地方经济增长目标管理、资源错配与市场整合——来自长三角地区的经验证据

高 山,夏 帅,陈 阳,笪远瑶

(1.南开大学 经济学院,天津 300071;2.河北经贸大学 金融学院,石家庄 050051;3.深圳大学 中国经济特区研究中心,广东 深圳 518000;4.深圳市房地产和城市建设发展研究中心,广东 深圳 518000)

一、引言与文献评述

改革开放以来,中国缔造了举世瞩目的“经济增长奇迹”。按名义汇率计算,中国已跃居世界第二大经济体;按购买力平价计算,中国已经成为世界第一大经济体(陈朴等,2021)[1]。在中国特定的国情下,“经济增长奇迹”背后始终离不开“看得见的手”的推动。自20世纪90年代以来,设定经济增长目标已成为中央与地方各级政府的惯例,并逐步演化为政府宏观治理的主要模式。有学者认为,中国的“增长奇迹”是增长目标引领下的经济增长(詹新宇等,2020)[2]。事实上,设定经济增长目标这种政府宏观治理模式并非中国独有,除非洲以及南美洲之外的各大主要经济体也普遍存在(徐现祥和刘毓芸,2017)[3]。改革开放的本质之一在于突破既往计划经济的桎梏,充分破除阻碍要素流动的行政壁垒,使商品和服务在全国范围内自由流动,逐步构建更有效率、更高层次的全国统一大市场,不断完善中国特色社会主义市场经济体制。然而现实却是：尽管有学者认为中国市场趋于整合(Xu,2002)[4],但不可否认中国的确存在严重的市场分割现象(Young et al.,2000;Poncet,2003)[5～6]。关于市场分割产生的经济效应,学术界尚未得出一致结论。有学者指出,市场分割不利于实现地区经济增长(Poncet,2003)[6],但大多数学者则持对立观点,陆铭和陈钊(2009)[7]等认为市场分割有利于实现地区经济增长。在中国情境下,“市场分割”一词有一个近义词——“地方保护”。在晋升锦标赛与GDP政绩考核机制驱动下,各级政府官员为了向上级传达积极的治理能力信号,不仅会如期设定当地年度经济增长目标,而且通常会在上级制定的经济增长目标基础上“层层加码”(赵新宇和郑国强,2020)[8],由此形成地方经济增长目标管理现象。然而,地方经济增长目标管理会对市场整合产生影响吗?如果有影响,具体是什么影响,抑制还是促进?通过什么渠道产生影响?对于这些问题,少有文献将二者纳入到统一的分析框架。研究市场整合问题对于加快构建全国统一大市场、畅通国内大循环、促进“双循环”新发展格局的形成以及推动经济实现高质量发展意义深远。有鉴于此,本研究尝试从理论和经验双重维度出发,探究地方经济增长目标管理对市场整合的影响。

关于地方经济增长目标管理,国内形成了较为丰富的文献,为本研究的开展提供了重要理论参考和经验借鉴。地方经济增长目标管理的相关研究大致可以分为“前因”与“后果”两类。前者的研究相对较少,主要探讨了中央财政转移支付、中国式财政分权以及税收分成对地方经济增长目标管理的影响(王贤彬和周海燕,2016;詹新宇和刘文彬,2020;詹新宇和刘文彬,2021)[9～11]。目前学界对于地方经济增长目标管理的探讨,大多集中于后者,即评估地方经济增长目标管理引致的经济效应。从宏观视角看,地方经济增长目标管理的经济效应主要体现在促进地区经济增长、抑制城市全要素生产率以及对高质量发展的影响等方面(刘淑琳等,2019;余泳泽等,2019;徐现祥等,2018)[12～14];从中观视角看,地方经济增长目标管理的经济效应主要体现在阻碍服务业结构升级与降低制造业出口技术复杂度等方面(余泳泽和潘妍,2019;余泳泽等,2019)[15][13];从微观视角看,地方经济增长目标管理的经济效应主要体现在降低企业实际税负与阻碍企业数字化转型等方面(詹新宇等,2020;杨贤宏等,2021)[2][16]。此外,有学者探讨了面临“保增长”压力时地方政府对市场作出的反应,发现政府干预行为一定程度上会改变公共支出偏好、影响地方土地出让策略以及扭曲生产要素市场(赵新宇和郑国强,2020)[8]。

自Young等(2000)[5]使用“生产法”指出中国市场是“零碎分割的区域市场”以来,市场分割的相关论题备受专家学者关注。2022年4月10日,《中共中央国务院关于加快建设全国统一大市场的意见》正式发布,再度掀起了市场分割研究的热潮。关于市场分割的成因,学者们的观点不尽相同。Poncet等(2005)[17]认为市场分割主要受到就业压力、地方政府自治力以及政府消费的制约。林毅夫和刘培林(2004)[18]的观点是市场分割源于计划经济体制下的赶超策略,该策略在改革开放后逐渐演变成了地方政府各自为营的局面,属于历史遗留问题。范子英和张军(2010)[19]将理论探讨拓展到经验分析,采用1995—2005年中国省级面板数据,首次识别了转移支付对国内市场整合的因果效应,发现转移支付能够显著促进国内市场整合。进入新时代后,李嘉楠等(2019)[20]基于中国165个主要城市174种商品的微观数据,考察了贸易成本对国内市场整合的影响,发现二者存在负相关关系,市场整合度随着贸易成本的提高而降低。关于市场分割的经济效应,宏观层面主要体现在对经济增长以及高质量发展方面;微观层面则主要集中于对企业的生产行为方面。陆铭和陈钊(2009)[7]研究发现,当市场分割程度较低时,实施市场分割有利于拉动地方经济增长;而随着市场分割程度不断提高并超过某个临界值时,实施市场分割便会对地方经济增长产生负面效应,即二者之间具有倒“U”型关系。李嘉楠等(2019)[20]则从市场分割的“对立面”出发,实证检验了市场整合对企业生产行为的影响,发现市场整合有利于提高企业垂直分工程度与专业化水平。

