长三角城市群市场一体化提高了城市经济效率吗？——基于“本地—邻地”效应和传导机制的检验

谢伟伟，金田林

（1.中国社会科学院 生态文明研究所，北京 100710；2.中国宏观经济研究院 国土开发与地区经济研究所，北京 100038）

一、引 言

城市经济效率是判断城市要素配置、产业结构是否合理的关键因素。在我国城市群一体化进程中，市场分割易导致要素资源配置以及产业结构不合理等问题，从而不利于城市经济效率的提升。中国自改革开放以来，尤其是在加入世贸组织深度融入世界经济格局体系之后，面临着如何推动国内经济实现深度一体化，从而进一步提升经济效率和经济质量的重大问题［1］。在中国进入新发展阶段的关键节点，率先打破一定范围的制度藩篱、消除分割，是推动区域高质量协调发展、加快形成新发展格局的重要方面［2］。因此，市场一体化作为影响城市经济效率的关键要素，其中的关系及影响机理值得深入探讨。

当前，已有较多学者对市场一体化与城市经济效率的关系进行探讨。部分学者认为，市场一体化有利于经济效率的提高。孙元元和张建清基于产业集聚和异质性内生互动视角研究市场一体化与地区生产率差距的关系，发现市场一体化使地区生产率的差距扩大［3］；李雪松等以市场分割衡量区域一体化，从生产要素层面、产业结构层面和区域合作层面对区域一体化与经济增长效率之间的关系建立了分析框架，以长江经济带2000—2014年的面板数据为例进行了实证研究，认为区域一体化有利于经济增长效率的提高，且存在明显的区域异质性［4］；孙昊和胥莉研究得出了京津冀和长三角市场一体化均对高新技术产业全要素生产率有促进作用的结论，认为市场整合与知识溢出的协同对区域全要素生产率具有正向作用［5］；王磊和张肇中的研究结论也表明，提高国内市场一体化水平可以提高资源要素在不同企业和部门间的要素再配置效应［6］。另有部分学者认为，市场一体化对城市经济效率的影响呈现非线性关系。黄赜琳和姚婷婷通过构建动态空间面板模型实证表明，商品市场分割对城市生产率的影响经历了一个先上升再下降的过程，该曲线的峰值即为商品市场分割的门槛值［7］。

现有研究逐渐从宏观生产要素视角转向微观企业生产视角，学者们越来越重视市场一体化对城市生产率影响过程中的企业异质性和区域异质性研究，但已有文献较少考虑市场一体化对城市经济效率的时空异质性及其内生作用机制。基于此，本文的边际贡献在于检验了市场一体化对城市经济效率的“本地—邻地”效应以及城市经济效率时间和空间互动效应，并从规模效应、竞争效应和技术溢出效应三个方面考虑市场一体化对城市经济效率的作用机制，最后以城市规模为视角对市场一体化与城市经济效率的异质性效应进行进一步分析。

二、机理分析与假设

大量理论和实证研究表明，贸易自由度的提升会降低运输成本，通过本地市场放大效应促进产业集聚，并且使要素从低效流动转向高效有序流动［8］。新经济地理学的自由资本模型主要关注了贸易自由度与福利水平也就是经济系统效率的变化关系［9］，而由城市经济活动集中导致的要素集聚是城市经济效率提高的主要来源。因此，市场一体化可以促进产业集聚，集聚带来的各种正的外部性有利于推动技术进步，进而提高城市经济效率［10-11］。本文认为，市场一体化通过规模效应、竞争效应和技术溢出效应三种传导机制对城市经济效率产生影响。

（一）市场一体化影响城市经济效率的规模效应

市场一体化无论从理论到实践，都意味着将区域联合成一个统一的整体，即弱化区域边界，建立一个共同的大市场，扩大城市规模。一般而言，一体化集团成员城市的公共基础设施建设能够得到进一步完善、城市发展质量得以提高，随之而来的是大量人才以及具有竞争力的产业向大城市集中。与规模较小的城市相比，大城市内部共享、匹配和学习机制的集聚外部性溢出效应更加明显。因此，市场一体化产生的规模效应会促进城市生产率的提高。此外，随着市场一体化程度的加强，企业生产成本和产品价格指数下降，社会需求扩大，本地市场规模进一步扩张，并且由于扩张产生的规模报酬递增又进一步促进集聚产生，地区生产效率提高。因此，本文提出假说1：

