外商直接投资改变政府竞争实现市场一体化论文

导语：外商直接投资改变政府竞争实现市场一体化论文一文来源于网友上传，不代表本站观点，若需要原创文章可咨询客服老师，欢迎参考。

编者按：本文主要从引言；长三角地区市场一体化指数；外商直接投资如何影响市场一体化程度；结论四个方面进行论述。其中，主要包括：市场一体化和市场非一体化是同一个问题的两个不同侧面、我国经济改革的过程就是我国经济重新融人全球经济的过程、地方政府间激烈的竞争、中国企业参与国际贸易的途径和方式、外资大举进入使得长三角逐渐嵌入全球价值链生产体系中、国内市场和国际市场之间可能存在着替代效应、差异缩小则说明市场一体化程度提高、相对价格法计算市场—、回归方程及数据说明、计量方法及结果、结果的稳健性等，具体材料请详见。

[摘要]外商直接投资改变了政府和企业的行为模式，从而对市场一体化进程产生深刻的影响。市场替代假说和全球价值链假说对两者之间的关系给出了截然不同的预测。文章在构建长三角地区市场一体化指数的基础上，研究外商直接投资与区域市场一体化之间的关系。研究结果表明，长三角地区的市场一体化水平在不断提高；外商直接投资有助于拓展区域市场一体化进程。最后，文章基于地方政府竞争的角度对实证结论进行解释。

[关键词]市场一体化；外商直接投资；长三角地区

一、引言

近年来，长三角市场一体化发展的趋势备受瞩目，对其成因的讨论也越来越被学界和政府所广泛重视。事实上，市场一体化和市场非一体化（市场分割）是同一个问题的两个不同侧面，两方面的研究相互联系。自Young(2000)以来，众多文献试图解释市场非一体化的原因。例如，林毅夫、刘培林(2004)强调赶超战略在各地区的延续带来地方保护。陆铭等(2004)从地区分工收益的策略性考虑的视角论述了市场分割的优势，其进一步的实证还表明适度分割有利于经济增长（陆铭等．2009）。周黎安(2004)认为地区间缺乏合作根源于“基于相对绩效的考核制度”。这些关于市场分割的原因探讨可以归结为地方政府和其支配的国有企业这两股力量，认为这两股力量加强则带来市场非一体化，减弱则有助于市场一体化。

然而，已有的关于市场一体化文献对外商直接投资的市场一体化效应缺乏足够的重视。毋庸置疑，我国经济改革的过程就是我国经济重新融人全球经济的过程，而实现重新融人的一个重要途径是大量引入外商直接投资。外商直接投资一方面导致了地方政府间激烈的竞争，另一方面也影响着中国企业参与国际贸易的途径和方式；从区域经济层面上来看，外商直接投资还带来了地区间的技术外溢和转移。因而外商直接投资对区域市场一体化进程具有重要的影响。对于我国长三角地区来说，其外商直接投资水平位居全国先列。外商直接投资给长三角地区带来了翻天覆地的变化（洪银兴、刘志彪，2003）。因此，考察长三角的市场一体化进程，忽视外商直接投资因素的研究结论很可能存在偏误。

外商直接投资到底如何影响市场一体化进程？基于已有的研究可以归结为截然不同的两种假说：首先是价值链假说，即从宏观上来看，外资大举进入使得长三角逐渐嵌入全球价值链生产体系中。由于嵌入的主要方式是进行加工制造，长三角在全球价值链中仍然处在低端环节，并具有“依附经济”的特征（刘志彪，2007）。因此，长三角只能被动地接受全球价值链的治理。全球价值链治理以效率提高为标准（Kaplinsky，2000），其以利润为导向的资源配置方式很可能带来各地区参与分工的深化，以及各地区专业化的形成，从而客观上提高了长三角的市场一体化程度。第二种假说是市场替代假说，即从微观上来看，对于以外商直接投资作为载体的各类外资企业而言，国内市场和国际市场之间可能存在着替代效应（黄玖立等，2006）。在国际贸易的规模经济效应得到青睐的同时，国内市场的规模经济被抛弃，这将加剧国内市场的分割水平（陆铭等，2009）。因此，理论分析并不能给出一致的预测，这就需要我们基于实证分析对外商直接投资与市场一体化之间的关系进行检验。

本文将在构建长三角16城市市场一体化指数数据库的基础上分析外商直接投资与市场一体化之间的关系。对于长三角地区而言，实证分析的结论推翻了外资进驻加剧市场分割的观点。换言之，外商直接投资有助于市场一体化进程。对此，本文的结论部分给出了一个基于政府竞争行为的解释。