通过对相关文献的梳理回顾,不难看出地方经济增长目标管理与市场整合的研究较为丰富,并且经久不衰,然而却鲜有文献将二者纳入一个统一分析框架,考察地方经济增长目标管理对市场整合的影响。地方经济增长目标究竟是抑制了市场整合还是驱动了市场整合,学术界至今尚无定论,值得深入探究。此外,在测度市场整合水平时,定量分析相对较少而且以省级数据居多,精度上难免有所欠缺。

相较于现有研究,本文可能的边际贡献体现在：首先,在研究视域方面,将地方经济增长目标管理与市场整合纳入到统一的分析框架,探究地方经济增长目标管理对市场整合的影响,以期丰富和完善相关领域的研究;其次,在指标选取方面,使用长三角41个地级市8种商品的相对价格数据,构建“商品-城市-时间”维度的市场整合指标,同时与各城市政府工作报告中的经济增长目标数据进行匹配,识别地方经济增长目标管理对市场整合的因果效应;最后,在渠道分析方面,从地区资源错配视角出发,在测算地区资源错配指数基础上,探寻地方经济增长目标管理对市场整合的影响路径。

本研究余下部分的内容安排如下：第二部分为理论机制与研究假设;第三部分为实证策略与回归结果分析,通过将“商品-城市-时间”维度的市场整合指标与城市经济增长目标数据进行匹配,检验地方经济增长目标管理对市场整合的影响;第四部分为拓展性分析,主要论证资源错配的中介效应以及一系列横截面测试与动态分析;第五部分为研究结论与政策启示。

二、理论机制与研究假设

根据一价定律,若不存在交易成本,商品市场自由竞争,则同一种商品在不同地区之间出售时,如果以同一种货币计价,其价格应当始终相等,此时不存在套利空间,商品市场趋于整合。然而,在现实经济环境中,由于交易成本的客观存在,实则很难达到这种理想状态。冰山成本理论的精髓在于,由于交易成本的存在,任何一种商品在两地之间的价格差可能在一定范围内上下波动,而不可能完全趋于一致,此时一价定律不再奏效。一个地区之所以产生市场分割,主要受主客观两方面因素的制约：一方面来自于天然的跨区域地理阻隔。另一方面则来自于跨边界的行政干预(周黎安,2004)[21]。针对前者产生的地理分割,可以借助“逢山开路、遇水搭桥”方式,着力完善交通基础设施,通过发挥交通基础设施的“时空压缩效应”,降低区际间的贸易成本,促进地区间的价格趋于收敛,进而提升商品市场整合程度(李兰冰和张聪聪,2022)[22];后者产生的行政分割,交通基础设施能够发挥的作用相对有限,更多地需要依靠地方政府的行政权进行调节。

“为官一任,造福一方”。在过去相当长的一段时间内,中国普遍实行GDP政绩考核机制。在晋升职位有限的条件下,地方政府官员之间存在零和博弈的关系。无论是省、市、县还是乡镇,同一级别的政府官员都是晋升锦标赛的“重要选手”。为了完成既定的社会经济发展目标,在晋升锦标赛中“摘得桂冠”,地方官员往往综合运用各种行政手段配置本地资源,最为常见的是布局短期内可以获得高额回报的“短平快”项目,由此引发了一系列重复建设问题,这一过程中通常伴随着资源错配与要素扭曲。赵新宇和郑国强(2020)[8]研究发现,为了实现既定的地方经济增长目标,地方官员通过干预信贷、扩大土地出让以及压低用工成本等方式扭曲要素市场。刘春济和高静(2020)[23]也发现,完成地方经济增长目标是造成地区资源错配的重要动因,完成短期增长目标显著促进了资本错配,完成长期增长目标对资本错配具有显著抑制作用,长、短期增长目标均未对劳动力错配产生显著影响。王展祥等(2021)[24]认为,“为增长而干预”的土地出让策略以及“重生产、轻创新”的投资偏好,是诱发资源错配进而抑制地区技术创新的主要原因。市场是一个包含家庭、企业以及市场监管部门等众多微观主体的复杂有机系统,要素市场与商品市场紧密相连,息息相关。经济增长目标设定较高的地区,经济发展水平往往相对落后,更需要以开放谋发展,以协作促进步(余泳泽和潘妍,2019)[15]。尤其是当前建设全国统一大市场的呼声日益高涨,市场渴望联系在一起却未能联系在一起时,地区间协调发展逐渐受到高度重视,地方官员更有激励“坐在一起”共谋发展。在此背景下,一方面,地方经济增长目标管理将引发资源错配,推动要素的跨区域配置,拓展要素的供给范围,加剧要素市场的竞争。另一方面,根据尹恒和张子尧(2021)[25]的观点,要素市场扭曲一般直接或间接与各种政策扭曲相关联,得到优惠政策的企业能够以较低价格获得生产要素,从而降低企业最终产品的生产价格。现实生活中,当国际原油价格下跌时,各大航空公司的燃油价格往往也会有所下调。这一特征事实表明,要素市场能够联动商品市场,通过提升竞争效应进一步强化价格传导机制,进而缩窄地区间的套利空间,促进地区间的商品价格趋于收敛,驱动商品市场走向整合。与此同时,地方官员之间的合作博弈将弱化地区间的行政壁垒,从而更加有利于降低区际间的贸易成本(李兰冰和张聪聪,2022)[22]。根据一价定律,地区间商品的价格将趋于收敛,套利空间缩窄甚至消失,商品市场的整合程度得以进一步提升。综合上述分析,提出研究假设H1：