市场一体化可以通过规模效应促进城市生产率的提高。

（二）市场一体化影响城市经济效率的竞争效应

运输成本下降推动一体化成员取消市场贸易壁垒，从而导致外地企业和外商投资进入本地市场的壁垒降低，市场内部企业竞争加剧，企业被迫参与市场竞争，由此产生了竞争效应。一般来说，市场一体化对城市生产率的竞争效应可能同时出现积极和消极的影响，作用机制主要源于逃离竞争效应和创新租金消散效应［12］。

逃离竞争效应是由市场开放度提高而导致产品市场竞争增强，使得企业的利润率变得越来越低，这在一定程度上会倒逼企业加大创新力度，推进企业技术改革并提高创新欲望，以逃离其他企业的竞争。首先，市场竞争使企业获得的利润变低。当大量企业选择定位在某个市场时，由于需求有限，而同类商品供给增加，企业的销售压力增大，这就意味着竞争的增强极大地增加了企业破产的可能性，因此企业会致力于提高生产率以逃离竞争带来的威胁。其次，竞争的加剧提高了产品的需求价格弹性。意味着在其他条件不变的情况下，低生产率企业没有抢占市场的优势，为了避免这一损失，企业管理者会不断提高生产率以逃离竞争。

创新活动导致的垄断租金其本质是企业由于从事创新活动的所产生的激励，相对地，创新垄断租金的消散就是降低该激励。随着市场一体化程度的提高，市场竞争的加剧会导致创新租金的消散，也就降低了企业通过创新提高生产率的激励。在这种背景下，竞争不利于生产率的提高。因此，当逃离竞争效应发挥主要作用时，市场一体化对城市生产率的影响为正，当创新租金消散效应发挥主导作用时，市场一体化对城市生产率的影响为负。因此，本文提出假说2：

市场一体化可以通过竞争逃离效应促进城市生产率的提高，通过创新租金消散效应抑制城市生产率的提高。

（三）市场一体化影响城市经济效率的技术溢出效应

技术溢出作为马歇尔外部性的重要内容，同时也是新经济地理通常被忽略的问题，市场一体化通过促进技术外溢提高生产率水平是重要的作用机制之一。一方面，市场一体化通过促进地区的知识溢出，加快知识和新技术在地区内的传播和应用，加强了地区之间人员的交流，促进合作研发，区域间的学习机会增加，进而推动技术进步，提高生产率；另一方面，市场一体化极大地提高了市场开放度，鼓励外地企业进入本地市场，能够促进企业创新要素的跨区域流动，为区域之间的知识外溢创造了有利条件。总之，市场一体化带来的知识外溢，不仅能够推动当地的技术进步，而且由于创新要素的跨区域流动，其对邻近地区的技术进步也有显著影响，因此能够促进经济系统整体要素生产率的提高。因此，本文提出假说3：

市场一体化可以通过技术溢出效应对城市生产率产生积极影响。

市场一体化影响城市经济效率的传导机理如图1所示。

图1 市场一体化影响城市经济效率的传导机理

三、研究设计

（一）计量模型

首先，为了考察市场一体化对城市经济效率的直接影响，建立如下基本计量模型：

其中：i代表省份；t代表年份；TFP为城市经济效率；MI为市场一体化；X为系列控制变量；u i为个体效应；εit为随机项。

由于城市经济效率的前一期水平可能会对当期产生影响，因此需要考察上一期的城市经济效率对当期的影响，故将lnTFPi,t-1项加入式（1）中。同时，本地市场一体化对包括本地城市以及城市群内部其他各个城市的影响是不可分割的［13］，且城市的生产率不仅取决于城市内部劳动力、资本投入，还与城市之间的相互影响相关，因此空间效应是必须考虑的一个重要方面。而如果仅考虑动态效应或者空间效应，那么模型很容易产生估计的偏误，因此需要同时考虑时间滞后和空间效应［14］，因此，最终构建的将时间滞后效应和动态效应同时纳入的动态空间杜宾面板模型为：