二、长三角地区市场一体化指数

由于没有现成的长三角地区的市场一体化指数数据，我们在这部分将构造一份可以反映长三角地区2001至2007年间16个城市的市场整合程度的面板数据库。计算市场一体化指数的常见方法有生产法、贸易法、经济周期法和相对价格法（余东华、刘运，2009）。考虑到如下两点原因，本文选用相对价格法：首先，其它方法尽管可以反映市场一体化程度变化，但往往受到很多非市场的干扰因素，干扰因素比较难控制；其次，由于数据的限制，其它方法都难以形成城市层面的面板数据。

相对价格法的基本出发点是通过区域之间商品价格的差异来度量市场一体化程度。如果差异缩小则说明市场一体化程度提高。相对价格法被认为是一种较好的计算市场一体化程度指数的方法，是因为“市场一体化意味着价格信号在空间上分散的市场间平滑地传递”（Goletti等，1995）。Sam-uelson(1954)的“冰川”（iceberg）成本模型为相对价格法奠定了坚实的理论基础，该模型表明由于交易成本的存在，两地的价格P：和P，最终不可能完全相等，既可能同升同降，也可能一升一降，只要相对价格p，/p，的取值不超过一定的区间，均可认为两地之间的市场是一体化的。在此基础上，Parsley和Wei(1996，2001)开拓了以相对价格的方差变动来衡量市场一体化程度的新方法。如果方差随时间变化而趋于收窄，则反映出相对价格波动的范围在缩小，“冰川”成本降低，市场一体化程度在提高。相对价格法被广泛用于计算市场一体化程度，如Goletti等(1995)以及Poncet(2005)运用这种方法研究了大米等农产品市场的整合程度；Parsley和Wei(2001)、范爱军等(2007)以及桂琦寒等(2006)，运用这种方法对包含多类商品的综合市场进行了市场一体化程度的度量。应用于综合市场的研究凸显出价格法的另一个优点，即价格法可以收集较多的信息，能够全面考察市场的一体化程度。

相对价格法计算市场—。体化指数首先需要各类商品的价格指数。《长江三角洲和珠江三角洲地区统计年鉴》为我们提供了长三角地区16城市的居民消费价格分类指数数据。该统计年鉴开始于2003年编写，最早的价格数据追溯到2000年，但由于2000年数据不完整，实际选择的样本区间只能是2001-2007年。统计年鉴上商品分类价格指数包含8类：食品、烟酒及用品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健和个人用品、交通和通讯、娱乐教育文化和居住。由于烟酒及用品类数据不完整，我们实际选择了除此之外的7类商品作为计算长三角地区市场一体化程度的原始数据。

类似于Parsley和VVei(2001)，范爱军等(2007)以及桂琦寒等(2006)，我们分四个步骤来计算该指数：第一步，对长三角16城市两两配对皇选择同分类价格指数做相对价格的差分△Q并取其绝对值得到1△Qk。计算差分的方法利用如下公式，这种方法既利用了统计年鉴上提供的商品环比指数，又通过取对数的方法缓和了异方差和偏态性。

上述公式中，k表示第k类商品。通过取绝对值可以消除同一配对组中两个城市的置放顺序的影响。在做完第一步后得到了7类商品120个(C216)配对组城市7年度共计5880个(7x120x7)差分形式的相对价格数据。第二步，对1△Qki，1采用去均值的方法剔除各分类商品固有的异质性（Parsley和Wei，1996）的影响得到qk第三步，计算qij,的方差var(qi)，共可得到840个观测值(120x7)。var(qit)衡量了价格波动的范围，波动范围越大，市场一体化程度越低。第四步，把方差按城市合并得到各城市的市场一体化指数，共有112个观测值(16x7)，其中合并的方法是计算一个城市与其他所有城市方差的平均值。

表1反映了采用相对价格法计算出来的长三角地区16城市2001-2007年市场一体化指数。由于该指数反映了价格方差的大小，所以指数越大表示市场一体化程度越低，指数越小表示市场一体化程度越高。图1中的点是根据历年数据得到的长三角地区市场一体化指数的平均值，拟合的曲线反映出总体程度下降，说明长三角地区市场一体化程度呈上升趋势。

