数字经济与全国统一大市场建设：基于城市层面的研究

摘 要：双循环发展格局下，全国统一大市场建设有助于促进新质生产力形成及经济高质量转型发展。而数字经济的蓬勃发展为全国统一大市场建设提供了新路径。本文使用2005—2021年中国城市层面数据测算了全国统一大市场指数，实证检验了数字经济如何助推全国统一大市场建设。结果表明，数字经济通过提高流通效率、深化专业化分工以及强化城市网络效应助推全国统一大市场形成；同时“宽带中国”战略实施促进了统一大市场整合；数字经济的市场整合效应在不同地理区位、经济发展水平、城市规模、数字化水平以及市场一体化程度的城市间存在显著差异；进一步分析发现，数字经济对全国统一大市场形成存在长期效应和边际效应递增趋势以及空间溢出效应。

关键词：数字经济；全国统一大市场；流通效率；专业化分工；城市网络效应

作者简介：盛斌，南开大学副校长、经济学院院长，教授、博士生导师（天津 300072）；吕美静，南开大学经济学院国际经济研究所博士研究生（天津 300072）；朱鹏洲，山东社会科学院国际经济与政治研究所助理研究员（济南 250002）

基金项目：国家自然科学基金应急管理项目“风险叠加背景下国际贸易新特征与理论框架”（BEY010132）

DOI编码： 10.19667/j.cnki.cn23-1070/c.2024.03.001

引言

经济高质量转型发展的内在诉求以及国际竞争格局变化带来的外部压力使得中国亟需加快生产力变革，转变经济增长方式。在此情形下，2023年9月习近平总书记在黑龙江考察时提出并强调，“整合科技创新资源，引领发展战略性新兴产业和未来产业，加快形成新质生产力”①、“加快形成新质生产力，增强发展新动能”①。发展以科技创新为驱动的新质生产力有助于培育战略新兴产业、转变传统经济增长方式、争夺发展制高点，是推动中国经济高质量发展以及增强国际竞争优势的新引擎。而在双循环新发展格局下，建设全国统一大市场，依托国内超大规模市场优势，既能充分释放内需潜力，畅通国民经济循环；又能深化专业化产业分工，优化要素资源配置，有助于推动新质生产力形成，实现经济高质量转型发展。②2022年4月，国务院在《关于加快建设全国统一大市场的意见》中指出，“打破地方保护和市场分割，打通制约经济循环的关键堵点，促进商品要素资源在更大范围内畅通流动，加快建设高效规范、公平竞争、充分开放的全国统一大市场”③。党的二十大进一步要求“构建全国统一大市场，深化要素市场化改革，建设高标准市场体系”④。长期以来，中国一直致力于打破市场分割，扩大市场有效边界，推进市场整合。但受地理距离、历史文化及地方保护政策的影响，市场分割现象仍然层出不穷，阻碍了全国统一大市场形成。⑤因此，如何从根本上打破市场分割，加快全国统一大市场建设，从而助推新质生产力形成、实现经济高质量转型发展，是目前亟待解决的重大任务。

数字经济的蓬勃发展充分释放了数据、信息、知识等高级生产要素价值，催生了新产业、新业态及新模式，极大地变革了原有生产关系，加快了新质生产力形成及经济高质量转型，并为全国统一大市场建设提供强大动能。理论上，数字经济对全国统一大市场建设具有重要的支撑和引领作用。一方面，依托5G、大数据、云计算、互联网等数字技术能够克服信息壁垒，缓解信息不对称问题，⑥从而降低交易成本，一定程度上能够弱化地理距离等自然因素对跨区域贸易的阻碍，⑦促进企业互联互通，使得商品要素资源跨区域自由流动，⑧加快市场整合。另一方面，数字经济与实体经济融合发展，强化了经济网络效应和规模效应，扩大市场有效边界，⑨对市场格局产生了重要影响。但从经验上讲，数字经济发展能否有效助推全国统一大市场建设，以及数字经济如何发挥统一市场整合作用？对以上问题的回答能够为全国统一大市场建设提供新路径和解决方案，从而助推新质生产力形成，实现中国经济高质量转型发展。