其中：时空滞后系数φ是指前一期相邻地区城市经济效率对本地当期城市经济效率的影响；θ表示邻近地区某个变量对被解释变量的影响；δ是空间滞后系数，反映的是邻近地区域市生产率变化可能对本地生产率变化产生的影响；X是指包括了所有自变量的集合；μ1、μ2分别为个体效应、时间效应；νit为独立同分步服从于标准正态分布的随机误差向量。

其次，构建中介效应递归模型识别传导机制。中介模型的构建和检验参考温忠麟和叶宝娟提出的逐步回归法［15］。

其中，Z为代表规模效应、竞争效应和技术溢出的中介代理变量。根据温忠麟和叶宝娟的逐步回归法流程［15］，首先，检验方程（2）自变量的回归系数，若系数显著则拒绝原假设，可以进行接下来的中介效应检验步骤；其次，检验方程（3）中自变量的回归系数和方程（4）中介变量的回归系数，如果都显著，说明原假设被拒绝，模型具有明显的中介效应；最后，进一步区分部分中介效应和完全中介效应，若方程（4）中自变量的回归系数显著，则存在完全中介效应，否则存在部分中介效应。模型的估计和检验均在MATLAB R2016和STATA 15.1中实现。

（二）指标构建与数据来源

本文以长三角城市群作为研究区域，样本城市为2016年国务院常务会议通过的《长江三角洲城市群发展规划》中的规划范围，即上海、南京、苏州、无锡、常州、南通、扬州、镇江、盐城、泰州、杭州、宁波、绍兴、嘉兴、湖州、金华、舟山、台州、合肥、芜湖、铜陵、安庆、马鞍山、池州、滁州、宣城，共计26个城市。基于数据的可获得性以及最大可能提高研究数据时间跨度两个原则，将数据时间段设定为2002—2019年，共计18年。

（1）市场一体化。通过相对价格指数法测度城市市场分割程度，进而构造市场一体化指数［16］。首先基于商品价格零售指数构建一个3维（t×m×k）面板数据，其中t是时间，m是地区，k是商品种类，选择食品类、饮料烟酒类、服装鞋帽类、纺织品类、家用电器类、文化办公用品类、中西药品及医疗保健品类和建筑材料五金电料类等8类商品。计算城市对的相对价格时，将26个城市两两配对，共有C226个城市对。利用26个城市的商品价格零售指数，构造18年325对城市的相对价格方差Var(P ti/P tj)。

相对价格方差的计算步骤如下：

第一，计算相对价格的绝对值 ||ΔQ kijt。通过对相对价格取一阶差分形式：

其中，k表示第k种商品。采用一阶差分形式是为了方便将公式进行变换，进而成为用商品零售价格环比指数（P kit/P kit-1和P kjt/P kjt-1）表示的相对价格形式：

由于取对数之后会导致i地和j地商品价格指数的分子和分母位置调换，进而引起ΔQ kijt符号的反向变化，即ΔQ kijt=-ΔQ kjit，最终影响Var(ΔQ kijt)的大小。因此,对相对价格取绝对值以避免该问题出现。

第二，消除与某一商品类别相联系的固定效应带来的系统偏误。假设 ||ΔQ kijt由ɑk和εkijt两部分组成，其中ɑk是与某一商品种类属性有关的固定效应，εkijt与i地和j地特殊的市场环境有关。采用去均值的方法消除固定效应，为了消去ɑk，对给定一个年份t，一个商品种类k的相对价格离差的绝对值 ||ΔQ kijt在325对城市之间求平均值ΔQ kt，再分别用325个 ||ΔQ kijt减去该均值，从而得到：

第三，对相对价格变动部分求方差Var(q kijt)，即市场分割指数。最终将市场一体化指数表示为

（2）城市经济效率。城市经济效率变动的核心在于如何通过最少的投入实现最大化的产出，因此城市经济效率一般可以采用全要素生产率（Total Factor Productivity，TFP）来衡量资本和劳动力投入产出的基本情况［17］。其中，劳动力投入指标选择年末单位从业人员数衡量，资本投入指标以采用永续盘存法计算的各城市资本存量衡量；产出指标采用地区生产总值进行计算［18］。