H1：保持其他条件不变,地方经济增长目标将显著驱动商品市场走向整合,促进区域一体化发展。地方经济增长目标设置值越高,商品市场整合程度相应也越高。

在地方经济增长目标影响市场整合的作用路径中,资源错配发挥了重要作用。因此提出研究假设H2：

H2：资源错配是地方经济增长目标驱动商品市场走向整合的重要渠道。

由于不同类型的生产要素性质迥异,所以产生的经济效应也应有所不同。因此提出研究假设H3：

H3：在地方经济增长目标影响市场整合过程中,不同类型生产要素发挥的中介效应具有一定异质性。

地方经济增长目标管理影响市场整合的机制如图1所示。

图1 地方经济增长目标管理影响市场整合的机制分析

三、实证策略与回归结果分析

(一) 数据来源与指标构建

1.数据来源

将地方经济增长目标与市场一体化水平数据进行匹配,探究地方经济增长目标管理对市场整合的影响,所使用数据主要来源于两方面：一方面,为了与长三角的市场一体化水平数据相匹配,手动收集整理了长三角2010—2020年41座城市共计451份政府工作报告,提取政府工作报告中的地方经济增长目标数据。具体参照余泳泽和潘妍(2019)[15]的做法,若经济增长目标设置为“达到X%‘之上’‘左右’‘上下’”,统一取数值本身;若经济增长目标设置为区间类型,则取区间左、右端点值的算术平均值。中央和省级的经济增长目标数据获取方法与此类似。以上地方经济增长目标数据主要来源于各级人民政府门户网站。另一方面,市场整合数据主要根据张学良等(2017)[26]的“一价法”测算得出,该项指标的原始数据主要来源于历年《上海市统计年鉴》《江苏省统计年鉴》《浙江省统计年鉴》《安徽省统计年鉴》。此外,还使用了百度地图API的经纬度数据;在后续的稳健性检验中,还用到来自DMSP的长三角各城市夜间灯光亮度数据。

2.指标构建

(1)被解释变量

市场整合(integration)。目前测算商品市场整合程度的方法主要有“贸易流法”(Poncet,2002)[27]、“生产法”(Xu,2002)[4]和“一价法”(张学良等,2017)[26]。由于“贸易流法”较容易受到要素禀赋、规模经济以及商品替代弹性的影响,得到的测算结果可能存在偏误,因此采用基于修正的“一价定律”价格法测度长三角2010—2020年41座城市的市场整合程度,构建“商品-城市-时间”维度的市场整合指标。“一价法”的理论依据源自“冰山成本”模型,其基本原理为：假定某种商品在i和j两地的销售价格分别为pi和pj,由于产品在运输过程中存在“冰山成本”,假定运输损耗系数为τ(0<τ<1),则在两地之间运送1单位产品,最终抵达目的地的仅有1/τ单位产品。当pi(1-τ)>pj或pj(1-τ)>pi时,则表明i和j两地之间存在该商品的套利机会,从而会引致该商品的贸易。若满足上述条件,则该商品在i和j两地之间的相对价格pi/pj将在无套利区间[1-τ,1/(1-τ)]内波动。“一价法”认为,只要i和j两地之间的相对价格pi/pj的变动幅度不超出一定范围,即可将i和j两地之间的市场视作整合市场,也即市场呈现一体化态势,否则将视为分割市场。相对价格pi/pj的变动幅度越大,则意味着套利区间也越大,市场分割越严重,相应的市场整合程度越低。因此,相对价格pi/pj的方差可以作为测度地区市场整合的动态指标。若随着时间的推移,相对价格pi/pj的方差逐渐变小,则意味着相对价格的变动幅度在减小,相应的无套利区间[1-τ,1/(1-τ)]也将收窄,两地之间的市场趋于整合。

为了尽量缓解数据的异方差与偏态性,同时规避量纲的影响,将被解释变量进行对数化处理。此外,由于原始数据是8类商品零售价格的环比指数,故取一阶差分更能够反映市场一体化进程。将相对价格的自然对数以及一阶差分分别记作：

(1)

(2)

(3)

(4)

(2)解释变量

地方经济增长目标(goalrate)。详细说明见前文。需要注意的是,为了从侧面印证地方经济增长目标对市场整合的影响,借鉴王贤彬等(2021)[30]的方法,通过城市当年经济增长目标设定值与上一年度实际经济增长率的比值来测度城市政府的“保增长”压力(growstr),进一步探究地方经济增长目标对市场整合的影响。

(3)控制变量

控制变量包括对外开放水平(open)、财政分权(fd)、技术差距(techgap)、港口距离(distance)和国有化程度(soerate)。一个地区的对外开放水平(open),一定程度上体现了该地区包容性增长的发展态度,可能会影响到地区生产要素的流动,进而对市场整合产生影响(张学良等,2017)[26]。以城市当年实际利用外资额占GDP的比重测度对外开放水平,测算前将实际利用外资额以当年人民币兑美元的实际汇率进行折算。已有研究表明,财政分权对商品市场整合程度具有重要影响(范子英和张军,2010;谢姗和汪卢俊,2015)[19][31],鉴于此,将财政分权(fd)设定为第二个控制变量,具体通过城市本级预算支出占所在省份预算支出的比重衡量。为了在未来获取更多利益甚至扭转地区劣势,经济落后地区具有更为强烈的动机拒绝参与分工,实施市场分割(陆铭等,2004)[32],为此,将技术差距(techgap)设定为第三个控制变量,参照范子英和张军(2010)[19]以及张学良等(2017)[26]的做法,以城市人均GDP占长三角41座城市人均GDP的比重测度技术差距。即便地方政府不实施市场分割,商品贸易成本也会受到港口距离的制约(谢姗和汪卢俊,2015)[31],故将港口距离(distance)设定为第四个控制变量,具体通过各城市到上海港的直线距离体现。由于港口距离不具有时变特征,使用固定效应模型无法识别,因此参照Nunn和Qian(2014)[33]的做法,将“各城市到上海港的直线距离”与“各城市的GDP”进行交互,取对数后加入回归方程。地方政府倾向于保护国有企业以获得竞争壁垒带来的收益,故将国有化程度(soerate)设定为第五个控制变量,具体通过各城市国企职工人数占总职工人数的比重测度。

(4)机制变量

机制变量包括资本错配指数(ABStaok)、劳动错配指数(ABStaol)和整体资源错配指数(avgmisa)。研究表明,地方经济增长目标对市场整合的确存在重要影响,那么影响渠道是什么?本研究尝试从资源错配视角加以考量。为此,借鉴白俊红和刘宇英(2018)[34]的思路,测算各地区的资源错配指数。