部分学者考察了数字经济某个单一维度对统一大市场的影响，如数字基础设施⑩、数字金融、互联网发展等，并普遍得出了正向结论。还有学者直接检验了数字经济对统一大市场的影响，发现数字经济通过降低省际贸易成本①、弱化地理和行政壁垒②、加强地区经济联系和打破行政垄断③、提高流通效率并优化营商环境④、促进要素区域流动和降低行政干预程度⑤等渠道打破市场分割，助推全国统一大市场形成。以上研究大多只关注了数字经济对商品统一市场的影响，而江三良和于辰晨、贺唯唯和侯俊军则是从要素市场出发，认为数字经济促进了劳动统一大市场形成。⑥综观以上文献，现有关于数字经济与全国统一大市场的研究较少，且大多是基于省份层面使用相对价格法测算商品一体化指数来衡量全国统一大市场，忽略了资本、劳动、技术等要素市场分割情况以及统一大市场的新时代内涵，尚不能全面反映全国统一大市场的建设情况。

不同于现有研究，本文可能的边际贡献在于：在研究视角上，从数字经济这一新视角出发研究其对全国统一大市场建设的影响，丰富了现有关于市场一体化的研究视角；在研究内容上，将数字经济与全国统一大市场建设纳入统一的理论和经验分析框架，系统阐述并检验了数字经济对统一大市场建设的促进作用及作用路径，为中国把握数字经济发展机遇，充分发挥数字经济的市场整合效应，加快全国统一大市场形成以实现新质生产力及经济高质量转型发展提供理论支撑和政策启示；在数据使用上，使用2005—2021年中国268个地级市数据进行实证检验，丰富了现有文献的研究层面；在指标测算上，在构造城市并采用相对价格法和绝对偏差法测算了市场整合、制度整合、空间整合以及结构整合等相关指标的基础上，构建了全国统一大市场指标体系，使用变异系数法测度了全国统一大市场指数，更为准确地反映了全国统一大市场的建设情况。

一、理论分析与研究假说

（一）直接影响

受益于数字经济的高速发展，经济活动的传统部门及地域边界已经明显弱化。⑦其一，数字技术的广泛应用和普及能够有效打破地方保护和区域壁垒，加强区域间互联互通，实现供需跨区域高效精准定位和匹配，⑧提高信息透明度，大大降低企业跨区域经营成本，降低市场及行业准入门槛。⑨其二，数字经济与实体经济融合发展以及线上与线下相结合，催生出新业态、新模式和新行业，拓展了市场范围。⑩不仅提高了市场资源整合效率，还刺激并满足了消费者多样化和个性化需求，激发市场潜力，促进市场规模经济和范围经济的产生。其三，企业数字化转型有助于淘汰旧产能，培育新产能，从而提高技术创新效率及市场竞争程度，①进一步激发市场活力，为全国统一大市场建设提供根本保障。此外，数字经济发展可能深化“放管服”改革，提高政府治理水平和行政效率，②优化营商环境，从而破除市场行政壁垒，推动国内市场整合。③因此，本文提出假说1：

假说1：数字经济能够有效助推全国统一大市场形成。

（二）间接影响

1.提升流通效率。数字经济与实体经济的不断融合，为效率变革尤其是流通业的效率变革提供了新动能，全面提高了流通效率。④首先，大数据、人工智能等数字技术的发展和应用降低了要素流通的信息壁垒，促进要素精准匹配和优化配置，⑤从而缩短流通时间，降低流通费用。其次，数字经济发展催生出平台经济、电子商务等新模式、新渠道，使得生产者能够直面消费需求，缩减流通环节，减少交易费用的同时拓展市场范围，从而实现时空双维度上的流通效率提升。⑥再次，流通企业实施数字化转型能够实现最优生产决策、组织关系和商业模式，有助于流通业生产效率提高及生产规模扩大，从而以规模效应产生促进效率提升。⑦最后，数字化与物流行业融合发展形成的智能化物流网络，提高物流配送能力，显著缩短流通时间，从而提升流通效率。

流通作为连接生产和消费的关键环节，在全国统一大市场建设中发挥着重要作用。一方面，流通效率提高能够在更大市场交易范围内加强生产环节与消费环节的联系，提高供需匹配效率，从而为建设全国统一大市场打下坚实的基础。⑧另一方面，从中国国情看，中国现代流通体系不完善是阻碍全国统一大市场建设的重要因素。⑨以数字经济驱动流通效率提高能够满足国内经济活动对商品、要素资源高效流动的需要，⑩同时推动流通业跨界融合，优化流通组织结构，促进流通渠道多元化创新，进一步建设现代化流通体系，进而扩大市场交易范围，助推全国统一大市场建设。因此，本文提出假说2：

