行政权分割、市场分割与城市经济效率——基于计划单列市视角的实证分析-金祥荣.pdf

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1、 经济理论与经济管理 2017年第3期* 金祥荣、赵雪娇,浙江大学经济学院,邮政编码: 310027,电子信箱: liangzi2943 163. com。本文得到国家自然科学基金项目( 71373235)的资助,感谢匿名评审人提出的修改意见,笔者已做了相应修改,本文文责自负。行政权分割、市场分割与城市经济效率* 基于计划单列市视角的实证分析金祥荣 赵雪娇提 要 针对计划单列市经济发展的特殊表现,本文利用2001 2015年市级面板数据,使用系统GM M方法,实证分析了行政权分割、市场分割对城市经济效率的影响。本文研究发现: ( 1)行政权分割抑制了城市间的溢出效应,省会作为省内中心城市对其他

2、城市的经济效率具有正向溢出效应,而对计划单列市则呈现抑制作用; ( 2)市场分割对经济效率的影响呈现非线性关系,即在初期其有利于经济效率的提升,但超过一定门槛值后将会导致经济效率下降。关键词 计划单列市;行政权分割;市场分割;经济效率一、问题提出改革开放近40年来,中国经济的快速增长始终伴随着各项改革的深入推进,经济主体的市场化改革是“中国经济奇迹”出现的重要助推力量。党的十一届三中全会以后,以家庭联产承包责任制为核心的农村经济体制改革取得了巨大的成功,使中央得以顺利着手进行城市经济体制改革,城市计划单列是其重要突破口。计划单列市是指某些城市享受省级经济管理权限,在国家计划中单列户头,其经济和

3、社会发展各项计划全面单列,直接纳入全国计划综合平衡、统筹安排,并直接参加全国性的各种经济活动。因此,计划单列市不再受到省级政府平衡各市发展的制约,享有更高的经济政治地位,拥有自主统筹安排全市经济、社会发展的权限。在对中国现有五个计划单列市的数据分析中,笔者观察到一个有趣的现象:在2012年以前,除了宁波与杭州两市的经济增速基本持平外,其他三个计划单列市的经济增长速度均高于对应省会城市;但这种情况在2012年前后出现转折,即五个计划单列市的经济增速2012年后均低于对应省会城市。计划单列市最显著的特征就是与所在省和省内其他各城市间的行政权分割,本文所说的行政权分割与行政分权不同,行政分权或放权通

4、常是指基于中央与地方关系的一种自上而下的权力分配,而行政权分割是指基于平行关系的地区间在行政权力上的相互分割。行政权分割对经济效率的影响在学术界并未形成定论,由于现实中多种作用机制的相互交叠,在不同时期,不同区域,两者之间的关系差异巨大。一方面,行政权分割使得地方政府拥有更多的经济管理权限,对当地经济的干预能力明显增强,因此奥茨( Oates) 、周黎安、史宇鹏等学者的研究从政策匹配、行政效率、地方政府财源和晋升激励、寻租成本等角度解释了行政权分割有利于地区经济效率的提高; 1 2 3另一方面,一些学者认为行政权分割会由于地区政府盲目扩大投资、攀比速度、竞争资源、区域间缺乏统筹协调等弊端导致经

5、济效率的损失,从而不利于区域经济增长。 4其他关于分权与经济发展的文献主要集中在对财政分41 万方数据经济理论与经济管理 2017年第3期 权影响的研究,达乌迪和邹( Davoodiet and Zou) 、雅佳( Akai)都用美国本土数据为样本研究财政分权对地方经济增长的作用,但他们得出了相反的结论。 5 6希尔本( Thieben)研究发现分权与经济增长存在着倒U型非线性关系; 7李杰等人( Li etal)认为财政分权是导致区域经济失衡的重要原因之一。 8张涛和邹恒普利用中国省级面板数据得出财政分权不利于地方经济增长的结论; 9林毅夫和刘志强认为分权通过提高资源配置效率促进了中国经济增