由于本研究主要关注资本和劳动两种最为常见同时也是最为重要的生产要素错配情况,因此分别以资本错配指数ηKi和劳动力错配指数ηLi反映,资源错配指数与要素价格绝对扭曲系数的关系为：

(5)

其中,λKi和λLi分别表示资本和劳动两种生产要素的价格绝对扭曲系数,暗含了资源正常配置时的加成情况。在实际测算中,可以采用价格相对扭曲系数替代,价格相对扭曲系数的计算公式为：

(6)

综合式(5)和式(6)可知,若要求解资本错配指数ηKi和劳动力错配指数ηLi,就需要知道资本与劳动力的要素产出弹性αK和αL。为此,借鉴赵志耘等(2006)[35]的思路,将生产函数设定为规模报酬不变的C-D生产函数,使用索洛余值法求解资本与劳动力的要素产出弹性,生产函数形式为：

(7)

将式(7)化为密集形式,两侧同时取自然对数,将个体固定效应与时间固定效应纳入模型,得到：

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

(8)

其中,参照白俊红和刘宇英(2018)[34]的做法,通过2010—2020年长三角41座城市的GDP来测度总产出水平Yit。在测算之前,将2010年作为基期,其他年份的GDP按照GDP平减指数转化为以2010年不变价格表示的实际GDP。对于劳动要素的投入量Lit,以各城市的年平均就业人数衡量,具体通过上一年度年末就业人数与本年度年末就业人数的算术平均值测度。对于资本要素的投入量Kit,借鉴张军等(2004)[36]的思路,使用永续盘存法计算,具体公式为：

Kt=It/Pt+(1-δt)Kt-1

(9)

其中,Kt表示各城市当年的固定资本存量,It表示各城市当年的名义固定资本形成总额,Pt表示固定资产投资价格指数,δt表示资本折旧率,参照张军等(2004)[36]的做法,令δt=9.6%,Kt-1表示各城市上一年的固定资本存量。

基于长三角2010—2020年41座城市的面板数据对式(8)进行回归,估计出各城市资本与劳动力的要素产出弹性αK和αL。鉴于长三角41座城市在资源禀赋、技术水平等方面存在较大差距,各城市实际的资本与劳动力产出弹性可能迥异,因此设定变截距、变斜率的变系数面板模型,采用最小二乘虚拟变量法(LSDV)估算各城市的要素产出弹性。相较于一般回归方法,最小二乘虚拟变量法(LSDV)不仅加入了城市虚拟变量,而且加入了城市虚拟变量与可变系数ln(Kit/Lit)的交互项,保证了回归时不同截面获得不同的估计系数。实证结果表明,交互项的系数均显著,进一步佐证了选用变系数面板模型的合理性。

在测算出资本与劳动力的要素产出弹性αK与αL的基础上,按照式(5)和式(6)可以推算出相应的资本与劳动力的错配指数ηKi与ηLi。当资源过度配置时,η<0;当资源配置不足时,η>0。为保证一致的回归方向,将资本与劳动力的错配指数ηKi与ηLi取绝对值。这样便能够更为直观地反映出地区资源的错配情况。此外,在进行机制分析时,还将资本与劳动力的错配指数ηKi与ηLi的绝对值取算术平均,考察整体的地区资源错配程度。

(二) 描述性统计与特征事实分析

1.描述性统计

表1汇报了主要变量的描述性统计结果。由表1可知,市场整合(integration) 的均值为0.592,最小值为0.220,最大值为0.961,标准差为0.129,表明不同城市之间市场整合程度存在较大差异(3)为避免后文出现回归系数过小情况,将市场整合(integration)事先除以100。。地方经济增长目标(goalrate)的均值为11.217,最小值为5,最大值为17,标准差为2.160,表明不同城市设定的经济增长目标存在较大差异。从控制变量看,不同城市之间的对外开放水平(open)、财政分权程度(fd)以及国有化程度(soerate)等也存在明显差异。

2.特征事实分析

通过收集与测算,最终获得长三角41座城市的地方经济增长目标、市场整合程度以及资源错配情况的面板数据。在进行系统回归分析之前,做初步的核密度估计,对比分析分属于经济增长目标与资源错配高、低组别时,市场整合程度的核密度分布,估计结果如图2所示。图2(a)表明,在经济增长目标较高的分组中,市场整合程度的核密度分布相较于经济增长目标较低的分组峰度更大,这意味着地方经济增长目标与市场整合程度之间的确存在某种关联。图2(b)～(d)分别展示了按照总体资源错配程度、资本错配程度以及劳动力错配程度中位数分组的市场整合程度核密度分布,结果表明：在总体资源错配程度与劳动力错配程度较高分组中,市场整合程度的核密度分布相较于较低分组明显右偏,而按照资本错配程度分组时,这一现象并不十分明显。上述特征事实为识别地方经济增长目标对市场整合的因果效应以及机制分析提供了初步参考。

图2 核密度分布曲线

(三)识别策略与回归结果分析

1.模型设定

为了识别地方经济增长目标对市场整合的因果效应,将基准回归方程设定为面板双向固定效应模型,具体形式见式(10)：

integrationit=Ø0+Ø1goalrateit+Ø2controlsit+μi+νt+εit

(10)

其中,被解释变量integrationit表示城市i第t年的市场一体化水平,反映了地区市场整合状况。解释变量goalrateit表示城市i第t年设定的经济增长目标值,是地方经济增长目标管理的测度。controlsit为控制变量组,涵盖了前文所述的对外开放水平(open)、财政分权程度(fd)、技术差距(techgap)、港口距离(distance)和国有化程度(soerate)五个变量。μi为城市固定效应,控制了城市所有非时变的异质性。νt为时间固定效应,样本期间内对所有城市产生共同影响的变化将由该项吸收。εit为随机误差项。地方经济增长目标goalrateit前的系数Ø1是本研究关注的焦点,衡量了经济增长目标提高1%,市场整合程度变动的百分比。