假说2：数字经济通过提高流通效率推动全国统一大市场形成。

2.深化专业化分工。数字经济发展能够促进区域间专业化分工。一方面，数字经济与实体经济融合催生的新业态和新模式能够突破时空限制，进一步提高专业分工灵活性，促进区域间分工体系形成，①推动分工深化。另一方面，分工收益和成本费用是影响专业化分工的重要因素。②从分工收益看，新兴数字技术如大数据、5G通信和人工智能等的运用，使得生产企业能够快速、精准预测消费者偏好，以更低的成本满足消费者个性化和多元化的消费需求，③获得更多经营利润。同时，当企业雇佣具备一定数字技能劳动力时，其边际产出和边际报酬会提高，从而获得更多分工收益。④从成本费用看，数字化发展能够缓解信息不对称问题，⑤促进企业与企业之间、企业与消费者之间高效精准匹配，⑥从而减少企业各个经营环节的时间消耗，提高交易效率，降低交易成本，从而促进专业化分工。⑦

众多研究认为专业化分工程度越大，市场分割越弱。⑧其一，区域间专业化分工程度越大，意味着区域间存在明显产业差异，因此各区域实施地方保护主义的激励越低，⑨从而弱化区域行政壁垒，推动市场整合。⑩其二，区域间专业化分工程度越高，企业从事专业化生产的可能性越大，从而促进企业异地投资，加速要素、商品跨区域流动整合，有效推进全国统一大市场建设。据此，本文提出假说3：

假说3：数字经济通过深化专业化分工推动全国统一大市场形成。

3.强化城市网络效应。数字经济发展能够强化城市网络效应，有助于打破市场分割，促进全国统一大市场形成。第一，数字经济的低成本、高渗透性弱化了地理距离的制约作用，使得经济活动不再局限于单独某个区域，加强了城市间经济联系，从而冲破地理空间等自然性市场分割，加快市场整合。第二，互联网、跨平台等数字技术的运用能够降低信息成本和交易成本，促使要素跨区域自由流动，进一步促进产业和劳动力集聚性，助力城市空间网络形成。第三，数字可达性网络及数字经济产业空间分布推动了数字经济与城市空间网络的融合发展，①从而加强区域间市场互动，促使传统“双边市场”向“多边市场”转变，②推动全国统一大市场形成。此外，数字经济通过缓解信息不对称和降低企业迁移成本，促使中心城市企业向外围城市移动，有助于中心与外围城市之间实现要素自由流动和信息资源共享，③从而强化中心与外围城市、发达与落后城市的区域联系。④城市网络效应增强能够有效扩大市场边界和市场范围，激发市场潜力，⑤弱化地方政府保护程度，打破市场分割，⑥助推全国统一大市场形成。据此，本文提出假说4：

假说4：数字经济通过强化城市网络效应助推统一大市场形成。

二、计量模型、方法与数据

（一）计量模型与方法

本文旨在考察数字经济能否助推全国统一大市场建设，将基本计量模型设定如下：

Integit = α1 + α2 Digit + α3 Xit + δi + δt + εit （1）

其中，下标i 和t 分别代表城市和年份；被解释变量Integ 为全国统一大市场指数；Dig 表示城市数字经济发展水平；X表示控制变量的集合；δi、δt 分别表示城市固定效应及年份固定效应；εit 为随机扰动项。

（二）变量选取

1.被解释变量。考虑到全国统一大市场的新时代内涵与市场分割的成因，本文从市场整合、制度整合、空间整合和结构整合四个方面选取相应指标（见表1），使用变异系数法测算全国统一大市场指数。⑦

2.核心解释变量。借鉴赵涛等人的研究，①采用互联网普及率、数字从业人员情况、数字产出情况、移动电话普及率以及数字普惠金融，①使用主成分分析法计算得到城市数字经济发展指数（Dig），并进行标准化处理。

3.控制变量。为了更加全面地分析数字经济对全国统一大市场的助推作用，本文加入了以下控制变量：（1）经济差距（lnecongap）：以各城市人均GDP与其余各城市人均GDP比值的加权求和衡量，并进行对数化处理；（2）城市化水平（UL）：采用各城市城镇常住人口占总常住人口的比重衡量；（3）信息化水平（IL）：以各城市邮政业务量除以GDP衡量；（4）金融发展水平（Fiscal）：以各城市年末金融机构存贷款余额除以GDP来衡量；（5）出口贸易（Export）：以各城市出口总额占GDP的比重表示；（6）外商直接投资（FDI）：以各城市实际利用外资额占GDP的比重表示。

