高质量发展目标下市场分割的效率损失与优化路径

□ 邓慧慧 杨露鑫

内容提要 中国经济发展进入新时代，推动区域一体化，提高生产效率是实现经济由高速增长向高质量发展阶段转换的重要支撑。本文采用广义倾向得分匹配方法，评估了国内市场分割强度对地区生产率的连续定量影响。研究发现：（1）国内市场分割对地区生产率存在“倒U型”的非线性效应，即地区生产率随着市场分割强度的增加先上升后下降。目前东、中、西部分别约有89%、85%、95%的观测点处于“倒U 型”曲线的左侧，市场整合还存在很大的改善空间。（2）动态分解发现，市场分割主要通过规模效率、技术效率和技术进步三个渠道影响地区生产率。（3）市场分割会导致市场扭曲，从而引起资源配置效率的损失，而进一步扩大对外开放、注重人力资本培育和加大研发投入，能够缓解市场分割所带来的负面影响。本文的研究发现既是对“使市场在资源配置中起决定性作用”这一顶层设计的学术呼应，也为“经济高质量发展要以效率提升为基础”的改革方向提供了有益参考。

一、引言

中国经济发展进入新时代，十九大报告明确做出了经济由高速增长转向高质量发展的判断，生产效率提升是高质量发展的主要表现，资源配置效率的改善是推动阶段转换的重要支撑。理论与实践表明，市场配置资源是最有效率的方式，市场化配置效率的提高取决于要素的自由流动，但在中国资源配置的现实情境中，市场分割的影响广泛而深刻。厘清地区市场分割与生产率之间的逻辑链条可以更加具体地把握生产要素自由流动所面对的困难与挑战，找到改善资源配置效率的有效路径，更好地支撑经济高质量发展。

传统比较优势理论认为，区域一体化能够促使每个地区按照自身的比较优势进行专业化分工，从而推动资源在区域内的优化配置。但由于地方官员晋升锦标赛（Young，2000；Bai等，2008；任志成等，2014）、提高区域分工地位（陆铭等，2004）等动因，导致“以邻为壑”的地区性市场分割长期存在（Poncet，2003；Park和Du，2003；桂琦寒等，2006；张昊，2014）。现有文献分别从微观和宏观两个视角研究市场分割的经济效应。其中，基于微观视角的研究侧重于分析市场分割对企业全要素生产率（Ederington和Mc Calman，2011；徐保昌和谢建国，2016；刘维刚等，2017）以及对企业出口的影响（张杰等，2010；赵玉奇和柯善咨，2016；吕越等，

2018）。而基于宏观视角的研究多集中在地方保护或市场分割对本地经济增长（陆铭和陈钊，2009；付强，2017）以及对区域协调发展的影响（徐现祥和李郇，2005；范剑勇等，2010；陆铭和向宽虎，2014）。

已有文献为研究市场分割的经济效应提供了丰富和深刻的洞见，但要转向高质量发展不仅要从微观层面关注企业生产率，更要从宏观层面把握地区的整体效率提升和长期的稳定发展，但鲜有文献从市场分割的角度来考察中国宏观经济增长质量。因此，本文首先采用“相对价格法”来衡量2004-2016年各个地区的市场分割指数，并使用数据包络分析方法估计地区生产率。其次，通过广义倾向得分匹配方法和工具变量法深入考察市场分割强度对地区生产率的效应，并进一步基于改进后的Malmquist 生产率指数分解来挖掘市场分割影响地区生产率的机制和路径，以及市场分割对区域资源配置效率的影响。