2.基准回归结果

(1)基准回归

表2汇报了地方经济增长目标对市场整合的基准回归结果。为便于估计结果的对照分析,(1)～(2)列采用混合OLS方法估计地方经济增长目标对市场整合的影响,(3)～(6)列则采用面板双向固定效应模型进行估计。表2中(1)列、(3)列和(5)列未加入任何控制变量,(2)列、(4)列和(6)列加入了式(10)中的所有控制变量。需要注意的是：(5)～(6)列的解释变量为地方政府的“保增长”压力(growstr),具体以城市当年经济增长目标设定值与上一年度实际经济增长率的比值测度,这一指标的引入有利于更为全面地考察地方经济增长目标对市场整合的影响。回归结果显示：在混合OLS方法下,未加入控制变量时地方经济增长目标对市场整合的估计系数Ø1为正,且在1%的水平上显著,加入控制变量之后估计系数Ø1依旧显著为正且变化不大;在面板双向固定效应模型下,无论是否加入控制变量,地方经济增长目标对市场整合的估计系数Ø1均在1%的水平上显著且差异甚微;引入控制变量之前,“保增长”压力(growstr)的估计系数为0.012,在1%的水平上显著,加入控制变量之后,估计系数依旧显著为正且变化较小。以上结果表明,在所有情形设定下,地方经济增长目标均显著驱动了商品市场走向整合,促进了区域一体化发展。地方经济增长目标设置值越高,商品市场整合程度相应也越高,假设H1得到验证。具体而言,地方经济增长目标设置值每提高1%,商品市场整合程度将同比提升。

表2 基准回归结果

(2)控制变量回归

由表2可知,在所有情形下,对外开放水平(open)的估计系数均显著为正,表明一个城市的对外开放水平与该地区的市场整合程度正向相关,对外开放水平越高,越有利于促进地区市场整合,这与张学良等(2017)[26]的研究结论基本一致。原因可能在于：对外开放水平越高的城市,其经济发展模式越具有包容性,更有利于商品和要素的自由流动,从而有利于打破市场分割,推动城市朝着一体化方向发展。(4)列中,国有化程度(soerate) 的系数显著为负,表明国有化程度越高的城市,一体化水平越低,市场分割越严重,这与范子英和张军(2010)[19]以及谢姗和汪卢俊(2015)[31]的发现较为类似。可能的解释是：对于国企占比较高的城市而言,地方政府迫于就业与资金压力,一定程度上忽视了对民营私企的保护,加剧了市场分割,阻碍了城市的一体化进程。财政分权程度(fd)、技术差距(techgap)、港口距离(distance)的回归系数均不显著,这可能与模型设定形式有关,部分变量对市场整合的影响呈现出非线性特征,而本研究采用的是线性模型。综合表2中(1)～(6)列的回归结果可以发现,当控制了一系列混杂因素之后,地方经济增长目标(goalrate)的系数并未随着控制变量的加入而大幅度变化,这意味着基准回归中产生遗漏偏误的可能性相对较小。

3.稳健性检验

通过对基准回归结果的分析讨论,假设H1得到初步验证,即地方经济增长目标对地区市场整合具有显著的促进作用,然而研究结论的稳健性还有待进一步考证。因此探讨可能影响研究结论稳健性的混杂因素,具体包括：基准回归结果是否由地方经济增长目标、市场整合的定义驱动,是否与控制变量以及样本选择相关?基准回归结果是否受到同时期其余政策冲击、是否受到地方经济增长目标的前期趋势驱动?

(1)替换解释变量、被解释变量、控制变量以及改变样本

替换解释变量。基准回归模型中采用的解释变量是地方经济增长目标(goalrate)的水平值,借鉴詹新宇等(2020)[2]的做法,将其替换为全国经济增长目标和相对于城市所在省份的加码值,分别记为全国加码值(city_nation)和省份加码值(city_prov),重新识别地方经济增长目标对地区市场整合的因果效应。表3中(1)～(2)列汇报了对应的估计结果。结果显示：全国加码值(city_nation)和省份加码值(city_prov)的估计系数均显著为正,而且相较于基准回归结果变化不大,表明在替换解释变量之后,研究结论仍然具有一定稳健性。

表3 稳健性检验：替换变量与改变样本

替换被解释变量。基准回归模型中被解释变量采用的是基于“一价法”测算出的市场分割指数的倒数(integration),参照王玉和张占斌(2021)[37]的思路,采用长三角41座城市人均GDP和GDP总量的变异系数重新测度,分别记作pcv和gcv,重新识别地方经济增长目标对地区市场整合的因果效应。需要指明的是,该指标为损失时间维度的截面数据,无法通过固定效应模型识别,因此采用随机效应模型加以估计,表3中(3)～(4)列汇报了对应的估计结果。结果显示：人均GDP和GDP总量的变异系数pcv和gcv的估计系数均显著为正,并且与基准回归结果基本保持一致,表明在替换被解释变量之后,研究结论依然稳健。

替换控制变量。以城市当年实际利用外资额的对数(lnfdi)替代先前的对外开放水平(open);以城市本级预算内支出占GDP的比重衡量地方政府干预程度(interv)替代先前的财政分权程度(fd);以城市拥有国企职工数的对数(lnsoe)替代先前的国有化程度(soerate),重新识别地方经济增长目标对地区市场整合的因果效应。结果显示：地方经济增长目标(goalrate)的估计系数依旧显著为正,而且相较于基准回归结果并未发生显著变化,进一步证实了研究结论的稳健性。

更换样本。鉴于上海、杭州、南京以及合肥4个城市的特殊地位可能会给估计结果带来干扰,因此将其剔除,利用余下37座城市的样本重新进行估计。结果显示：地方经济增长目标(goalrate)的估计系数仍然显著为正。

综合来看,无论是替换解释变量、被解释变量、控制变量,还是更换样本,基准回归结果均具有稳健性,也即地方经济增长目标的确促进了商品市场走向整合,假设H1再次得到验证。