（3）规模效应。规模效应可以从两个方面对市场一体化与城市经济效率之间的关系起到中介作用，即城市规模的扩张和需求规模的扩大。因此，本文以人口密度（scale）表示城市规模，以社会消费品零售总额（dscale）表示需求规模。

（4）竞争效应。竞争效应用产业区位熵表示，由于第二产业市场分割程度的强弱对城市经济发展具有举足轻重的意义，因此选择受市场一体化影响比较明显的第二产业的相关指标计算区位熵［19］。产业区位熵的计算公式如下：

其中：q ij、q j分别为j地区第二产业从业人员数、所有产业的从业人员数；q i、q分别为全国第二产业的从业人员数、所有产业的从业人员数。

（5）技术溢出。采用地区间的专利合作作为技术溢出的指标，具体是基于物理学中牛顿万有引力的基本思路提出的引力模型作为测算方法。通过引力模型测度区域间的专利合作方法如下：

上述引力模型表示区域之间的创新联系与各个城市的创新水平成正比，与地区间的时间距离成反比。其中：Tij表示长三角城市群中第i个地区与第j个地区之间的知识关联；K设置为1；P代表一个地区的专利授权数量，相比于专利申请量而言，专利授权量更能客观地体现一个地区的创新水平；Dij是通过Arcgis求得的每两个城市之间的地理距离。在求得两两地区的知识创新联系后，最后对同一个地区与其他所有地区的加总求和得到每个地区的知识联系强度，以此代表技术溢出水平。

对于控制变量，本文选择人力资本（human）、对外开放程度（open）、基础设施（infrs）和政府干预（gov）。人力资本水平（human）参考范剑勇和石灵云的做法，采用人均受教育年限衡量［20］；对外开放程度（open）可能对城市生产率有正向促进作用和负向“挤出作用”，采用进出口贸易总额占GDP的比重衡量；交通基础设施（infrs）通过每万人公路里程数衡量；政府干预（gov）采用公共财政支出占GDP的比重衡量。数据来源于2003—2020年《中国城市统计年鉴》《中国统计年鉴》、各省市统计年鉴、历年地方政府工作报告和《国民经济和社会发展统计公报》等。

四、实证分析

（一）空间自相关性分析

由于一体化城市群内存在着知识溢出与共享，城市经济效率除了会受到自身一体化程度的影响及其他因素的影响之外，还会受到其他城市的影响。因此，城市群成员之间会表现出一定的空间溢出和空间依赖性，即空间相关性。采用全局自相关Moran'sI指数衡量整体空间相关性程度［21］。空间权重矩阵的构建方法是：通过ARCGIS软件中“点距离”的功能计算两两城市间的地理距离（dij），进而建立距离空间权重矩阵［22］。

计算2002—2019年长三角城市群城市经济效率Moran'sI指数，并分析其变动情况。由于中介变量在中介效应模型中也作为因变量在动态空间面板模型中进行估计，因此同样需要对所选的中介变量进行Moran'sI检验，以便进行后续计算。

由表1可见，2002—2019年城市经济效率的Moran'sI指数均为正值，且P值均通过了1%的显著性检验。表明城市经济效率存在明显正向的空间自相关性，其变化并不是随机发生的，而是与其他空间特征或行为具有某种关联的，具有相似城市经济效率水平的城市集聚在一起，存在空间依赖性和空间集聚现象。从2002—2019年的变化趋势可以发现，这种空间集聚现象和空间依赖性呈现由强变弱再变强的趋势，Moran'sI指数从2002年的0.368开始下降，下降趋势持续到2014年，期间虽然有部分年份有少许上升，但是从整体来看，上升幅度较小。2015年以来，Moran'sI指数从2010—2014年的0.02左右上升到2019年的0.256，空间集聚程度较之前明显增强。