与已有文献相比，本文的创新点在于：第一，研究视角的创新。在分析市场分割对地区生产率的短期影响的基础上，研究市场分割的动态效应，并进一步从国家整体经济增长质量层面评估市场分割产生的效率损失，为新常态下经济高质量发展提出针对性建议。第二，研究方法的创新。首次采用广义倾向得分匹配（Generalized Propensity Score Matching，GPSM）方法，在每一个市场分割强度上考察分割对地区生产率的连续定量影响，这也是本文的主要贡献所在。要深入讨论市场分割如何影响地区生产率，必须控制自选择效应的偏差，但是由于市场分割强度是一个连续型变量，缺乏市场分割地区的反事实信息，因此通过广义倾向得分匹配方法，在控制组的样本中选取与处理组尽可能相似的个体来进行比较可以很好地控制自选择效应。同时，将市场分割强度这一连续型变量作为处理变量，也克服了传统PSM 方法仅适用于变量为0或1的二元变量的局限性。第三，内生性问题的处理。以高铁开通作为一项准自然实验构建市场分割的工具变量，由此借助双重差分思想，来克服反向因果关系所引起的潜在内生性偏误，使得结论更为稳健可靠。

本文余下部分安排如下：第二部分介绍实证模型、变量和数据；第三部分报告实证检验结果；第四部分为稳健性检验；第五部分汇报进一步的作用机制估计结果；最后是本文结论和政策启示。

二、计量模型与变量、数据

（一）计量模型

由于地区的市场分割不是一个随机事件，科学准确地评估市场分割对地区生产率的影响并不容易。本文采用广义倾向得分匹配方法（GPSM）进行“反事实分析”，这样可以避免因观测变量不随机导致的结果偏误。同时，与传统的倾向得分匹配（PSM）方法相比，GPSM 方法通过估计出“个体剂量反应”函数（Unit-level Does-response Function）和“平均剂量反应”函数（Average Does-response Function），可以在给定连续的处理变量和广义倾向得分下描述任一连续处理水平上所对应结果的条件期望，突破传统PSM 方法将处理变量局限于二值变量的不足，同时又能消除观测样本的地区特征所带来的结果偏差，即控制“自选择效应”，因此适合评估市场分割连续变量对地区生产率的处理效应。（Pairwise Treatment Effect）

基于Hirano和Imbens（2004）提供的方法，本文分三个步骤来估计在每一个市场分割强度上市场分割对地区生产率的影响。第一步，控制匹配变量X 后，本文采用Papke和Wooldridge（1996）提出的Fractional Logit 模型，在广义线性模型框架下最大化伯努利对数似然函数，来估计市场分割强度的概率，并计算得出广义倾向得分Rˆ，其中，Rˆ可以理解为市场分割达到某个程度的概率（GPS）；第二步，利用市场分割强度seg及其概率Rˆ构造地区生产率tfp的条件期望模型；第三步，利用第二步的估计结果，并根据设定好的步长划分市场分割强度，通过“平均剂量反应”函数比较平均地区生产率在两个不同市场分割强度水平上的差异，并得到市场分割强度变化对地区生产率影响的处理效应。

（二）核心指标构建与数据处理

1.市场分割的测度

本文沿用陆铭和陈钊（2009）中的9 类商品作为衡量市场分割指数的参照商品，通过测算接壤省份间的相对价格差异来衡量地区的市场分割指数。由于海南的特殊地理位置以及重庆和西藏两个地区的数据缺失，故在样本数据中将其剔除。测算市场分割过程中所使用的数据均来自2005-2017年的《中国统计年鉴》。市场分割指数的计算公式如下：

2.地区生产率的估计

关于地区生产率的衡量，本文采用数据包络分析（DEA）对地区生产率进行估计。DEA 方法不用确定生产函数的具体形式，具有较强的客观性。然而，该方法仅能处理静态的生产率指数变化，而要对生产率指数的变化进行动态测量，还需要结合Malmquist 指数分析法共同探讨地区生产率指数的变化及其影响因素。具体来说，我们以各省份的固定资本存量和总的就业人数为投入，以各省份的GDP 为产出，利用Malmquist 指数分析法，在剔除外部影响因素的基础上，对地区生产率进行科学评估。根据计算，样本地区的地区生产率均值为0.9338，图1 描述了地区生产率和市场分割强度之间的函数关系，直观来看，地区生产率与市场分割强度之间呈现出明显的非线性关系，下文将进一步通过实证分析进行验证。