（三）数据

限于数据的可获得性，本文最终样本为2005—2021年中国268个地级市共计4556个样本。所用数据主要来源于历年中国各省份统计年鉴、中国城市统计年鉴、中国各地级市统计年鉴以及各地级市国民经济和社会发展统计公报，部分缺失数据用线性插值法进行补充。受篇幅所限，描述性统计结果备索。

三、实证结果与分析

（一）基准回归结果

为了验证数字经济对全国统一大市场的助推作用，对式（1）进行了实证检验（结果见表2）。其中第（1）列加入了城市固定效应和时间固定效应，Dig 的估计系数为0.04且在1%的水平上显著，初步表明数字经济发展促进了全国统一大市场形成。在第（2）—（7）列中，本文逐步加入了可能对全国统一大市场建设产生影响的控制变量。显然，Dig 的估计系数始终为正，且显著性没有发生明显变化，再次印证了数字经济发展助推全国统一大市场形成，假说1得证。从控制变量看，lnecongap 的估计系数显著为负，说明城市间经济发展差距越大越不利于统一市场整合。城市间经济差距越大，越有可能实施地方保护政策，从而加剧市场分割；金融发展水平与全国统一大市场之间存在显著的正相关关系。金融发展有利于优化产业结构，提高经济效率，从而缓解城市间市场竞争，促进市场一体化；②出口贸易的估计系数显著为负，可能的原因在于出口贸易发展在一定程度上挤出了国内市场贸易，导致市场分割。③

（二）内生性检验

为了解决模型中可能存在的内生性问题，本文采取两阶段最小二乘法（2SLS）进行检验。首先，选取Dig 的滞后一期（Ldig）作为工具变量；其次，使用各城市1984年邮局数与全国上一年互联网上网人数的交互项作为数字经济的第二类工具变量（IV），④2SLS估计结果见表3。第（1）、（3）列的结果显示，在第一阶段回归中工具变量对内生变量Dig 的回归系数均显著为正，说明所选取的工具变量与Dig 显著相关，同时Kleibergen-Paap rk LM统计量和Kleibergen-Paap rk Wald F统计量的结果表明所选取的工具变量通过了过度识别和弱工具变量检验。Hasen J检验的p值大于0.1，说明工具变量是严格外生的。第（2）、（4）列的第二阶段回归结果显示，数字经济的估计系数均在1%的水平上显著为正，表明在处理内生性问题后，本文的核心结论依然成立。

（三）稳健性检验

前文基本验证了数字经济的统一大市场整合效应，为了保证核心结论的可信度，本节进一步开展相关的稳健性检验。

1.替换被解释变量。参考一般文献做法，选取商品市场整合度、资本市场整合度以及劳动市场整合度三个指标，使用变异系数法重新测算得到全国统一大市场指数（Integ2）。由表4第（1）列可以看出，Dig 的估计系数为0.033且通过了5%的显著性检验，说明本文的核心结论不会随被解释变量衡量方法的改变而改变。

2.替换核心解释变量。为了避免由于解释变量不同测度方法带来的估计偏误，本文使用熵权法进行重新测算得到新的数字经济指数（Dig2）。此外，为了避免指标体系主观性的影响，参考陶长琪和丁煜的做法，①将基准回归中Dig 的数字产出情况和移动电话普及率分别替换为人均邮政业务量和固定电话普及率，使用主成分分析法重新测算数字经济指数（Dig3），并进行标准化处理。表4第（2）列和第（3）列分别报告了以Dig2 和Dig3 为核心解释变量的结果。可以看出，核心解释变量的估计系数依然显著为正，可见本文的核心结论并未发生改变。

3.删除特殊样本。考虑到中国直辖市、省会城市以及副省会城市在数字经济水平、市场潜力以及制度环境等方面拥有相对优势，可能导致基准回归结果不准确。因此，本文剔除这些特殊城市，重新进行检验。结果见表4第（4）列，依然能发现数字经济对全国统一大市场建设具有显著的促进作用，进一步增强了本文核心结论的可靠性。