6、长; 10而张晏和龚六堂认为分权对经济增长的影响存在显著的跨时差异和地区差异。 11有别于把财政分权作为行政权分割的单一指标,周业安和章泉加入了市场化进程这一指标,而龚锋和雷欣构建了多维分权衡量指标体系从而丰富了分权的指标构建方法。 12 13有关市场分割与经济效率的文献主要集中在导致市场分割的原因、指标的测算和其对经济增长的影响三个方面。杨( Young)认为地区性保护政策是地区经济发展不平衡的关键; 14银温泉和才婉茹认为,在分税制财政框架下,地方政府有很强的保护本地企业激励机制,这导致市场分割; 15周黎安证明晋升机制导致了地方保护主义和重复建设。 2朱希伟等人从国际贸易的角度论证了市场

7、分割对经济增长的抑制效应; 16桂琦寒等人在“价格法”基础上,利用1985 2001年商品价格指数数据测算了中国商品市场分割程度,认为整体上趋于整合; 17陆铭和陈钊在“一价定律”的框架下构建了测算市场分割程度的指标,从实证角度证明市场分割与地区经济增长之间存在倒U型关系; 18祝树金等人从市场分割导致的技术效率差距分析了市场分割在短期和长期对经济增长的不同影响; 19黄新飞等人利用长三角15个城市224个市场37种农产品的161个周度价格和成本数据证明市场分割具有明显的边界效应; 20刘小勇引入空间联系将市场分割对经济增长的影响分为当期效应和回响效应,同时又分为直接效应和溢出效应,证明市场分

8、割对经济增长存在跨期差异性。 21计划单列市在现有学术性文献中少有涉及,与本文讨论主题相似但结论不同的有史宇鹏和周黎安的研究,他们认为中国经济改革始于对地区的放权,实证上证明放权有利于计划单列市提高其经济效率。 3陈娜和张旭昆利用熵权法和因子分析法测算了5个计划单列市的经济发展水平。 22综上所有文献,笔者发现: ( 1)对于行政权分割与经济增长的关系并未得出一致的结论,在理论分析、数据选取、指标的设定等方面有待更深入的研究; ( 2)行政权分割是导致市场分割存在的主要原因得到了学术界基本一致的认可,但在市场分割指标的测算上还有进一步讨论的空间,市场分割对于经济增长有何种影响还存在争议; (

9、3)目前还没有文献以计划单列市与所在省份及省内各城市间存在行政权分割、市场分割的逻辑,分析这些因素对城市经济效率的共同影响。与以往文献不同,本文的创新点有: ( 1)创新性提出行政权分割的概念,利用计划单列市这一特殊制度安排作为自然实验,为测算分割与城市经济发展的关系提供了更全面的分析框架; ( 2)结合新经济地理理论,加入了空间关联因素的影响,分析了省会中心城市对计划单列市和对省内其他城市溢出效应的差异; ( 3)在衡量指标选取上,本文扩展了市场分割指数的测算方法,并用经济效率替代GDP增长率作为城市发展的衡量指标,更加客观地反映了一个地区经济增长的质量和可持续性;( 4)本文得出了与“分权

10、促进经济增长”不一致的结论,认为行政权分割、市场分割在一定程度上会限制经济效率的提升,从而在政策制定上提出了建设性意见。二、直观分析与指标计算(一)现象描述与城市经济效率测算计划单列市不再受省一级政府的直接管辖,不需要受到省级综合平衡的制约,从而享有更自主的经济社会发展权限。这种权力配置方式促使其成为一个工业门类齐全、交通运输发达、商贸服务活跃的大型城市。中国现有的五个计划单列市为大连、青岛、宁波、厦门、深圳,与它们所在省对应的省会城市分别为沈阳、济南、杭州、福州、广州。通过直观数据可以观测到,虽然2000年以来五个计划单列市的人均GDP水平均高于其所在省的省会51万方数据 经济理论与经济管理

11、 2017年第3期城市(其中宁波与杭州基本持平) ,计划单列市的GDP增速在2012年之前也明显高于省会城市,但近年来,它们的GDP增速明显下滑,并低于对应的省会城市。图1给出了2001 2015年五个计划单列市与省会城市GDP增速均值的比较。虽然行政权分割、市场分割导致了计划单列市形成“封闭型自我循环”的发展模式,最终对经济增长形成制约,但是GDP增速的下滑并不能完全归因于经济发展受到制约。一方面,这可能与中国经济由出口依赖向内需导向的转型以及计划单列市均为港口城市有关;另一方面,单纯地从人均收入、 GDP总量及其增速等指标难以客观反映一个地区经济增长的真实情况。因此,本文除需要控制港口城市