图1 地区生产率与市场分割强度的拟合关系

3.匹配变量

在运用GPSM 方法获得市场分割强度对地区生产率的因果效应估计时，首先需要对地区进行匹配，以满足平行趋势条件假设，这就要求选取合适的匹配变量X 以保证公式（2）的成立。其中，匹配变量X 应该既能影响地区生产率的提升又会影响地区市场分割的程度。因此，根据现有文献，本文设置如下匹配变量：（1）分别用进出口总额（trade）、实际利用外资额占GDP 比重衡量对外开放度（fdi）；（2）用政府财政支出占GDP 比重衡量政府干预度（gov）；（3）用人均专利申请授权量衡量科研水平（patent）；（4）用人均受教育年限表示人力资本水平（hr），计算各省人均受教育年限时将小学、初中、高中、大专及以上学历的居民平均受教育年数分别定为6年、9年、12年以及16年；（5）用地区金融机构贷款余额占GDP 比重来衡量地区的融资约束程度（fin）。相关数据来自2005-2017年的《中国区域经济数据库》、《中国宏观经济数据库》、《中国统计年鉴》以及各省统计年鉴。

要满足平行趋势条件假设，除了要选取合适的匹配变量外，还需要对样本进行合适的分组。由于市场分割强度在区间分布上偏向于0 值这一段，因此，本文在市场分割强度较小的区间内进行细分，在市场分割强度较大的区域进行粗分，最终选取市场分割强度为0.0135和0.0248 作为临界值，将样本分为3 组，即3区间，并在每个区间内均对匹配变量进行均值统计。模型中匹配变量的主要统计信息见表1。

表1 匹配变量描述性统计

三、实证结果及分析

（一）市场分割强度的分布检验

本部分基于Fractional Logit 模型估计市场分割强度的分布，估计结果见表2。表2 显示，除了外资占比和金融约束的系数不显著以外，其他匹配变量均显著，说明匹配变量的选择是合适的。政府干预度、人力资本水平以及科研水平对市场分割强度的影响显著为负，而对外开放水平对市场分割强度的影响显著为正，说明政府干预度、人力资本水平、科研水平较低的地区，政府更倾向于通过市场分割来保护本地经济，对外开放水平较高的地区往往更愿意通过海外市场的扩张获取出口收益而放弃国内市场的规模经济。

地方政府受到政治晋升锦标赛的影响，为了完成甚至超额完成经济绩效，通常会有两种策略选择：一是通过地方保护实现区域间的市场分割，以规避激烈的外部竞争来保护当地的弱势企业；二是通过不断完善基础设施、改善营商环境推动一体化进程，鼓励竞争、优胜劣汰以提升地区的资源配置效率和生产率。现实中地方政府会选择哪种策略取决于实现政治晋升的利弊权衡。通常当某一地区的经济欠发达或者经济发展处于经济周期低谷时，地方政府更倾向于实行市场分割，而当某一地区经济发展水平较高或者处于经济繁荣期时，地方政府认为推动一体化进程更为有利。

（二）GPSM的平衡条件检验

在估计市场分割强度分布的基础上，本节计算匹配变量广义倾向得分值并进行匹配，进行第一步估计。匹配成功与否需要匹配变量满足平衡条件假设，平衡条件的检验除了要求选择合适的匹配变量外，还要求对样本进行合适的匹配分组。根据上文结论，整体样本可划分为3区间，表3报告了3样本区间匹配变量在匹配前后的差异均值以及标准差。结果发现各匹配变量在各区间内的标准差都非常小，说明样本经过GSPM 后满足平衡条件，即经过匹配后的匹配变量在不同区间内均无显著差别。

（三）GPSM的第二步估计

利用上一步估计出的广义倾向得分，即地区获得当前市场分割强度的概率Rˆ作为控制变量，进行第二步估计。其中，被解释变量为地区生产率tfp，核心解释变量为市场分割强度seg。同时，根据估计结果的显著性，决定是否在模型中加入变量seg和各自的平方项以及两个变量的乘积。具体回归结果见表4。结果发现，除了未能通过显著性检验以外，其余变量均通过了显著性检验。因此，基于第二步的估计结果，在模型中去掉变量，并进行GPSM的第三步估计。