三、外商直接投资如何影响市场一体化程度

（一）回归方程及数据说明

基于已有文献对相关影响因素的探讨，本文采用如下的回归方程：

MFit=po+p1.fdit+p2.gov+p+soe+pd.dis+o

回归使用的样本是长三角16城市2001-2007的面板数据，采用面板数据的一个好处是可以通过差分消除不随时间变化的未考虑冈素的影响。方程左边为被解释变量，MF代表市场一体化程度。方程右边为一系列解释变量，fdi代表外商直接投资水平，为缓和可能的异方差，这里采用其对数值；gov代表政府消费占CDP的比例，遵循文献通常做法政府消费剔除了教科文卫支出，该指数反映了当地政府对经济的干预程度；soe代表国有及集体企业职工人数占总职工人数的比例，该指数反映了地区经济的国有化程度；dis代表i城市到其他城市的平均距离，这里也采用其对数值；o和s分别表示与截面相关的未观察因素和随机误差项。外商直接投资和政府消费的原始数据来自《长江和珠江三角洲及港澳台统计年鉴》（2003-2007年），职工人数比例的原始数据来自《中国区域经济统计年鉴》（2001-2007年），平均距离的原始数据来自Coogle地图查询出的城市之间距离。所有变量数据的描述性统计如表2所示。

（二）计量方法及结果

由于o为未观察因素，其可能与其它解释变量相关，OLS方法将导致系数的估计偏误。因此，本文的计量方法首先分别采用随机效应和固定效应模型，估计结果分别见表3中的re及fe栏。Breusch-Pagan检验的结果表明模型不存在异方差，Hausman检验结果表明应选择固定效应模型进行估计。因此，需要关注的是fe栏目报告的结果。其中，最为关注的fdi的系数为负，并且通过了显著性l%的显著性检验。这说明外商直接投资带来了MF下降。前文提到MF为反向指标，MF下降则表示市场一体化程度提高。闪此，关于外资带来长三角市场分割加剧的观点不能成立，从而支持了外资可以增进长三角地区市场一体化进程的观点。

其他的变量中，政府消费因素为正，未通过显著性检验；职工比例因素为正，并且通过了显著性检验。这说明经济的同有程度越高，市场非一体化程度越高（MF上升），符合通常的认识。由于不随机时间变化的变量在固定效应模型中被差分消除，所以距离因素未能出现在fe栏目的估计结果中，但是随机效应表明城市之间的距离越近，区域市场一体化程度越高。

（三）结果的稳健性

考虑到结果的稳健性问题，本文进一步采用了自抽样法(bootstrapmethod)和工具变量法进行参数估计，分别报告在表2的febs栏目和ivfe栏目中。自抽样法下fdi的系数为负，并通过5%的显著性检验。工具变量法中选择的工具变量是fdi的滞后一期(fdi滞后一期和不滞后的相关系数为0.983)，得出的fdi的系数仍然为负，并通过了1%的显著性检验。固定效应模型、自抽样法和下具变量法所估计出的fdi的系数值分别为-1.776、-1.776和-1.53，这三个系数值非常接近，都具有显著性。因此，外资提高长三角市场一体化的判断具有较强的稳健性。

四、结论

对于长三角地区的市场一体化进程而言，外商直接投资是关乎全局的变量。这个变量的影响如何，理论分析尚不能给出一致的答案。本文在构建了长三角16城市市场一体化指数数据库的基础上，采用多种计量方法得出一致的结论：外商直接投资提高了长三角地区市场一体化的程度。在既往的研究中，冯帆、杨忠（2008）比较长三角、珠三角以及京三角（京津唐地区）三个区域外商直接投资水平的差异，以及三个区域一体化的程度差异不同，从而认为外商直接投资对区域一体化中具有促进作用。该研究在一定程度上也支持了本文的结论。

与第一部分提出的两种假说不同，我们基于地方政府的角度对本文结论给出的解释是，外商直接投资改变了地方政府的竞争行为。在封闭经济的情况下，正如沈立人和戴园晨(1990)以及Young(2000)所言，地方政府为了自己的利益防止稀缺的经济资源外流，实施地方保护主义。以外商直接投资为主要形式的经济开放改变了政府的行为模式，即外来资本降低了地方政府在进行经济锦标赛中的资金约束，区域内部的合作相对于竞争而言，更有助于促进本地区的经济增长。这种解释即融合了全球价值链假说关于全球市场下合作的重要性，也融合了市场替代假说关于国内外市场之间的可替代性解释，即国际资金和市场的重要性缓解了地方政府依赖于区域保护来发展经济的政策选择。市场的一体化与非一体化，从根本上讲，是个政策问题，因而，基于政府行为模式变化的解释更加有力。可以预见的是，随着产业在国际和国内以及从东部向中西部的转移，不同省份之间进行区域合作的收益会增加，市场一体化程度会增强，而开放带来的分割则可能是经济一体化进程中的一段插曲。