12、外向型经济的特征外,还必须找到能够衡量经济增长质量和可持续性的其他指标。2520151050200120022003200420052006200720082009201020112012201320142015 , EU %U图1 20012015年计划单列市与省会城市GDP增速均值对比资料来源:历年的中国城市统计年鉴 。全要素生产率是学术界普遍认为的评价经济增长质量的关键指标与重要方法,因此,评价一个地区的经济效率,应从全要素生产率入手,从而识别经济增长绩效深层次的形成动因与要素。关于不同地区全要素生产率的定量测算,国内外学者做出了卓有成效的贡献,全要素生产率的核算方法大致可分为两类,即增

13、长核算法和经济计量法。 23 24 25 26此后,随着人们对绿色经济增长的深入认识,资源环境因素被纳入到全要素生产率的测算框架。本文综合了李兰冰等人及王恕立等人的做法, 27 28 29以地区生产总值作为合意产出,以二氧化碳排放量、二氧化硫排放量和废水排放量作为非合意产出,以劳动、资本和能源消耗作为投入指标,使用M almquist- Luenberger指数法,构建了以实现要素生产率评价为基础的生态全要素生产率的测度方法。本文利用2000 2015年市级面板数据,对计划单列市和对照省会城市的生态全要素生产率进行测算。通过计划单列市与对应省会城市全要素生产率均值的对比(见图2) ,本文发现近

14、年来计划单列市的全要素生产率出现下滑并在2012年前后低于其对应的省会城市。因此,探究计划单列市经济效率下降的原因是本文关注的焦点。14121086420200120022003200420052006200720082009201020112012201320142015 , 2* ( U %U图2 20012015年计划单列市与对应省会城市全要素生产率均值对比资料来源:笔者根据历年中国城市统计年鉴计算得出。(二)市场分割指数测算在区域经济一体化可以带来规模经济效应的今天,由于制度设计等原因,中国仍然面临着严重的市场分割,特别是拥有特殊政治、经济地位的计划单列市,在享有副省级地方经济管理权限

15、的同时,与周边地区特别是本省内的其他地区市场的分割程度不断加剧。关于市场分割指数的测算方法,根据现有学者的研究大致可以分为四类:即“生产法” 、“贸易法” 、 “专业化指数法”以及“价格法” 。经过对比分析,基于价格信息来衡量市场整合程度的“价格法”更能客观反映现实世界中市场分割程度的实际情况。然而桂琦寒等人以及陆铭和陈钊的方法中仅使用了零售商品价格指数作为主要测算指标,其测算出的市场分割指数主要反映地区间商品市场的分割程度,没能反映导致地区间经济差异不断扩大的要素市场分割程度。 17 18因此,本文在“价格法”的基础上,即在包含时间、地点、商品种类三个维度的面板数据中,加入了要素价格 平均工

16、资作为衡量市场分割程度的一个重要因素,即在以t表示时间、 m表示地点、 k表示商品的三61 万方数据经济理论与经济管理 2017年第3期 维面板数据( t m k )的k中加入了劳动力要素,即P k除包括9类商品价格外还包括劳动力价格水平,具体计算方法如下: Qkij , t = ln Pki, tP kj , t - lnP ki, t- 1P kj , t- 1= ln Pki, tP ki, t- 1 - ln (P kj , tP kj , t- 1 ) ( 1) 本文根据桂琦寒等人“价格法”计算市场分割指数所选取的9类商品包括:粮食、鲜菜、饮料烟酒、服饰鞋帽、中西药品、书报杂志、文化

17、体育用品、日用品及燃料。 17式中, Qkij , t为以差分形式表示的在t年份i和j两地商品k的相对价格指标,依次对五个计划单列市与所对应的省会城市逐年计算不同商品及劳动力之间价格变动平均值的差分形式方差Var Qij , t( ) ,即可得到五组城市间14年的方差时序数据。在计算过程中,为避免符号差异本文取相对价格指标的绝对值 Qkij , t进行计算,此外,本文使用去均值法剔除 Qkij , t中由商品异质性导致的不可加效应,即设 Qkij , t由 k和 kij , t两项组成, k仅与k的种类相关, kij , t与i和j两地特殊的市场环境相关,在给定年份t 、给定种类k的 Qkt在