表2 市场分割强度的Fractional Logit 回归结果

表3 GPSM 平衡条件检验

表4 GPSM的第二步估计结果

（四）市场分割强度对地区生产率的处理效应

为了进行GPSM 第三步估计，我们将处理变量seg的取值范围划分为s子区间，即s=1，2，…，s，估计在每个子区间内市场分割强度对地区生产率变化的平均因果效应。图2中的实线为各子区间平均因果效应的连线，代表全样本区间内市场分割强度与地区生产率的函数关系，另外两条虚线分别代表这一函数关系的上下95%的置信区间。从图2中可以发现市场分割强度与地区生产率之间呈现出明显的倒U 型非线性关系，即当市场分割强度较低时，市场分割促进地区生产率的提升，并存在边际递减的情况。而当市场分割强度超过某一临界值之后，市场分割开始显著抑制地区生产率的提升。

进一步地，表5 报告了不同的市场分割强度取值d 下的平均因果效应大小及其估计标准误。可以发现平均因果效应的转折点出现在d=11时，即当市场分割强度小于11%时，市场分割显著促进地区生产率的提升，且随着市场分割强度的提高，这种促进作用在逐渐减弱；而当市场分割强度大于11%这一转折点时，市场分割将显著抑制地区生产率的提升。在样本中，约有90%以上观测点的市场分割强度在11%以下。这表明，从总体上看当前我国的市场分割强度较低，并且能够对地区生产率产生正向的促进作用，但需要注意的是应保持合理、适当的市场分割强度，否则市场分割将显著抑制地区的生产效率提升。这种抑制作用可能来源于三个方面：（1）当地方政府通过市场分割表现出较强的保护力度时，企业提升生产率的积极性将明显减弱；（2）地方政府的保护程度过高时，会诱使企业将资源分配在政府倾向保护的部门，而较少关注如何合理分配资源以提升生产率；（3）当地方政府对是否采取市场分割行为进行权衡时，由于信息不对称出现甄别机制失效，往往难以实现地方政府的预期目标。

四、稳健性检验

为解决地区生产率与市场分割可能存在的反向因果关系，本文借鉴Lu等（2017）的研究思路，以高铁开通作为一项准自然实验，将这一政策冲击视为市场分割的工具变量，由此嵌入双重差分思想，更为准确地识别市场分割对地区生产率的影响及作用机制，并弥补已有研究在内生性问题处理方面的不足。

表5 不同市场分割强度水平下的平均因果效应

该方法的实质仍然是工具变量法，但在构建工具变量的过程中，采用双重差分法可以较好地利用高铁开通这一政策冲击。此时，市场分割的工具变量主要由高铁开通的政策冲击所决定。相较于实际的市场分割程度而言，高铁开通具有明显的外生性特征，可以较好地控制模型中潜在的内生性问题。由于高铁在每个城市首次开通的时间是不同的，因此，在采用双重差分法构建工具变量时，两阶段最小二乘法（2SLS）的一阶段回归模型为多期双重差分模型，具体设定如下：

公式（3）中，segit为每个城市所在省份的市场分割指数。cityit为组别虚拟变量，用于识别在t年开通高铁的城市，对开通城市开通的当年及以后年份赋值为1，其余年份为0（作为实验组），未开通的城市赋值为0（作为对照组）。Xit为一系列可能影响地区市场分割的控制变量，主要包括政府干预度、人力资本水平、融资约束水平、基础设施水平和对外开放程度，分别用政府财政支出比重、高等院校在校生人数比重、金融贷款余额比重、人均道路面积和外资比重来衡量，相关数据来自《中国区域经济统计年鉴》和《中国城市经济统计年鉴》。λi、μt、εit分别为个体、年份固定效应以及随机扰动项。为控制潜在的异方差和序列相关问题，参考Amiti和Davis（2011）的做法，将标准差在地区维度进行聚类调整。需要说明的是，根据公式（3）计算出的市场分割预测值为地级市的市场分割指数，而在第二阶段回归时需要用到的是省级市场分割指数的预测值，因此，本文将地级市的市场分割预测值按照GDP比重加权加总到省级层面，得到省级市场分割指数的预测值，并将其作为市场分割的工具变量。

