據、技術與創新等新型生產要素驅動,持續培育經濟增長新動能。隨著數字經濟與實體經濟的深度融合,在實際經濟運行過程中,數據、技術與創新等新型生產要素可能同時發揮了重要作用,而且很有可能地方經濟增長目標并非通過扭曲數據、技術與創新等生產要素,而是正確引導此類要素流向便可以增進地區市場整合。因此,遵循市場運行規律,合理配置數據、技術與創新等新型生產要素,讓一切創造財富的源泉充分涌流,是增強經濟增長動力,構建“雙循環”新發展格局的重要舉措。