18、五组城市间求平均值 Qkt ,再分别用这五个 Qkij , t减去该均值,以消去 k项,即 Qkij , t - Qkt = k - - k( ) + kij , t - - kij , t( ) ,令q kij , t = kij , t - - kij , t = Qkij , t - Qkt ,最终用以计算方差的相对价格变动部分是q kij , t ,计算其方差Var( q kij , t ) ,再逐年求得每组计划单列市与省会城市之间价格方差的均值Var( q ij , t ) ,即可得出五个计划单列市与所对应的省会城市间2001 2014年市场分割指数(为后续计算方便,市场分割指数由百

19、分比形式给出,见表1) 。三、机理分析与实证方法(一)机理分析计划单列市的特殊之处源于其在经济和行政两个维度上拥有的特别权限。在经济维度,设立计划单列市之初,其本意是在计划经济体制时代,国家表1计划单列市20012014年市场分割指数( % )年份杭州宁波沈阳大连济南青岛福州厦门广州深圳2001 0. 215 0. 406 0. 110 0. 310 0. 2542002 0. 398 0. 331 0. 314 0. 257 0. 4012003 0. 213 0. 224 0. 343 0. 367 0. 3342004 0. 288 0. 420 0. 268 0. 593 0. 202

20、2005 0. 593 0. 246 0. 221 0. 423 0. 4932006 0. 219 0. 319 0. 432 0. 459 0. 3232007 0. 353 0. 421 0. 323 0. 571 0. 5442008 0. 264 0. 344 0. 402 0. 357 0. 4542009 0. 327 0. 458 0. 345 0. 366 0. 6742010 0. 263 0. 392 0. 416 0. 422 0. 4602011 0. 371 0. 215 0. 499 0. 399 0. 3552012 0. 431 0. 611 0. 718 0

21、. 514 0. 4372013 0. 372 0. 480 0. 639 0. 543 0. 5792014 0. 548 0. 568 0. 795 0. 616 0. 682资料来源:各市统计年鉴数据经笔者计算得出。针对特定地区在进行生产、资源分配以及产品消费等各方面的计划时,打破原有的行政隶属关系,对其单列户头,分配调拨计划指标。在行政维度,其设立之初并未对行政级别做明确解释,直到1985年国务院办公厅转发体改委、国家计委关于继续落实和完善七城市计划单列工作报告的通知对计划单列市的权限进行了明确说明, “计划单列市和省级计划单位一样,拥有省级经济管理权限,在国家计划中单列户头,其经济和

22、社会发展各项计划全面单列,直接纳入全国计划综合平衡、统筹安排,并直接参加全国性的各种经济活动。 ”随着改革开放的不断深入,市场在资源配置中的主导作用不断强化,同时,作为“沿海开放城市”的五个计划单列市在开放之初优先享有的一系列优惠政策也随着全面对外开放而拓展到内陆各省市,因此,计划单列市在经济维度的特别权限和优势地位越来越弱化。与此同时,随着区域发展一体71万方数据 经济理论与经济管理 2017年第3期化程度越来越高,区域间要素资源如资本、劳动力的自由流动越来越频繁,知识溢出效应凸显,基于规模效应和功能分工的区域间协作发展不断提升,计划单列市与对应省会及周边其他城市间存在行政权分割的事实在一定

23、程度上阻碍了其融入地区经济一体化的发展进程。因此,导致计划单列市经济效率下滑的内在逻辑是:其在经济特殊权限上优势效应弱化和行政特殊权限所带来的抑制效应强化两个作用力的共同影响下出现了效率损失。行政权分割对经济效率的抑制效应体现在以下两个方面:一是行政权分割加剧了地方政府间的竞争。由于计划单列市与对应省会城市经济发展阶段趋同,受晋升激励、争夺资源等因素影响,经济相似的城市间竞争更为激烈,使得地方政府更偏向于保护本地经济发展。因此,计划单列市有很强的激励机制去引导和发展本地企业,利用自身较好的产业基础和政策优势在其内部形成产业种类齐全但规模相对较小的“小而全”的生产体系,从而抑制了当地企业跨地区的