4.控制高维固定效应。考虑城市间经济、社会等多方面发展差异可能对本文基准回归结果产生干扰，故在基准回归的基础上加入省份固定效应、省份和时间交互固定效应来控制宏观环境引致的估计偏误。①由表4第（5）列可以看出，本文的核心结论依然成立。

5.缩尾处理。为了排除异常值对检验结果的影响，对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。由表4第（6）列得到，在考虑异常值的影响后，数字经济依然助推了全国统一大市场形成。

6.外生冲击检验。为了更加稳健地评估数字经济发展对全国统一大市场建设的影响，本节选取“宽带中国”战略作为外生政策冲击，运用双重差分模型（DID）进行检验。

（1）DID模型设定与回归结果。本文设定如下DID模型，检验“宽带中国”战略实施前后统一大市场整合程度的变化：

Integit = β0 + β1didit + β2 Xit + δi + δt + εit （2）

其中，didit 表示i 城市t 年是否被选入“宽带中国”试点名单，是则取1，否则为0。其余变量设定同基准模型一致。

由表5第（1）和（2）列可得，无论是否加入控制变量，did 的估计系数均为0.007且通过了1%的显著性检验。这表明，相比于“宽带中国”战略实施之前，“宽带中国”战略实施之后全国统一大市场建设水平更高。

（2）平行趋势检验。平行趋势假定是使用DID方法的一个重要前提，即要保证试点城市和非试点城市在“宽带中国”战略实施前没有明显差异。因此本节采用事件研究法进行平行趋势检验。①具体模型设定如下：

其中，preid为试点城市“i 宽带中国”战略实施前d年；currenti0为试点城市“i 宽带中国”战略实施当年；postie为试点城市“i 宽带中国”战略实施后e年；非试点城市的相对时间虚拟变量均为0，其余变量设定与基准回归一致。

考虑到样本区间，设置了“宽带中国”试点政策的前后五年为窗口期，并以政策实施的前一年为基期。从图1可以看出，在“宽带中国”战略实施之前，对照组和处理组的统一市场建设没有显著差异。可见，本文采用DID估计的前提条件成立，相应的检验结果是可靠的。从动态影响看，从政策实施后的第二年开始，did 的估计系数显著为正且呈上升趋势，说明“宽带中国”战略实施对全国统一大市场的促进作用存在一定的时滞性和边际递增效应。

（3）安慰剂检验。为排除双重差分模型中不可观测因素的干扰，本节随机抽取政策时间和处理组进行安慰剂检验。图2给出了随机分组后“宽带中国”战略对全国统一大市场的估计系数分布，显然模拟回归的估计系数基本上呈现以零为均值的正态分布，且回归得到的估计系数落在分布区间的右侧，说明“宽带中国”战略促进全国统一大市场建设的结论是稳健的。

（4）PSM-DID估计。由于“宽带中国”试点城市对城市宽带基础设施要求较高，加上政策红利的诱导，导致“宽带中国”试点城市存在样本偏差，可能不满足随机性假设。故本节进一步采用PSM-DID方法进行重新检验。本节选取控制变量作为倾向得分匹配的协变量进行逐年匹配，同时进行PSM-DID估计，结果见表5第（3）和（4）列。与DID回归结果相比，无论是否加入控制变量，did 的回归系数虽然有所下降但任然显著为正，再次验证了基本结论。

四、机制检验及异质性分析

（一）机制检验

前文的实证研究表明，数字经济促进了全国统一大市场形成。那么，一个重要的问题是，数字经济可能通过哪些潜在的传导机制助推统一大市场建设呢？结合前文的理论分析，本节借鉴马述忠和张洪胜的研究，①首先通过观测数字经济是否对流通效率、分工深化以及城市间网络效应等机制变量产生影响，然后分别引入各机制变量与数字经济的交互项检验数字经济对全国统一大市场建设的作用机制，具体回归模型设定如下：

Channelit = γ0 + ϕDigit + γ1 Xit + δi + δt + εit （4）

Integit = γ2 + γ3 Digit + λDigit × Channelit + γ4Channelit + γ5 Xit + δi + δt + εit （5）

其中，ChanneT7sOkgu1MXMWnC10jqLHJklQPZbhve0ImnR8sT8XohU=l 为机制变量，包括流通效率（circ）、分工深化（spe）以及城市间网络效应（con）；ϕ 和λ是重点关注的，若两者皆为正向显著，则证实了数字经济影响全国统一大市场建设的作用机制；其余变量设定与基准回归一致。

