长江三角洲区域市场一体化水平测度与进程分析_杨凤华
DOI:10.14120/jki11-5057/f.2012.01.005
长江三角洲区域市场一体化水平测度与
进程分析
杨凤华1，2王国华2
（1.上海理工大学管理学院，上海200093；
2.南通大学商学院，南通226019）
摘要：长三角区域经济一体化发展已上升为国家战略并已付诸实施。推进区域共同市场建设是
长三角区域经济一体化发展的必然要求。有关指标测度结果表明，当前长三角地区商品市场一
体化格局已基本形成，而要素市场的一体化却相对滞后。因此，加快推进长三角地区要素市场
一体化建设应成为今后长三角区域经济一体化深化发展的关键环节。
关键词：长江三角洲；商品市场；要素市场；市场整合
引言
新世纪以来中国特城市化道路的战略转型及其战略部署表明，以城市的一体化发展代替单一城市的孤立扩张是当前推进国家和区域城市化健康发展的必然要求。改革开放以来，作为世界第六大城市的长江三角洲城市（以下简称“长三角”），经济社会发展取得了举世瞩目的巨大成就，已经成为提升国家综合实力和国际竞争力、带动全国经济又好又快发展的重要引擎。长三角地域相邻，文化相融，人员交流和经济往来密切，形成了多层次、宽领域的合作交流机制，具备了一体化发展的良好条件。在当前长三角处于转型升级的关键时期，从实施国家区域发展总体战略和应对国际金融危机出发，深入推进长三角区域一体化发展，不仅有利于增强长三角自身的可持续发展能力，而且对于进一步增强长三角在全国的辐射带动力、增强中国的国际竞争力和抗风险能力等都具有重要意义。为此，《国务院关于进一步推进长江三角洲地区改革开放和经济社会发展的指导意见》（国发〔2008〕30号）中，首次将长三角一体化发展提升至国家战略层面，明确指出长三角地区要实现“科学发展、和谐发展、率先发展、一体化发展”。
长三角一体化内涵丰富，不仅涉及经济领域，而且涉及社会、文化等领域[1]。作为经济领域的一体化，离不开区域市场（包括商品市场和要素市场）的一体化。近年来，国内学者从不同视角指明了区
域共同市场建设对长三角一体化发展的重要性。具有代表性的有：洪银兴在指出全球化和市场化是新世纪以来长三角地位凸现和出现一体化趋势的两大主要动力的同时，认为共同市场是长三角一体化的重要依托，长三角一体化发展的目标之一就是要建设以上海为主导的区域共同市场[2，3]。陈建军通过改革开放以来长三角区域一体化发展三次浪潮的历程分析，认为长三角区域经济一体化的动力，主要是由于改革开放和区域经济发展内生出来的商品和要素的跨次区域流动[4]。诸大建认为，要将长三角建设成为世界性大都市连绵带，在发展层面上的措施之一就是要打破地区封锁，优化区域市场环境，实现商品和要素市场一体化[5]。张兆安指出，要素市场和商品市
收稿日期：2010-10-16
基金项目：江苏省教育厅高校哲学社会科学基金项目（09SJB790033）；国家自然科学基金项目（71101076）。
作者简介：杨凤华，上海理工大学管理学院博士研究生，南通大学商学院副教授；王国华，南通大学商学院副教授，博士研究生。
被行政关系和垄断力量扭曲的区域共同市场，让市场主体能够在其中展开有效、公平、充分的市场竞争，让区域资源能够在其间实现高效率的配置[7]。
已有的研究在区域共同市场的内涵界定以及如何通过区域共同市场建设推进长三角一体化发展方面取得了诸多进展，但多数研究往往局限于定性分析，而对于改革开放以来长三角区域市场一体化水平是提高了还是降低了、其进程呈现着怎样的趋势等等这些问题往往缺乏进一步的实证研究。本文拟在分别测度长三角商品市场和要素市场一体化演变历程的基础上，对长三角区域市场一体化的总体状况及其未来展望加以评析。
长三角区域商品市场一体化进程的测度与分析
自从Young[8]的研究以来，围绕中国国内商品市场一体化进程的研究一直是一个热点，并形成了测度国内商品市场一体化程度的多种方法，主要有“生产法”、“贸易法”[9]、“专业化指数法”[10]和“价格法”[11]。由于“生产法”所采取的指标过于简单，“贸易法”采用的贸易流指标难以控制规模经济和商品替代弹性等的影响，“专业化指数法”中的专业化程度指标与市场整合程度并无必然和直接的正相关关系，而基于修正的“一价定律”（Law-of-One-Price，LOP）的“价格法”能够直接地反映出商品市场整合程度的信息，故本文选择运用“价格法”来构造指标对长三角区域商品市场的一体化水平及其进程进行测度和分析。
1、测度指标的选择
“价格法”借助于地区间相对价格信息测度区域商品市场一体化程度的思想，来源于Samuelson的“冰山成本”（Iceberg Cost）理论[12]，该理论是对“一价定律”理论的一个修正。一价定律认为在没有交易成本的自由竞争市场上，同样的商品在不同地区出售时，用同一种货币表示的价格相等。“冰山成本”理论的核心思想认为，现实中客观存在的交易成本会导致两地间商品贸易中一价定律的失效，即在两地间进行商品贸易时，区际贸易中的交易成本就像冰山在运输过程中会融化掉一部分一样是客观存在的，所以两地的价格最终只能在一
定区间内上下波动，而不可能完全相等。以i、j两地为例，假定某种商品的售价在i、j两地分别为P
i 和P
j
。令