表1 全局Moran's I指数

从中介变量的Moran'sI指数可以发现，4个变量历年来的Moran'sI指数均显著为正，说明城市规模、需求规模、市场竞争和技术溢出都具有明显的空间自相关性。从Moran'sI指数的大小来看，2002—2019年，城市规模和需求规模两个变量的Moran'sI指数相对比较稳定，城市规模的Moran'sI指数从2002年的0.160变化到2019年的0.162，总体变化幅度不大，存在比较稳定的空间自相关现象；需求规模的Moran'sI指数基本在0.04～0.07中间上下波动，自相关性存在但较弱；市场竞争的Moran'sI指数变化幅度较城市规模和需求规模更大，从指数值看市场竞争的空间自相关现象更加明显；技术溢出空间集聚现象一直有较大的变化，但都表现为正的空间依赖。综上，城市规模、需求规模、市场竞争和技术溢出都有着明显的空间集聚现象，可以建立空间面板计量模型。

（二）本地—邻地效应检验

静态空间面板数据容易忽视很多城市经济效率无法量化的影响因素，并且由于静态空间面板数据难以检验城市经济效率的动态路径依赖特征而导致估计偏误，因此需要构造动态空间面板模型进行回归［23］。根据Elhorst等的做法，Wald检验和LR检验显示空间杜宾面板模型是可行且必要的［24］。关于动态空间面板数据，有两个重要的检验：一是利用过度识别检验的Hansen统计量检验工具变量的有效性和可行性。如果Hansen值未能通过显著性检验，则可以认为工具变量是可靠的，回归结果显示模型通过了过度识别检验。二是由于城市生产率的上一期滞后项被加入模型中，并且该项与空间个体效应存在相关性，与实证回归的基本假设相悖。因此，通过采用差分GMM方法将该项作为工具变量以消除其与空间个体效应的相关性。具体方法是使用Arellano-Bond估计量来检验序列相关误差的存在性［25-26］，若AR（1）的p值小于0.05、AR（2）的p值大于0.05时，说明扰动项的差分存在一阶自相关，但不存在二阶自相关，动态模型的扰动项不存在。表2中，AR（1）均显著，AR（2）均不显著。综合Hansen和Arellano-Bond检验结果，差分GMM估计是合适的。基于以上检验，采用动态空间杜宾面板模型进行市场一体化对城市经济效率影响的研究是较为合适的，其回归结果见表2所列。

表2 市场一体化对城市经济效率的时空动态空间面板回归结果

首先，对于动态空间面板模型的结果需要共同关注5个变量的系数，包括lnTFPt-1、WlnTFP、WlnTFPt-1、lnMI和WlnMI，分别代表时间、空间和时空滞后系数、市场一体化的直接效应和市场一体化的间接效应。时间、空间和时空滞后系数三者均在1%的水平上显著，说明三种效应同时存在。从时间滞后项系数来看，TFP的一期滞后项显著为正，说明城市初始全要素生产率水平在长期是存在显著影响的，而且上一年对当期也有明显的路径依赖特征［27］。从空间滞后项系数来看，该系数通过了显著性水平检验且系数值为正，TFP存在明显的空间溢出效应，说明本地区城市经济效率的提升会受到相邻地区城市经济效率大小的影响。邻近地区TFP的增长可以促进本地区TFP提高约0.690，说明邻近地区城市经济效率的提高促进了与本地区之间的资源共享和信息交流，且若相邻地区城市经济效率进步显著，可以对本地区提供经验示范，进而使城市生产率产生空间溢出效应。时空滞后项WlnTFPt-1系数均显著为负，意味着邻近地区上一年的TFP提高对本期当地TFP的提高存在抑制作用，可能是由于上一期相邻地区与本地区之间存在的竞争关系影响到本地当期生产率的提高。