24、经济交流,导致商品和要素市场分割,资源配置扭曲,最终造成效率损失。另一个是从空间关联的视角出发,由于计划单列市所在省失去了对其的指挥权和发展权,在行政权分割的制度设计下,省级政府更会用激励机制去保护省内其他城市发展,在仍属省内统一协调的资源分配上更偏向于省内其他城市,堵住了计划单列市与其他城市融合发展的趋势,从而导致计划单列市和周边其他城市间资本、劳动力、技术等要素的自由流动受限,区域间正向溢出效应难以释放,在一定程度上阻碍了经济效率的提高。 “小而全”的生产体系和行政权分割、市场分割的外部环境导致计划单列市最终进入“封闭型自我循环”的轨道,使得经济效率持续下降。(二)实证方法根据上述分析,本

25、文基本回归模型如下:prod it = + 1 SE it + 2 CEN jt+ X it + it ( 2)对于面板数据而言,本文需要控制个体效应和时间效应两类非观测效应。通常的OLS回归将导致解释变量系数的估计偏误,本文经过Hausman检验支持了固定效应模型( fixed- effec model) ,因此,计量模型如下:prod it = + 1 SE it + 2 CEN jt+ X it + t + i + it ( 3)式中,下标i表示第i个城市; t表示第t个年份;prod it表示城市i在第t年的经济效率; SE表示市场分割程度; CEN jt表示与城市i临近的中心城市j在

26、t年的经济发展水平,用来测度省内中心城市对计划单列市的溢出效应;控制变量X包含了地区i的一系列特征因素,包括经济发展水平、外商直接投资、人力资本水平、创新能力、基础设施、人口密度、政府规模等; t和 i分别为年份哑变量和城市哑变量,用以控制年份和城市的固定效应; 是常数项; 1 , 2和是估计系数; it为随机扰动项。本文使用固定效应模型对式( 3)进行估计,后续分析重点关注 1和 2的符号及显著性。关于控制变量的选择,主要基于以下考虑:( 1)经济发展水平会影响一个地区的经济效率,相比于经济发展落后的地区,经济发达地区往往具有更高的经济效率水平。 ( 2)经济开放程度会影响一个地区的经济效率

27、,主要体现在国际贸易和外商直接投资( FDI)两个方面,国际贸易决定了城市经济的外向型程度,而FDI则代表了国外资本的本地化水平,两者均会从城市内部产业组织结构和企业竞争能力等方面影响城市经济效率的实现。( 3)人力资本水平和创新能力,新经济增长理论认为,生产效率的提高主要依靠技术进步,技术进步的衡量指标包括以“干中学”为主要特征的人力资本积累和创新能力。 ( 4)城市的基础设施、人口密度、政府规模等特征性因素也会影响经济效率的实现。此外,经济增长的实质是人均意义上的经济增长,相应地,对于解释变量中所涉及的指标,本文都采取了人均水平。根据现有关于经济增长与经济效率的实证研究文献,本文还要考察滞

28、后一期的经济效率水平( prodit- 1 )是否影响当期的经济效率。与此同时,考虑到商品市场分割指数测算方法可能导致与经济效率间的内生性问题,参考陆铭和陈钊的做法 18 ,本文将解释变量中的市场分割指数滞后一期并将其滞后一期的平方项也作为解释变量。计量模型如下:81 万方数据经济理论与经济管理 2017年第3期 prod it = + 1 prod it- 1 + 1 SE it- 1+ 2 SE 2it- 1 + 3 CEN jt + X it+ t + i + it ( 4)最后,式( 4)构成了一个动态面板问题。显然,在动态面板数据模型中,由于解释变量含有被解释变量的一阶滞后项,从而与

29、扰动项相关,以及解释变量与被解释变量双向因果关系的存在导致内生性问题,最终使得OLS法带来“动态面板估计偏误”的不良结果,因此本文使用系统GM M方法对上述动态面板模型进行估计。由于本文设定的动态面板数据模型中还包括其他控制变量( X it ) ,因此在估计过程中还需对这些变量进行分类,即识别出内生变量和外生变量。本文将创新( inno )作为满足严格外生的前置解释变量,而人均GDP的对数( lnpgdp )作为内生解释变量,当然,为了避免可能存在的异方差的影响,参数估计值均报告稳健标准差。(三)变量设定与数据说明变量说明见表2,其中,核心解释变量城市的“经济效率” ( prod )本文使用本