(2)外生政策冲击、控制前期趋势以及安慰剂检验

外生政策冲击。近年来长三角地缘相近、人缘相亲、文化相通、经济相融的特色愈加鲜明(夏帅等,2021)[38],2018年长三角一体化又被上升为国家战略,因而长三角地区市场一体化水平的提高可能是由于相关政策冲击所致,其间的区域经济协调机制可能同时发挥了重要作用。为此,借鉴张学良等(2017)[26]的研究,引入长三角城市经济协调会(jjxth)虚拟变量,重新识别地方经济增长目标对地区市场整合的因果效应。长三角城市经济协调会成立于1997年,由15个城市共同发起,随后呈现出较为典型的扩容式特点,为本部分的稳健性检验提供了一项良好的“准自然实验”。将当年及以后加入长三角城市经济协调会的城市视为对照组,赋值为1;否则赋值为0。表4中(1)～(2)列分别汇报了未加入控制变量和加入控制变量的回归结果。结果显示：引入长三角城市经济协调会(jjxth)虚拟变量之后,地方经济增长目标(goalrate)的估计系数依旧显著为正,基准回归结论依然保持稳健。

表4 稳健性检验：考虑外生政策冲击、控制前期趋势与领先1期

控制前期趋势。进一步考察地方经济增长目标与城市基准特征(pgdp)的关系,发现城市人均 GDP解释了地方经济增长目标的75%以上。为规避由初始差异衍生出的异质性趋势混杂估计结果,遵循 Duflo(2001)[39]的研究思路,采用2010年各地级市的DMSP夜间灯光数据作为当年GDP的代理变量,然后分别乘以年份虚拟变量和年份二次项构造交互项,分别记作avglight_year和avglight_sq,以控制地级市初始差异的线性趋势与非线性趋势,回归结果见表4中(3)～(4)列。结果显示：在所有情形中,地方经济增长目标(goalrate)的系数均显著为正,假设H1的稳健性再次得到验证。

安慰剂检验。下一年度的地方经济增长目标(goalrate)是否会影响当前地区的市场整合程度(integration)?如果有影响,则意味着基准回归中存在不可观测的遗漏变量。为此,将地方经济增长目标(goalrate)做领先1期处理,使用未来1期的地方经济增长目标(f.goalrate)作为解释变量重新估计。若此项的估计系数显著,则意味着仍然存在同时影响地方经济增长目标与商品市场整合程度的变量。估计结果见表4中(5)列。结果表明：该项的系数并不显著,因此排除了本研究仍有重要变量遗漏的可能性。

总之,在考虑外生政策冲击、控制前期趋势以及安慰剂检验之后,基准回归结果均具有稳健性,假设H1再次得到验证。

4.内生性检验

基准回归模型设定可能面临的内生性问题主要来自两方面：一方面,市场一体化水平较高的城市,地方政府调配资源的能力往往较强,与外界的经济联系也较为紧密,因此更有可能设定较高的经济增长目标,因而地方经济增长目标与商品市场整合程度之间可能存在反向因果关系,这是引致内生性问题的重要因素之一。另一方面,如果地方经济增长目标对商品市场整合程度的影响还受到不可观测的城市禀赋的干扰,便会产生遗漏变量问题,这是诱发内生性问题的另一重要因素,此时关注的系数Ø1也将有偏。为此,借鉴既有研究,尝试为解释变量选取合适的工具变量以克服内生性问题。

本研究选取的工具变量主要有三个。首先,借鉴余泳泽等(2019)[13]的做法,采用“地级市所在省份的地级市数量”作为第一个工具变量。选取依据为：一方面,在晋升锦标赛与GDP政绩考核机制特定背景下,地级市设定本级经济增长目标呈现出“标尺竞争”特征,在晋升职位既定且有限的情况下,所在省份的地级市数量越多,地级市之间的竞争就越激烈。另一方面,地级市数量由中央划定,主要受政治因素的影响,与经济变量关联不大。综合以上两点,“地级市所在省份的地级市数量”既具有“相关性”,又具有“外生性”,符合工具变量选取的两个基本条件。其次,参照周茂等(2018)[40]的研究思路,采用“同一省份内其他兄弟城市经济增长目标的加权平均值”与“地级市相对于所在省份经济增长目标的加码值”的交互项(brocity_jm)作为第二个工具变量。选取依据为：一方面,根据主流财政竞争理论,各级政府为了赢得晋升锦标赛,在制定本级经济增长目标时不仅会着眼于自身,而且会对兄弟城市的增长目标设定情况做出策略性反应。另一方面,兄弟城市经济增长目标的加权平均值与本级市场整合程度相关度不高,不会对市场一体化水平造成直接影响。综合以上两点,“同一省份内其他兄弟城市经济增长目标的加权平均值”兼具“相关性”与“外生性”,同样符合工具变量选取的两个基本条件。最后,采用“地级市上一年度的经济增长目标”(lgoalrate)作为第三个工具变量。选取依据为：“地级市上一年度的经济增长目标”(lgoalrate)与本年度的经济增长目标密切相关,但并不会直接影响到本年度的地区市场整合状况,在满足“相关性”的同时兼具了“外生性”。

值得说明的是：“地级市所在省份的地级市数量”仅与个体变化相关,损失了时间维度信息,无法直接充当面板模型的工具变量,因此参考Nunn和Qian(2014)[33]的设置方法,将“地级市所在省份的地级市数量”与“未来两期全国经济增长目标的均值”(具有时变特征)进行交互,同时为了避免数值过大,将其取对数处理,构造完整的工具变量(lnprft_qg2)。

表5列示了工具变量的回归结果。其中,(1)～(3)列为依次使用第一个工具变量(lnprft_qg2)与第二个工具变量(brocity_jm)在两阶段最小二乘法(2SLS)下的估计结果。结果显示：使用第一个工具变量(lnprft_qg2)时,地方经济增长目标(goalrate)的系数为正,且在 5%的水平上显著;使用第二个工具变量(brocity_jm)时,无论是否添加控制变量,地方经济增长目标(goalrate)的系数依旧为正,且在1%的水平上显著,但较前者有所降低。(4)～(6)列为依次使用第三个工具变量(lgoalrate)以及同时使用第一、第三个工具变量(lgoalrate&lnprft_qg2)在广义矩估计法(GMM)下的估计结果。结果显示：使用第三个工具变量(lgoalrate)时,无论是否添加控制变量,地方经济增长目标(goalrate)的系数均显著为正;同时使用第一、第三个工具变量(lgoalrate&lnprft_qg2)时,地方经济增长目标(goalrate)的系数仍然显著为正,但数值有所降低。(7)列为同时使用第一、第三个工具变量(lgoalrate&lnprft_qg2)在有限信息极大似然法(LIML)下的估计结果。结果显示：回归结果与广义矩估计法(GMM)下的估计结果非常接近,表明回归结果较为稳健。此外,在所有情形下,Kleibergen-Paap rk 的 Wald F 统计量均大于Stock-Yogo弱识别检验10%水平上的临界值,这进一步排除了弱工具变量识别问题发生的可能性,同时也从技术层面佐证了以上三个工具变量选取的合理性。