1.提升流通效率机制。结合陈宇峰和章武滨的研究，①本文使用超效率DEA模型测度各城市流通效率（circ）。考虑到流通业特点，选取资本存量、劳动投入和公路运输里程作为投入指标，其中劳动投入指标选取各城市批发零售业、住宿餐饮业和交通运输、仓储及邮电通信业三个行业的年末从业人员数总和衡量；资本投入指标采用单豪杰的永续盘存法，②以2004年为基期计算各城市的资本存量衡量。产出指标则选用各城市社会消费品零售总额和公路货运量衡量。

将计算得到的circ 代入模型（4）、（5）进行实证分析。由表6的第（1）、（2）列可得， 数字经济Dig 的估计系数显著为正，即数字经济显著提高了城市流通效率；交互项Dig×circ 的估计系数显著为正，表明流通效率提高确实是数字经济推动全国统一大市场建设的重要渠道，假说2得证。

2.深化专业化分工机制。本文使用范剑勇、Ning等人研究中的Krugman指数作为测算分工深化指标：

其中，i、c、t 分别表示城市、产业和时间；speit 表示i城市t年分工深化指数；Eict 表示i 城市第c 产业t 年的就业人数；Σ j = 1，j ≠ inEjct 表示除i 城市外其他城市第c 产业t 年的就业人数总和；m 代表产业总数（本文中为3，即第一、二、三产业）；n 代表总城市数（本文中为268个城市）。

由表6第（3）列可见，数字经济指数Dig 的估计系数显著为正，即数字经济推动了城市分工深化；由第（4）列可以看出，交互项Dig×spe 的回归系数为0.05且通过了10%的显著性检验，说明数字经济通过深化专业化分工助推全国统一大市场形成，假说3得证。

3.强化城市网络效应机制。本文参考邓涛涛等的研究④使用引力模型估算城市网络强化程度（con），具体计算公式如下：

其中，conijt 表示城市i 和城市j 在t 年的城市网络强化程度；Pit 和Pjt 分别表示城市i 和城市j 在t 年的人口；GDPit 和GDPjt 分别表示i 城市和j 城市t 年的城市生产总值；Tij 为两个城市间的地理距离。

通过式（7）计算得出i 城市与j 城市t 年的网络强化程度后进行加权求和得到i 城市t 年的总网络强化程度（con）。结果如表6第（5）、（6）列所示。显然，数字经济Dig 的估计系数为0.289且在1%的水平上显著，即数字经济发展显著强化了城市网络效应。交互项Dig×con 的估计系数为0.048且通过了5%的显著性检验，说明数字经济发展促进城市网络强化程度，打破了行政边界壁垒，增强城市间联系，从而推动全国统一大市场建设，假说4得证。

（二）异质性分析

1.城市区位异质性。近年来，随着经济中心的南移，南北差距逐渐成为学者们关注的重点。同时自然条件和经济发展等多种因素耦合导致两个区域的市场分割程度不同。基于此，为了探究数字经济发展对全国统一大市场建设的区域差异，本节以秦岭—淮河为界将268个地级市划分为南方城市和北方城市进行分样本检验。由表7第（1）、（2）列可以看出，数字经济显著促进了南方城市统一市场建设，对北方城市统一市场建设的助推作用不明显。原因可能在于：一是南方城市的生产要素集聚程度和经济发展水平更高、政策环境相对宽松，更有利于数字经济功能的发挥；二是南方城市的数字经济具有先发优势，已形成一定规模，对区域间互联互通的促进作用更强，使得整合效应更明显。

2.城市经济发展水平异质性。中国城市间经济发展水平差异较大，通常来说经济发展水平较高的城市地方保护程度较弱，更有利于数字经济的发挥。因此本节根据各城市人均GDP的平均值划分样本，将高于各城市人均GDP均值的城市定义为经济发展水平高的城市，反之为经济发展水平低的城市，回归结果见表7第（3）、（4）列。显然，与经济发展水平低的城市相比，数字经济显著推动了经济发展水平高的城市的统一市场建设。