30、文第二部分计算得到的城市全要素生产率表示; “市场分割指数”( se)使用本文第二部分计算得到的数据表示; “中心城市经济发展水平” ( cen)使用中心城市的GDP表示。其他控制变量: “经济发展水平” ( lnpgdp )使用人均GDP取自然对数; “经济开放度”( open)使用FDI占GDP的比重; “人力资本”( edu)用受教育水平即该地区每万人中高等学校在校人数来表示; “创新能力” ( inno )使用专利申请量取对数; “基础设施” ( inf )由城市道路人均占有面积作为代理变量,即按城镇人口计算平均每人拥有的道路面积; “政府规模” ( gov )由政府支出占GDP比重来

31、表示政府对经济干预程度的差异。表2主要变量说明变量名变量说明变量名变量说明prod城市全要素生产率edu人力资本水平:每万人高等教育在校人数se市场分割指数(百分比) inno创新能力:专利申请量取对数cen中心城市经济发展水平: GDP取对数Inf基础设施:城市道路人均占有面积lnpgdp人均GDP取对数lnpop总人口取对数open经济开放度: FDI/ GDP gov政府规模:政府支出/ GDP本文数据包括中国五个计划单列市、对应省份的省会城市和其他城市共72个城市2001 2014年的面板数据,其中,专利数据来自于国家知识产权局官方网站的统计报告,其他数据来自各省、市不同年份的统计年鉴

32、和中国城市统计年鉴 。时间跨度主要考虑到统计口径与数据可得性,选取了2001 2014年共14年数据。表3给出了主要解释变量的描述性统计,其中商品市场分割数据( se )由第三部分计算得出,用来衡量市场分割对计划单列市经济效率带来的影响;反映创新能力的专利申请量数据只包含计划单列城市和省会城市(受知识产权局官方数据可得性限制) 。表3主要解释变量的描述性统计变量名样本量均值方差最小值最大值prod 1 008 1. 033 2. 520 0. 025 74. 799cen 1 008 17. 267 0. 695 16. 069 18. 725lnpgdp 1 008 10. 006 0. 7

33、80 7. 805 11. 932open 1 008 0. 005 0. 005 0. 000 0. 058edu 1 008 0. 064 0. 016 0. 023 0. 143inf 1 008 10. 510 6. 961 1. 150 64. 000lnpop 1 008 5. 876 0. 557 4. 303 6. 988gov 1 008 0. 094 0. 045 0. 003 0. 277se 70 0. 371 0. 166 0. 093 0. 839inno 140 9. 088 1. 197 6. 990 11. 33191万方数据 经济理论与经济管理 2017年第

34、3期四、实证结果分析(一)计划单列市经济效率影响因素分析表4报告了2001 2014年间中国五个计划单列市经济效率影响因素的实证结果,分别列出了OLS和系统GM M得出的结果,由于传统的OLS方法无法控制不可观测的个体效应从而带来估计偏误,因此本文重点关注以系统GM M ( SYSGM M )模型估计的结果。表4中列( 2) 、列( 4)和列( 6)分别报告了使用系统GM M模型针对两个关键变量和增加了控制变量后的回归结果。表4行政权分割、市场分割与经济效率回归结果变量( 1)OLS( 2)SYSGM M( 3)OLS( 4)SYSGM M( 5)OLS( 6)SYSGM Mprod _ 1-

35、 0. 191( 0. 152)- 0. 364* *( 0. 125)- 0. 035( 0. 169)- 0. 335* * *( 0. 003)- 0. 125( 0. 037)- 0. 317* *( 0. 114)se 0. 032*( 0. 015)0. 072* * *( 0. 025) 0. 028( 0. 016)0. 064* * *( 0. 010)se 2 - 0. 023*( 0. 011)- 0. 054* *( 0. 019) - 0. 049* *( 0. 017)- 0. 037* * *( 0. 002)cen 0. 037* *( 0. 014)- 0.