市场一体化系数显著为正，验证了市场一体化有利于城市经济效率提升。与市场一体化伴随着的首先是贸易自由化，商品在区域间的交易成本迅速降低，流动速度迅速增加，一方面，使得区域之间有更多的产品选择，产品的成本得以降低，从而降低了产品价格，增加了消费者的福利；另一方面，市场一体化带来的劳动力和资本等生产要素的自由流动，往往伴随着知识和技术的扩散，从而促进知识和技术在不同经济体之间的交流，进一步提高了产业竞争力和地区生产率。由此可见，市场一体化对于经济发展最大的作用，在于能够通过降低交易成本，使要素从无序低效流动逐渐转向有序高效流动，促进要素集聚，提高生产要素跨区域流动的效率。W×lnMI的系数也显著为正，说明市场一体化的溢出效应也显著存在，即本地区城市经济效率的大小受到邻近地区市场一体化程度的影响，相邻地区市场一体化程度越高，也会带动本地区城市经济效率的提升。

（三）传导机理检验

基于对式（2）进行检验，发现市场一体化对城市经济效率系数为正且通过了显著性检验，说明市场一体化对城市经济效率产生的主效应为正，那么可以按照存在中介效应立论，进而进行规模效应、竞争效应和技术溢出效应的传导机制检验，以验证假说1、假说2、假说3。由于城市经济效率同时具有显著的时间滞后效应和空间溢出效应，因此依然将动态空间面板杜宾模型作为主要解释模型。依次对式（3）和式（4）进行时空动态空间杜宾模型回归。中介作用机制检验结果见表3所列。

表3 市场一体化对城市生产率的规模效应传导机制检验

首先是市场一体化分别对中介变量的回归结果，其次是逐渐加入中介变量后，中介变量与市场一体化同时对城市生产率的回归结果。其中，规模效应包括城市规模和需求规模两个方面，市场一体化对城市规模和需求规模的回归结果分别为0.086和0.010，且在1%的水平下通过显著性检验。加入的城市规模和需求规模变量都为正且通过了显著性检验，说明城市规模和需求规模的中介效应显著，即假说1得到验证。从市场竞争的中介效应回归结果来看，市场一体化对市场竞争的促进作用比较明显，但加入的市场竞争变量系数显著为负，由于直接效应显著为正，因此中介效应最终为负。这一结果说明：①市场竞争是市场一体化影响城市经济效率的中介传导机制；②市场竞争在市场一体化对城市经济效率的影响中出现抑制作用。结合理论假说2，可以认为是创新租金消散效应发挥了主导作用。进一步对假说3进行实证检验，从技术溢出效应的中介效应回归结果来看，市场一体化对技术溢出的回归系数为0.032，且通过了1%水平的显著性检验，加入的技术溢出变量系数为正，且都通过了1%水平的显著性检验，即存在部分中介效应。比较几个传导路径的中介效应大小，发现城市规模的中介效应最大，即规模效应是市场一体化影响城市生产率的最主要传导路径，说明规模大的城市更有利于打破市场垄断，实现生产方式的转变。同时，城市规模的中介效应值显著高于其他中介效应值，本文认为，这是由于长三角城市群规模效应优势突出并引致集聚效应的进一步增强，从而使城市规模在市场一体化与经济效率的传导机制中起到非常突出的中介作用。

五、异质性研究

对于具有不同市场规模的地区，市场一体化对城市经济效率的影响随着市场大小的变化而变化。因此，本文选择以市辖区人口密度代表的城市规模作为衡量大市场和小市场的代理指标，就市场一体化对城市经济效率的影响进行进一步的异质性分析。首先将城市规模作为区分市场大小的代理变量，通过建立面板门槛模型，将城市规模作为门槛变量，进行单一门槛值和多重门槛值检验并测算相应门槛区间，然后在不同门槛区间条件下，完成阶段性门槛特征检验，以探寻高于和低于城市规模的门槛值时，大城市和小市场的市场一体化如何影响城市生产率。面板门槛回归模型见表4所列。