表5 内生性检验：工具变量的回归结果

四、拓展性分析

(一)机制分析

通过识别策略与稳健性检验,回答了地方经济增长目标是否影响商品市场整合问题。在此基础上,探讨地方经济增长目标对地区资源错配的影响,分析地方经济增长目标作用于地区市场整合的具体传导机制。为此,构建中介效应模型如式(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表示地区资源错配程度,具体涵盖劳动资源错配程度(ABStaol)、资本资源错配程度(ABStaok)以及整体资源错配程度(avgmisa)三个方面。其余变量的含义与式(10)中保持一致。

表6汇报了中介效应检验结果。结果显示：(2)列与(6)列中goalrate的系数均为正,且在1%的水平上显著,而(4)列中goalrate的系数未通过显著性检验,这表明地方经济增长目标主要引发了劳动资源错配,对资本资源的扭曲效应并不明显。总体来看,地方经济增长目标设置值越高,资源错配也将越严重。之所以产生这种现象,原因可能是：地方政府为了如期实现年初设定的经济增长目标,通过引导资金流向、压低劳动力工资等手段促进当地经济增长,对劳动力市场产生了立竿见影的效果,引发了劳动资源错配。然而,由于资本要素本身具有逐利特性,影响因素更为复杂,政府的单方面干预未必能够完全左右资本流向,因而未对资本资源产生显著扭曲效应。

表6 拓展性分析：机制分析

进一步,(3)列与(7)列中地方经济增长目标(goalrate)的系数均不显著,结合式(11)的回归结果,可以推断出在地方经济增长目标影响地区市场整合的作用路径中,劳动生产要素发挥了显著的完全中介效应。尽管式(11)中地方经济增长目标(goalrate)的系数不显著,但(5)列中其系数显著为正,因此需要对资本资源错配程度(ABStaok)做Sobel检验。结果显示：Sobel检验统计量并不显著,这表明在地方经济增长目标影响地区市场整合的作用路径中,资本生产要素的中介效应不显著。综上所述,地方经济增长目标主要是通过引致劳动资源错配,进而驱动商品市场走向整合。劳动生产要素发挥了显著的完全中介效应,资本生产要素的中介效应不显著。至此,假设H2和假设H3得到了有效验证。

(二)异质性与动态分析

为了更加精准地识别地方经济增长目标对市场整合程度的因果效应,分别按照地方经济增长目标、财政分权程度、技术差距以及到上海港的距离的中位数进行分组,同时考虑经济增长目标调整以及动态分析,多维度、多视角考察地方经济增长目标对市场整合程度的具体影响。

1.中位数分组的异质性

(1)按照地方经济增长目标的中位数进行分组

表7中(1)～(2)列分别汇报了地方经济增长目标对增长目标设定较高和增长目标设定较低地区商品市场整合程度的影响。结果显示：无论增长目标设定高低,地方经济增长目标对市场整合程度的回归系数均为正,但地方经济增长目标对低组别商品市场整合程度的回归系数不显著,这表明地方经济增长目标对市场整合程度的影响主要体现在增长目标设定较高地区。可能的经济学解释是：对于经济增长目标设定较低的地区而言,这些城市的发展观念相对保守,与外界的经济联系相对较少,一定程度上加剧了市场分割,阻碍了市场一体化进程。

(2)按照财政分权程度的中位数进行分组

表7中(3)～(4)列分别汇报了地方经济增长目标对财政分权程度较高和财政分权程度较低地区商品市场整合程度的影响。结果显示：地方经济增长目标显著促进了财政分权程度较低地区的市场整合,对财政分权程度较高地区的市场整合不存在显著影响,这与范子英和张军(2010)[19]以及谢姗和汪卢俊(2015)[31]的研究结论基本一致。主要原因可能是：对于财政分权程度较高的地区而言,这些城市通常拥有较大的财政自主权,因而地方政府越有动机扶持本地企业,限制本地资源外溢,以最大限度地增加本地财政收入,这在一定程度上也会加剧市场分割,阻碍市场一体化进程。

(3)按照技术差距的中位数进行分组

表7中(5)～(6)列分别汇报了地方经济增长目标对技术差距较大和技术差距较小地区商品市场整合程度的影响。结果显示：地方经济增长目标对市场整合的影响主要体现在技术差距较小地区,对技术差距较大地区的市场整合不存在显著影响。这与谢姗和汪卢俊(2015)[31]的研究结论基本吻合。原因可能是：对于技术差距较小地区,这些城市为了在未来获取更多利益,扭转弱势地位,往往更加倾向于实施地方保护,拒绝参与区域分工,从而对地区市场整合产生不利影响。

(4)按照到上海港的距离的中位数进行分组

表7中(7)～(8)列分别汇报了地方经济增长目标对到上海港的距离较远和较近商品市场整合程度的影响。结果显示：当距离上海港较远时,地方经济增长目标更有可能促进地区市场整合。这与范子英和张军(2010)[19]以及谢姗和汪卢俊(2015)[31]的研究结论恰恰相反。对此现象的解释是：距离上海港越远意味着城市的商品贸易成本越高,为了弥补贸易成本的缺陷,如期完成经济增长目标,地方政府更有可能放弃地方保护,积极参与区域分工,从而推进地区市场整合。