表6 报告了两个阶段的回归结果。根据表6中模型（1）的估计结果所示，高铁开通显著抑制了市场分割程度的提升。换言之，高铁开通在一定程上打破了地区之间的壁垒，促进了一体化的发展。为了避免内生性带来的结果偏误，采用海拔高度和1984年当地的铁路客运量作为高铁开通的工具变量，分别采用2SLS和GMM 方法对结果进行检验，发现高铁开通的估计系数仍显著，并通过了DW 检验，如表6 模型中（2）、（3）所示。

利用公式（3）计算出的城市市场分割预测值，加权加总到省级层面后，以此值为工具变量进行第二阶段回归。根据GPSM的分析结果，可以发现市场分割与地区生产率之间呈现倒U 型的非线性关系，因此，相应的第二阶段模型设定如下：

公式（4）中，segit、分别为市场分割预测值的一次项和二次项，Xit为一系列控制变量，相关变量与GPSM的匹配变量相同。具体的回归结果见表6 模型（4）。比较工具变量回归结果和GPSM回归结果可以发现，基于工具变量的回归系数明显高于GPSM 回归，这表明本文对内生性问题的修正是有必要的。同时，工具变量回归通过了DW检验，说明GPSM 回归结果是稳健的。

表6 工具变量检验

五、进一步讨论

前文考察了市场分割对地区生产率的影响，并通过双重差分法构建的工具变量规避了内生性所带来的结果偏误，验证了市场分割与地区生产率之间的倒U 型非线性关系。通过计算得出市场分割强度临界值为0.0239，在全样本中有301观测点的市场分割强度小于这一临界值，即有约91.77%的观测点处于提高市场分割强度能够促进地区生产率提升的阶段。那么，市场分割具体是通过哪些渠道影响地区生产率的呢？接下来本文将利用Malmquist 生产率指数分解来探讨其作用机制。

（一）机制分解

本文的地区生产率是基于DEA 方法进行估计的，利用Malmquist 生产率指数可以分解为技术效率变化指数（effch）和技术变化指数（techch）的乘积，其中技术效率变化指数（effch）又可分解为纯技术效率变化（pech）和规模效率变化（sech）的乘积，由此得到公式（5）：

公式（5）中，第一项为规模效率变化（sech），第二项为纯技术效率变化（pech），第三项为技术进步（techch），Malmquist 生产率指数（tfp）可由这三项乘积进行表示，其中前两项的乘积代表技术效率变化。规模效率变化大于1时，则表示地区规模报酬递增，反之，规模报酬递减；纯技术效率变化大于1时，则表示资源配置与利用的改善使效率提高，反之，效率降低；技术进步大于1时，则表示出现了技术进步，反之，技术相对落后；生产率指数大于1时，则表示综合生产率有所改善，反之，说明生产率恶化。

将公式（5）分解出的三项分别作为被解释变量再次进行GPSM 回归，具体的回归结果见表7。可以发现，规模效率变化、纯技术效率变化和技术进步与基准回归结果的趋势是一致的，即三个分解指标与市场分割之间均呈倒U 型的非线性关系，且三个分解指标所对应的临界值与基准回归结果的临界值非常接近（分别为0.0244、0.0243、0.0221），说明市场分割确实通过这三个分解效应影响了地区生产率的变动。从短期来看，地方保护能够使当地企业免于外部的激烈竞争，在较为宽松的环境下企业能够占有稳定的市场以实现规模生产、增加企业利润，从而为企业增加创新投入、实现技术进步奠定了基础。但从长远来看，过高的市场分割水平，会使企业缺乏占有更大市场规模的竞争力，对规模效应、技术进步和生产率的提升反而不利。