表4 面板门槛模型回归结果

将城市规模以5.52作为节点分为两个区间，分别考虑在这两个区间范围内市场一体化对城市经济效率的影响。当城市规模分别低于和高于5.52两个区间时，市场一体化对城市经济效率的影响方向是一致的，但大小存在显著区别。从回归结果可以发现，当城市规模低于门槛值时，市场一体化对城市经济效率的影响系数为0.334，而当城市规模高于门槛值时，市场一体化对城市经济效率的影响明显高于较低城市规模的相应影响。Okubo等（2010）对具有不同生产率的异质性企业定位选择问题进行解构时发现，市场一体化对城市生产率的区域异质性作用机制表现在当地区规模不对称时，随着市场一体化水平的提高，低成本地区倾向于集聚在大市场，而小市场更容易吸引高成本企业，导致大市场生产率较高，小市场生产率较低［28］。因此，从大城市视角来说，随着市场一体化程度的不断扩大，城市公共服务逐渐配套完善，各种高质量要素开始不断向城市集中，人口尤其是高素质劳动力快速向城市集聚，创新要素流动速度加快，其他各种要素的流动广度、宽度、质量也有所提高，规模效应也由此产生。此时市场一体化程度的不断加深，降低了区域之间的交易成本、人际协作成本，因此异质性企业的定位选择行为是低成本的企业总是优先选择大市场，更有利于提高城市生产效率。而对于城市规模较小的地区，在市场一体化的初期，城市经济总量和人力资源都相对匮乏，低成本产业定位选择在此类地区没有明显优势，因此高成本企业总是优先选择小市场。因此导致“大市场”的市场一体化对城市经济效率的影响高于“小市场”的相应影响。

六、结论与政策启示

城市经济效率是关乎高质量发展的必要因素，市场一体化作为影响城市经济效率的重要一环，也是近年来中国城市群发展中的一个关键议题，讨论两者的关系及内在作用机制对城市群未来的一体化发展以及城市高质量发展具有重要参考价值。本文以长三角城市群为例，对其市场一体化与城市经济效率的“本地—邻地”时空动态效应和内在传导机制进行了理论分析和实证讨论。

研究结果发现：总体来看，长三角城市群市场一体化对城市经济效率的影响是积极且显著的。由于城市经济效率存在明显的惯性效应（路径依赖特征）和时间累积效应（“滚雪球”效应），因此提升地区生产率、缩小地区生产率之间的差距刻不容缓。市场一体化对城市经济效率的本地效应和空间溢出效应客观存在，邻近地区市场一体化加快也会促进本地城市经济效率的提高。从传导机制结果来看，规模效应和技术溢出效应对市场一体化与城市生产率的关系起到正的传导作用，而竞争效应则对两者之间的关系起到负的中介作用。进一步的异质性研究发现，市场一体化对城市生产率的影响存在明显的区域异质性。因此扩张城市规模要结合区域发展阶段和区域特色，因地制宜、因时制宜地提出区域经济发展差异化策略。

基于以上主要研究结论，本文提出如下建议：①注重以系统的观念看城市经济高质量发展。由于城市经济效率是一个动态的系统过程，城市群的建设不能脱离空间联系，地方政府之间要加强信息共享和合作机制，减少重复建设和公共资源利用率低下的情况。对于规模较大的城市来说，要充分利用自身优势，继续融入市场一体化，使地区生产率更进一步提高。同时也要警惕很多城市“摊大饼”式扩大城市规模，从而导致很多低效企业进入，降低了地区平均生产率。②注重消除分割的重要性。长三角城市群各级政府应该不断破除体制机制障碍，放开跨区域市场准入条件，消除贸易壁垒，尤其是继续推进省份之间如安徽与苏浙沪的快速融合，同时致力于消除省内城市之间如江苏苏南与苏北的边界分割。③注重技术溢出的重要性。技术溢出不仅能够拉近城市群成员的信息交流与共享，提高一体化水平，而且对城市经济效率的提高也有显著影响。因此长三角城市群对内、对外都要积极引进技术，提高区域之间的创新合作与联系，打造引领区域发展的“知识高地”。④本文的结论也为中小规模城市打破市场分割的路径提供了经验参考。当前中国面临特大超大城市膨胀、中小规模城市萎缩的区域均衡发展难题，中小城市提高市场一体化与扩大城市规模是具有循环累积推动关系的。建议围绕省会城市以及沿海发达城市等发展更多国家级都市圈，通过都市圈的发展不仅降低市场分割，而且可以提高中小城市规模以摆脱中小城市萎缩困境，进一步通过城市规模中介作用推动打破地方分割，从而提高地区经济效率。