36、803* * *( 0. 104)0. 061* *( 0. 033)- 0. 796* * *( 0. 110)inno 0. 067* * *( 0. 0421)0. 012* *( 0. 007)lnpgdp - 0. 061*( 0. 055)1. 612* * *( 0. 433)open 1. 703* *( 0. 856)3. 159*( 2. 320)edu 0. 979* * *( 0. 025)0. 690* * *( 0. 013)inf 0. 003* *( 0. 001)0. 008* * *( 0. 002)lnpop - 0. 227* * *( 0. 086)-

37、 1. 389* * *( 0. 422)gov 1. 109* *( 0. 817)- 1. 542* *( 0. 994)常数项0. 911* * *( 0. 152)1. 194( 1. 013)0. 299* * *( 0. 043)0. 241* *( 0. 097)- 0. 643( 0. 913)1. 037( 1. 192)观察值70 70 70 70 70 70R 2 0. 173 0. 184 0. 146 - AR ( 1)检验P值 0. 202 0. 196 0. 173AR ( 2)检验P值 0. 596 0. 613 0. 579Sargan 19. 75( 1.

38、000) 21. 34( 1. 000) 20. 71( 1. 000)W ald 0. 000* * * 0. 000* * * 0. 000* * *注: * , * * , * * *分别表示10% , 5% , 1%的显著水平,下表同。02 万方数据经济理论与经济管理 2017年第3期 首先,本文关注市场分割对于计划单列市经济效率的影响,根据回归( 2) 、回归( 6)报告的结果,本文发现,市场分割对于经济效率影响的系数为正( 0. 072* * *和0. 064* * * ) ,而其平方项的系数为负( - 0. 054* *和- 0. 037* * * ) ,且二者在统计意义上都十分

39、显著。这表明计划单列这一制度环境导致较高的市场分割程度在初期确实有利于经济效率的提高,但当市场分割程度达到一定门槛值后,市场分割的环境将会阻碍经济效率的提升。从而验证了机制分析中行政权分割下城市间的激烈竞争促使城市内部形成“小而全”的生产体系抑制了跨地区的经济交流,从而导致商品和要素市场分割,并最终造成效率损失的动态过程。结合第三部分计算得出的市场分割指数及其逐年变化趋势,本文发现市场分割程度对经济效率的非线性影响可以用来解释前文观测到的为什么在2012年之前计划单列市保持了一个较高的经济增长速度和效率水平,而在2012年前后出现了比较严重的下滑,从而出现落后于所在省会城市经济效率水平的现象。

40、其次,本文关注区域中心城市对于计划单列市的溢出效应,根据回归( 4)和回归( 6)的结果显示,中心城市对于计划单列市提高经济效率的溢出效应为负( - 0. 803* * *和- 1. 043* * * ) ,且统计意义上显著。这表明,计划单列市经济效率的提高并没有得到省会中心城市的辐射带动。也就是说省会中心城市的正外部性(如资本、劳动力、知识等)并没有溢出到计划单列市。相反,由于计划单列市不再受到省内综合平衡的制约,其与省会城市均属于副省级城市,由于市场分割以及地方政府竞争过程中出现的效率损失等因素,省会中心城市对计划单列市的经济效率提升出现了显著的负外部性,成为计划单列市经济增速和效率出现下

41、滑的原因之一。关于中心城市溢出效应对计划单列市和省内其他城市的对比分析将在下一小节给出。最后,本文关注其他控制变量对计划单列市经济效率的影响。根据回归( 6) ,本文发现对于计划单列市来说,创新( 0. 012* * ) 、人均GDP( 1. 612* * * ) 、人力资本水平( 0. 690* * * ) 、开放程度( 3. 159* )和基础设施( 0. 008* * * )对于经济效率的提高具有显著的正向影响,而人口规模( - 1. 389* * * )和政府规模( - 1. 542* * )对于经济效率的提高有显著的负向影响。这与本文的经济直觉基本相符,特别是创新和人力资本水平从供给

42、侧为提升城市经济效率提供了重要的贡献,而由于计划单列市发展程度相对较高,过高的人口规模和政府规模则阻碍了其经济效率的提升。关于开放程度影响的讨论,将在本章第3节稳健性检验中给出。(二)省内城市对比分析本文将五个计划单列市所在省份的所有城市分成两组,第一组包括五个计划单列市,第二组包括除五个计划单列市以外的所有非省会城市。通过分组回归对比分析关键变量的估计系数及其在经济和统计意义上的差别,找出行政权分割差异所带来的不同影响。此外,由于计算市场分割指数时所需的零售商品价格指数数据在市级层面并不完善,无法精准度量,故只能舍弃。因此,本节只考虑中心城市溢出效应在行政权分割程度不同的两组样本中是否存在较