上述机制分解的结果表明了地区生产率与三个指标之间的非线性关系，那么规模效率变化（sech）、纯技术效率变化（pech）和技术进步（techch）对地区生产率的影响强度如何？我们将三个分解指标影响地区生产率的边际效应进行比较（如图3所示），可以发现从总体上看，尽管在市场分割强度较低时（小于临界值）能够促进地区生产率的提升，但是作用于三个分解途径的边际效应在逐渐降低，且市场分割对规模效率的促进作用最强，而对技术进步的促进作用最弱。说明较低的市场分割可能通过保护企业免受外来竞争而使其能够占领更大的本地市场，这有利于区域内规模经济效应的发挥，进而促进企业增收，还能在一定程度上缓解企业的研发资金约束从而促进技术进步，但对企业而言仍缺乏更强的技术创新动力。当市场分割强度较高时（大于临界值），可以发现市场分割对规模效率的抑制作用最强，说明规模效率低下是受到技术进步受阻和技术效率低下双重叠加影响的结果。从当前的发展状况看，90%以上观测点通过市场分割显著提升了当地的规模效率。

表7 地区生产率的机制分解结果

表8 市场分割的动态效应

图3 市场分割强度的边际效应

（二）市场分割的长期影响

从上文经验分析的结果看，短期内较低的市场分割强度能够通过避免外部过度竞争等因素促进地区生产率提升，本节进一步利用面板自回归模型检验市场分割与地区生产率的长期稳定关系，并根据AIC、BIC、HQIC 准则确定最佳滞后期数。表8 汇报了具体的估计结果。如表8中模型（1）所示，从市场分割滞后第三期开始，市场分割对地区生产率开始产生负面影响。付强（2017）认为地方政府进行市场分割的动机之一是其能够促进当地的经济增长，我们通过观察经济增长与市场分割的滞后期关系，可以发现，虽然短期市场分割能够促进当地的经济增长，长期来看却不利于经济的稳定（如表8中模型2所示）。

（三）市场分割对整体生产效率的影响

本文的回归结果表明，一定强度以下的市场分割促进了地区生产率的提升，这也为地方政府进行市场分割提供了部分合理解释。然而，从国家整体层面来看，市场分割妨碍了国内区域一体化进程的推进，扭曲了市场运行机制，从而降低了地区资源配置效率。为此，我们进一步对市场分割可能产生的效率损失进行评估。本文借鉴赵自芳和史晋川（2006）计算市场扭曲导致效率损失的方法，基于上文分解出的规模效率变化（sech），纯技术效率变化（pech）和技术效率变化（effch），计算效率损失ρ 为：

公式（6）中，tsech、tpech 分别为各省份规模效率变化和纯技术效率变化的加权平均值。表9 报告了2005-2016年因市场扭曲导致的效率损失的年均值，可以发现效率损失最严重的年份是在2011年，占总产出的9.76%。从东、中、西部地区的效率损失年均值比较可以发现，以2011年为时间节点，之前效率损失最严重的主要出现在中部地区，之后效率损失最严重的地区为西部地区。

为了进一步厘清市场扭曲是否由市场分割所造成，我们先将计算出的效率损失值与市场分割指数进行拟合，发现二者呈现正相关（见图4），即随着市场分割水平的提升，效率损失在不断上升。再对效率损失与市场分割进行回归，市场分割的估计系数为1.5961 且在1%的显著水平下显著，进一步验证了二者之间的正相关关系，即市场分割会导致市场扭曲，从而引起资源配置效率损失。

图4 市场分割与效率损失的拟合关系

（四）市场分割影响下的优化路径

由于在不同的地区特征下，市场分割对地区生产率的影响是不一样的。因此，我们进一步探索在不同地区特征下能够加强市场分割正效应或缓解市场分割负效应的优化路径。为此，我们将样本分别按照经济发展水平（gdp）、对外开放水平（fdi）、基础设施水平（road）、人力资本水平（hr）、研发投入水平（rd）五个指标划分成大致相同的子样本。其中，经济发展水平用地区GDP表示、对外开放度用实际利用外资额占GDP 比重表示、基础设施水平用等级公路里程表示、人力资本水平用平均受教育年限表示、研发投入水平用R&D 全时人员当量表示。划分依据是将五个指标的数值由小到大排序，以中位数为界划分成两组子样本，再分别进行GPSM 回归，具体结果见表10。结果显示，在经济发展水平、对外开放水平、基础设施水平、人力资本水平、研发投入水平较高的地区，市场分割与地区生产率均呈现倒U 型的非线性关系，可以计算出五类特征地区的市场分割临界值分别为0.0226、0.0242、0.0196、0.0256、0.0256，与基准回归的临界值0.0239 相比发现，对外开放水平、人力资本水平和研发投入水平较高的地区能够承受更高的市场分割强度，这在一定程度上说明促进对外开放、注重人力资本培育、加大研发投入能够缓解市场分割所带来的负效应。