2.考虑增长目标调整与动态分析

(1)考虑增长目标调整

当下,中国经济已由高速增长转向高质量发展阶段。其实早在2012年,中国经济便已结束长达20年的高速增长,正式步入经济“新常态”。地方各级政府在设定经济增长目标时,不可避免地对经济“新常态”做出策略性反应。分析发现,2012年开始,各级政府设定的经济增长目标呈现出持续下滑态势,这为本研究的横截面测试提供了一个良好视角。在实证策略上,构造一个时间虚拟变量(new),在2012年及以后将其赋值为1,否则赋值为0,同时将其与地方经济增长目标(goalrate)进行交互,得到的交互项记作ngoalrate,进一步考察经济“新常态”前后,地方经济增长目标对商品市场整合程度的差异性影响。表8中(1)～(2)列汇报了相应的估计结果。(1)列未添加控制变量,时间虚拟变量与地方经济增长目标交互项(ngoalrate)的系数显著为正;(2)列添加了基准模型中的控制变量,时间虚拟变量与地方经济增长目标交互项(ngoalrate)的系数依旧显著为正。这意味着经济步入“新常态”后,尽管地方各级政府纷纷调低了经济增长目标,但地方经济增长目标每提高1%,其对商品市场整合程度的边际激励效应却提高了。可能的经济学解释是：进入经济“新常态”后,随着经济增长目标的调低,地方政府的“保增长”压力也有所缓解,加之建设全国统一市场的呼声日益高涨,一定程度上阻止了地方保护及市场分割现象的发生,区域市场渐趋整合。

表8 拓展性分析：考虑目标完成情况与动态分析

(2)动态分析

进一步考察地方经济增长目标对商品市场整合程度的动态影响。在实证策略上,构造一个“上一年度经济增长目标是否如期完成”的虚拟变量(unacomplish),若上一年度如期完成将其赋值为0,否则赋值为1,同样将其与地方经济增长目标(goalrate)进行交互,得到的交互项记作unacom_goalrate,以分析上一年度经济增长目标完成情况对下一年度商品市场整合程度的差异性影响。表8中(3)～(6)列汇报了相应的估计结果。结果显示：在所有设定下,交互项(unacom_goalrate)的回归系数均显著为负,这意味着对于未能如期完成上一年度经济增长目标的地方政府而言,地方经济增长目标对商品市场整合程度的边际激励效应有所下降。主要原因可能是：当地级市政府未能如期完成上一年度经济增长目标时,由于政治晋升与政绩考核压力,地级市政府将更倾向于限制本地资源、人才的外流,这一定程度上对地区市场整合产生了消极影响。

五、研究结论与政策启示

(一)研究结论

将“看得见的手”与“看不见的手”直接纳入到统一分析框架,阐明了“看得见的手”如何影响“看不见的手”,并采用长三角地区的经验数据加以检验,得到的主要结论为：

第一,地方经济增长目标显著驱动了商品市场走向整合,促进了区域一体化发展。具体而言,地方经济增长目标每提高1%,商品市场整合程度将同比提升。在替换解释变量、被解释变量、控制变量和改变样本,并将“长三角城市经济协调会”视作外生政策冲击、控制前期趋势以及时间安慰剂检验,同时选取三个工具变量克服可能存在的内生性问题之后,研究结论依然稳健。

第二,资源错配是地方经济增长目标影响商品市场整合的重要渠道。地方经济增长目标主要是通过引致劳动资源错配,进而驱动商品市场走向整合。劳动生产要素发挥了显著的完全中介效应,资本生产要素的中介效应不显著。

第三,地方经济增长目标对商品市场整合程度的影响存在典型的区域异质性。地方经济增长目标主要驱动了增长目标设定较高、财政分权程度较低、技术差距较小以及距离上海港较远的地级市的市场整合;对增长目标设定较低、财政分权程度较高、技术差距较大以及距离上海港较近的地级市的市场整合无显著影响。此外,经济步入“新常态”后,地方经济增长目标对商品市场整合程度的边际激励效应有所提高。动态分析发现,当地级市未能如期完成上一年度的经济增长目标时,地方经济增长目标对商品市场整合程度的边际激励效应有所下降。

(二)政策启示

本研究不仅拓宽了经济增长目标管理的研究视域,而且为促进地区市场整合、加快统一市场建设提供了新思路。

第一,长三角地区应当优化现有官员政绩考核体系,建立以高质量发展为导向的经济增长目标管理模式。地方经济增长目标通过引发资源错配进而促进了地区市场整合,尽管“歪打正着”得到了一个合意的经济结果,但扭曲生产要素市场毕竟违背了市场运行规律,若长久依赖这种发展模式终将难以为继。因此,各级政府在设定经济增长目标时应当结合实际情况因地制宜,不应盲目攀比。同时,高质量发展指标也应当被纳入考核体系,这样方可早日实现“有为政府”与“有效市场”的有机统一,充分发挥市场在资源配置中的决定性作用的同时更好地发挥政府职能,进一步完善中国特色社会主义市场经济体制。

第二,长三角地区应当高度重视生产要素市场,进一步深化要素市场改革,完善要素市场运行机制。鉴于生产要素在地方经济增长目标对地区市场整合影响过程中的差异化职能,应当进一步完善收入分配制度,切实保障劳动者合法权益,同时畅通资本流动渠道,给予中小企业和民营企业融资便利,推进生产要素市场良性高效运作,同时以要素市场整合为纽带,联动商品服务市场整合,加快构建全国统一大市场。

第三,长三角地区应当加快转变经济增长模式,尽量克服对传统生产要素的依赖,使增长更多地转向依靠数据、技术与创新等新型生产要素驱动,持续培育经济增长新动能。随着数字经济与实体经济的深度融合,在实际经济运行过程中,数据、技术与创新等新型生产要素可能同时发挥了重要作用,而且很有可能地方经济增长目标并非通过扭曲数据、技术与创新等生产要素,而是正确引导此类要素流向便可以增进地区市场整合。因此,遵循市场运行规律,合理配置数据、技术与创新等新型生产要素,让一切创造财富的源泉充分涌流,是增强经济增长动力,构建“双循环”新发展格局的重要举措。