3.城市规模异质性。城市规模越大，拥有的企业资源越多，城市内部的集聚效应越强。城市间经济集聚程度的不同可能导致城市与周围城市的关系存在差异，从而影响统一大市场建设。本节根据各城市常住人口的平均值划分样本，将城市常住人口高于平均城市常住人口的城市定义为大规模城市，反之则为小规模城市。由表7第（5）、（6）列可以看出，数字经济对大规模城市的统一市场建设的估计系数为0.065且通过了1%的显著性检验，而对小规模城市的统一市场促进作用不明显。

4.数字经济发展异质性。为了进一步研究不同数字经济发展水平对全国统一大市场的推动作用，本节根据各城市数字经济中位数将样本划分为数字经济发展水平高的地区和数字经济发展水平低的地区进行检验。由表7第（7）、（8）列可得，数字经济发展水平越高越能推动全国统一大市场建设。

5.面板分位数回归。前文分析都是基于平均影响效应探究数字经济发展与全国统一大市场建设的关系。本节参考尹志超等人的研究思路，①使用分位数回归的方法进一步分析在统一市场整合度不同分位点上的数字经济的整合效应，回归结果见表8所示。可以看出，在全国统一大市场指数的0.1—0.95分位点上的数字经济都显著促进了全国统一大市场建设，而在全国统一大市场指数的0.05分位点上的数字经济整合效应不显著。此外，在0.1—0.75分位点上，数字经济对全国统一大市场的整合效应呈递增趋势，而在0.9、0.95分位点上的数字经济整合效应有所下降。原因可能在于：当统一市场整合程度比较高时，其进一步提升已较为不易，使得数字经济的助推作用有所下降；当统一市场整合程度很低时，个别城市政府不愿意轻易降低地方保护程度，从而导致数字经济效应不明显。对于这部分城市，中央应提出强制性整改措施，要求各城市政府限期内提高市场开放度，以推进统一市场形成。

五、拓展分析

（一）长期效应

使用数字经济一阶滞后项（Ldig）作为核心解释变量的回归结果显示，数字经济一阶滞后项的估计系数显著为正（见表9第1列），说明数字经济发展对于全国统一大市场整合不仅存在短期效应，还存在长期效应。故本节参考Quinn和Toyoda的研究，①使用Dig 的移动平均值反映长期效应，同时为了回归结果的稳健性，本文估计了2年（mv2_dig）、3年（mv3_dig）、4年（mv4_dig）、5年移动平均（mv5_dig）的结果。由表9 可见，2 年、3 年、4 年及5 年移动平均的数字经济对全国统一大市场的估计系数分别为0.099、0.129、0.153和0.174，且均在1%的水平上显著，证实了数字经济对全国统一大市场建设存在长期助推效应，且存在边际效应递增趋势。随着数字化广度和深度的加深以及数字经济与实体经济的进一步融合与渗透，各城市间的联系越发紧密，随之产生的网络效应使得经济主体的组织边界逐渐削弱，从而显著强化数字经济对全国统一大市场的整合作用。

（二）空间溢出效应

1.模型设定。已有研究证实，数字经济发展对市场一体化建设存在显著的空间溢出效应。②为了进一步研究数字经济与全国统一大市场建设的空间溢出效应，本文采用双向固定效应下的空间杜宾模型（SDM）进行检验。具体模型设定如下：

Integit = τ0 + ρW × Integit + τ1 Digit + θ1W × Digit + τ2 Xit + θ2W × Xit + δi + δt + εit （8）

其中，W 是空间权重矩阵，包括经济距离权重矩阵（W1）和经济地理距离嵌套权重矩阵（W2）③，ρ 代表空间自回归系数，θ1 和θ2 为核心解释变量以及控制变量的空间交互项系数；其余变量设定同基准回归一致。

2.回归结果分析。表10显示，经济地理距离嵌套权重矩阵中的空间自回归系数显著为正，但经济距离权重矩阵中的空间自回归系数为正但不显著，总体上全国统一大市场建设不仅受到周边城市数字经济发展的影响，空间上还存在统一大市场建设的内生交互作用。在经济距离矩阵和经济地理距离嵌套矩阵中，Dig 的估计系数分别为0.037和0.034且都通过了1%的显著性检验，表明在考虑空间效应的模型下，本文的核心结论依然成立；数字经济的空间交互项W×Dig 的估计系数均在1%的水平上显著为正，表明数字经济不仅对本城市市场整合产生促进作用，同时也会对周边区域的市场整合产生正向空间溢出效应。进一步分解发现，数字经济对全国统一大市场建设的直接效应（本地效应）、间接效应（空间溢出效应）及总效应的估计系数均为正且通过了1%的显著性检验，再次验证了数字经济对全国统一大市场建设的空间外溢效应。随着周边城市数字经济的互相影响，推动数据要素的跨时空自由流动，从而增强城市关联，消除空间壁垒，进一步助推全国统一大市场建设。