六、结论与政策建议

中国各地区间普遍存在“以邻为壑”的市场分割，阻碍市场发挥在资源配置中的决定性作用，也成为经济高质量发展的主要障碍之一。本文利用2004-2016年28省级面板数据，采用GPSM 方法对模型进行回归，研究发现市场分割与地区生产率之间呈现倒U 型的非线性关系，即一定强度的市场分割水平能够促进地区生产率提升，而当市场分割强度超过0.0239 这一临界值时，会抑制地区生产率的提升，全样本中约有90.38%的观测点处于市场分割促进地区生产率的阶段。进一步地，我们将高铁开通作为一项准自然实验，通过构建多期双重差分模型估计出市场分割的预测值作为工具变量，在规避了内生性问题后，结果依然稳健。对地区生产率的动态分解发现，市场分割主要通过影响地区规模效率、技术效率以及技术进步来影响地区生产率，从当前的发展阶段看，较低的市场分割主要通过提高规模效率实现对地区生产率的推动。更重要的发现是，市场分割只是在短期内提高了地区生产率，从长期来看仍然存在抑制作用，此外，市场分割从整体上还导致了市场扭曲、造成了资源配置效率的损失，而进一步扩大对外开放、注重人力资本培育和加大研发投入，在一定程度上能够缓解市场分割所带来的负面影响。因此，通过推进要素市场化改革与政府体制改革进程来打破市场分割，整合国内市场，是现阶段和今后较长一段时期推动高质量发展必要的战略选择。基于上述研究结论，本文的政策启示如下：

表9 资源配置效率损失年均值

表10 不同地区特征下市场分割对生产率的影响

首先，更加重视政区改革与政府改革的共同推进，以长效化机制保障区域合作，促进生产要素自由流动和优化配置。中国各区域习惯于纵向的行政管理，而不习惯于横向的合作与协调。在国际市场空间的广度相对下降的背景下，消除国内市场分割，促进资源要素自由流动，推动基于区域经济一体化进程的区域协调发展新机制——现代化区域治理的真正形成，不仅可以有效地提升中国的地区生产效率，为新常态下经济高质量增长提供支撑，也是中国经济应对日趋复杂的国际环境挑战的重要举措。

其次，探索新的地方政府激励框架，从根本上打破市场分割形成的基础。GDP 唯上的地方竞争模式，多年来在激励地方政府偏重经济高增长的同时，由于激励目标过于片面单一，造成包括市场分割在内的诸多问题。在中国经济从高速增长转向高质量发展的阶段，要深化治理体制改革，建立明晰的促进高质量发展的激励导向体系，同时设立制度红线，遏制地方保护和市场分割现象，激励与约束并举，促进地方官员以及地方政府在动态调整中逐步形成新的发展动力与导向。

最后，进一步细化区域政策尺度，针对不同地区实际情况制定差别化政策，更加注重区域一体化发展。改革开放四十年来，中国经济实现了高速增长，但中西部地区与东部地区的经济差距不断扩大，这种差距既表现为经济总量上的差距也表现为生产率上的差距。本文发现中西部地区的市场分割程度更高，对经济效率提升的阻碍作用更大，因此应注意大幅降低落后地区的市场分割强度，促进中西部地区融入全国一体化市场的前提下，中西部地区要抓住“一带一路”机遇促进对外开放、增强基础设施建设、注重人力资本培育、加大研发投入以提升地区生产率，实现经济高质量发展。