43、大的差异。表5报告了两组针对关键变量和加入其他控制变量后的回归结果。本文发现,在回归( 1)和回归( 3)中,第一组关键变量中心城市( cen)的系数分别为0. 255* * *和0. 216* * * ,且统计意义上显著。这表明,省会作为省内中心城市对省内其他城市经济效率的提升有着正向溢出效应,换言之,其他城市在省内统筹协调的制度环境下可以接收到中心城市强大的辐射带动。回归( 2)和回归( 4)显示,第一组关键变量中心城市( cen )的系数分别为- 0. 303* * *和- 0. 356* * * ,且统计意义显著。这表明,省内中心城市(省会)对于计划单列市而言不存在正向溢出效应,换言之

44、,由于计划单列市拥有副省级政治、经济管理权限而不再受所在省的直接管辖,这一将行政权分割开来的制度设计阻碍了省会城市对计划单列市产生经济辐射,二者在一定程度上的竞争关系带来的诸多问题如重复建设、优惠政策滥用、地方保护等使得部分经济效率受损。因此,通过对比可以看出,行政权分割阻碍中心城市对计划单列市的经济辐射是其近年来计划单列市经济增速和效率下滑的另一个重要原因,也是计划单列市发展的重大瓶颈。12万方数据 经济理论与经济管理 2017年第3期表5省内城市比较分析回归结果变量( 1)第一组( 2)第二组( 3)第一组( 4)第二组prod _ 1- 0. 107* * *( 0. 0002)- 0.

45、 140* * *( 0. 013)- 0. 133* * *( 0. 003)- 0. 127* * *( 0. 022)cen 0. 255* * *( 0. 034)- 0. 303* * *( 0. 084)0. 216* * *( 0. 026)- 0. 356* * *( 0. 077)lnpgdp - 0. 493*( 0. 213)0. 082*( 0. 037)open 9. 732*( 5. 247)- 5. 203* * *( 2. 160)edu 2. 745* * *( 0. 135)1. 607* * *( 0. 279)inf 0. 040* * *( 0. 00

46、9)0. 002* * *( 0. 0004)lnpop - 0. 437* * *( 0. 101)- 0. 547* * *( 0. 127)gov 2. 648* *( 2. 213)- 1. 182* * *( 0. 871)常数项- 1. 518* *( 0, 607)0. 241* *( 0. 097)- 4. 698* *( 2. 257)2. 041* * *( 0. 991)观察值868 70 868 70AR ( 1) 0. 223 0. 196 0. 094 0. 134AR ( 2) 0. 437 0. 613 0. 532 0. 717Sargan 33. 28( 1

47、. 000) 21. 34( 1. 000) 27. 64( 1. 000) 19. 82( 1. 000)W ald 0. 000* * * 0. 000* * * 0. 000* * * 0. 000* * *此外,表5还报告了其他控制变量对经济效率的影响,从回归( 3)和回归( 4)可以看出,两组结果的人力资本水平( 2. 745* * *和1. 607* * * ) 、基础设施( 0. 040* * *和0. 002* * * )对于经济效率的提高都有积极的正向影响且统计意义上显著。这说明提高人力资本和基础设施水平有助于经济效率的提高,而人口( - 0. 437* * *和- 0. 5

48、47* * * )对于经济效率的提高有显著的负向影响。与此同时,对于第一组(计划单列市)来说,政府规模( - 1. 182* * * )的提高会降低经济效率,而第二组(省内其他地级城市)政府规模( 2. 648* * * )的提高会促进经济效率提高。一个可能的解释是,由于计划单列市的经济发展水平和市场化程度较高,市场自身的投资更为充分,从而不需要政府过多的投资来促进经济发展,而第二组内城市经济发展水平和市场化程度相对较低,政府支出可以弥补市场投资的不足,从而促进经济发展和效率水平的提高。(三)稳健性检验首先,鉴于传统的全要素生产率测算方法仍是衡量城市经济效率的重要依据,因此,本文使用传统的全要素生产率( prod 1)替代考虑了资源环境因素的生态全要素生产率作为城市效率的替代变量。其次,本文要考虑我国计划单列市的特殊性,即均为港口城市,其经济发展的对外依存度很高,因此,计划单列市近年来经济增长出现下滑的一个不可忽视的原因是中国经济结构由出口