六、研究结论及政策建议

（一）研究结论

本文基于加快新质生产力形成与经济高质量转型发展的时代背景，使用2005—2021年中国城市层面数据测算了全国统一大市场指数，考察了数字经济如何助推全国统一大市场建设。结果表明：（1）数字经济显著推动了全国统一大市场形成，在利用工具变量法解决内生性问题、重新测算核心变量指标、删除特殊样本、控制高维固定效应及处理异常值后，该核心结论仍然成立。（2）以“宽带中国”战略作为外生政策冲击，构建多时点DID模型和PSM-DID模型，证实了“宽带中国”战略实施显著促进了统一大市场建设，且通过了平行趋势检验和安慰剂检验。（3）机制检验结果表明，数字经济通过提高流通效率、深化专业化分工以及强化城市网络效应助推全国统一大市场形成。（4）异质性分析表明，数字经济对于南方城市以及规模更大、经济发展水平更高、数字化水平更高的城市的市场整合作用更强。此外，面板分位数回归结果表明，总体上国内市场一体化程度越高，数字经济的作用越大；市场一体化程度较低不利于数字经济作用的发挥。（5）进一步分析发现，数字经济对统一大市场形成存在长期效应和边际效应递增趋势。（6）此外，使用城市经济距离权重矩阵和经济地理距离嵌套权重矩阵，构建空间杜宾模型，证实了数字经济存在空间溢出效应，即数字经济发展不仅促进了本城市的市场一体化，还促进了相邻城市间的市场一体化；同时，总体上本区域的市场整合也能够带动相邻城市的市场整合。

（二）政策建议

根据研究结论，本文提出以下政策建议：

首先，政府应该充分抓住数字技术主导的新一轮科技革命的机遇，大力发展数字经济，借助这一新动能积极推进中国全国统一大市场建设，从而推动新质生产力形成、实现经济高质量发展。其一，进一步加大数字基础设施投资力度，推进5G、大数据、人工智能等数字新基建建设，落实数字新基建的普惠性，实现更高水平的数字供给能力，为统一大市场建设及新质生产力形成创造有利条件。其二，制定并落实数字产业发展政策，通过扶持数字创新企业，推动数字产业链发展；同时，积极推动各产业部门合作，促进数字经济与实体产业融合发展，强化数字技术的创新应用，提高市场整体运行效率，促进新质生产力发展。其三，制定并完善数字交易规则及监管体系，保障数据的安全与隐私，提高企业和消费者对数字技术服务的信任，从而充分发挥数据要素价值、扩大数字经济活动，为统一大市场建设及新质生产力发展提供源源不断动能。

其次，充分发挥数字经济对流通效率、专业化分工以及城市网络的积极影响。借助数字技术的低成本、高渗透性、网络性及协同性，破除阻碍商品要素自由流动的市场壁垒，打通国内市场堵点，提高市场流通效率；并以数字网络带动并强化城市网络，促进区域市场互联互通，强化数字经济空间溢出效应，从而扩大市场有效边界，促进全国统一大市场形成。此外，在数字发展背景下，各城市应积极根据自身禀赋优势融入区域分工体系，提高专业化分工水平，避免区域产业趋同，深化区域合作；同时，应积极培养优秀数字人才，增强劳动者的数字技能，提高企业生产效率和创新效率，提高企业专业化分工水平，从而进一步推动市场整合，引领新质生产力发展。

最后，弥合区域数字经济发展鸿沟，增强区域经济发展平衡性。考虑到异质性检验结果，政府应该制定差异化政策，加大对落后城市的政策扶持力度，完善数字基础设施建设，进一步扩大互联网覆盖范围，并积极扶持企业数字化转型，从而帮助落后城市跨越数字鸿沟，享受数字红利，助推全国统一大市场建设，加快新质生产力形成。此外，政府应该积极推进市场化改革，减少行政干预和地方保护，破除市场壁垒，推动要素资源自由流动，为数字经济的市场整合效应发挥及新质生产力形成创造有利环境。

［责任编辑 李宏弢］