“融化”掉的“冰山”成本为该商品单位价格的一个比例c（0<c<1）。此时，只有当条件P i（1-c）>P j，或者P j（1-c）> P i满足时，两地间才会产生套利机会，商品贸易也才会发生。如果上述条件不成立，商品的相对价格P i/P j将会在无套利区间[1-c，1/（1-c）]内波动。所以，即使两地间不存在套利壁垒，
两地市场完全整合，相对价格P
i
/P j也不必趋近于1，而可能在一定区间内波动。运输成本的下降、地区间贸易壁垒的削弱均意味着交易成本的下降及市场整合程度的提高，相应地，两地间相对价格的波动范围也会随之收窄。由此，根据“冰山成本”理论，就可以通过计算两地间商品相对价格波动幅度的大小来衡量市场的一体化程度。
根据Parsley与Wei的研究[13，14]，如果两地间商品相对价格的方差Var（P
i
/P j）随时间变化而趋于收窄，则意味着商品相对价格波动的范围在缩小，两地间套利壁垒减弱，“冰川”成本c降低，无套利区间[1-c，1/（1-c）]收窄，市场一体化程度有所提升。因此，两地间商品市场的一体化程度可用商品相对价格的方差来衡量。下面，本文就沿着Parsley和Wei的研究路径，将长三角三对相邻省份的相对价格方差作为测度区域市场一体化的动态指标，来描述长三角区域商品市场的一体化进程。
2、数据收集与处理
测度区域内不同地区间的相对价格方差，需要3维（t×m×k）的面板数据。其中，t为时间，m为地区，k为商品。我们使用历年《中国统计年鉴》中的分省（市）商品零售价格分类指数作为原始数据，它涵盖了1985-2008年24年间长三角两省一市9类商品，具备了时间、地区和商品种类3个维度（24×3×9）。数据收集与处理原则如下：（1）数据集的起始年份为1985年。这是因为，一方面，1985年以前的统计年鉴中缺少分省（市）的商品零售价格分类指数数据，另一方面，1984年十二届三中全会后，国家开始实行价格改革，自此以后，经济活动主体的理性决策在价格形成中的作用越来越大，因此可以认为价格运动在总体上越来越顺应市场经济规律[11]。（2）商品种类包括9类。本文略去了1985年未纳入统计范围的商品，只选取了从1985年起连续统计的9类商品，包括粮食、鲜菜、饮料烟酒、服装鞋帽、中西药品、书报杂志、文化体育用品、日用品以及燃料。（3）商品类别名称的细微变动。由于有关年份统计年鉴中商品种类划分的变化，造成了数据的不连续性，为了尽可能地
获得更多的数据，1993年及以前的饮料烟酒数据以烟酒茶数据代替，服装鞋帽以衣着类代替，中西药品以药及医疗用品类代替，文化体育用品以文化娱乐用品代替；2003年及以后的中西药品以中西药品及医疗保健用品代替，文化体育用品以文化办公用品代替。
对于三维面板数据相对价格方差的形式，本文选择采用将时期t 和观测地点i 、j 固定，算出给定时期内两
地在各类商品之间价格变动平均值的方差Var
（P t i /P t j ），则所计算出的方差个数为t ×m ×（m -1）/2。这种处理有如下几点好处：（1）方差Var （P t i /P t j ）是时序数据，便于直接观察方差随时间推进的演变情况，从而利用时间序
列的自身运动规律检验市场一体化程度的变化趋势；（2
）方差Var （P t i /P t j ）综合了9类商品的价格信息，可从总体上对商品市场的整合程度进行评价。因循上述思路，所求出的24年来长三角3对相邻省（市）的相对价格方差数据一共是72个（24×3）。
进一步地，本文采用相对价格的一阶差分形式，即ΔQ k ijt =ln （P k it /P k jt ）-ln （P k it -1/P k jt -1）
。这是因为，可以将市场分割的状态视作“冰山成本”c 极大的特殊情况，此时相对价格Q k ijt 终会收敛，而ΔQ k ijt 自然也收敛。所以Q k ijt 与
ΔQ k ijt 在数据特征上是等效的。更为重要的是，统计年鉴中各地区商品零售价格分类指数的原始数据是环比指数，差分形式便于利用环比价格指数来构造反映市场一体化进程的指标。由式（1）可知，通过直接转换，由商
品零售价格的环比指数P k it /P k it -1和P k jt /P k jt -1可以直接表示出ΔQ k ijt 。
ΔQ k ijt =ln （P k it /P k jt ）-ln （P k it -1/P k jt -1）=ln （P k it /P k it -1）-ln （P k jt /P k jt -1）（1）
根据样本，24年3对相邻省市9类商品的数据可得出648个（24×3×9）差分形式的相对价格指标ΔQ k ijt 。逐
年计算、逐对相邻省（市）9类商品之间相对价格变动平均值的差分形式方差Var （ΔQ ijt ），即可得到24年3组相邻省（市）的方差时序数据。同时，由于取对数形式后i 地与j 地价格的分子分母位置调换将引起ΔQ k 的符
号反向变化，亦即ΔQ k ijt =-ΔQ k jit ，这将影响到Var （ΔQ ijt ）的大小。为此，本文采用相对价格的绝对值|ΔQ k ijt |来衡量
方差以避免这一问题。
为了更为准确地度量相对价格的方差，本文采用去均值法（de-mean ）剔除了|ΔQ k ijt |中由商品异质性导致的长三角城市
不可加效应。具体做法是：设|ΔQ k ijt |由a k 与εk ijt 两项组成，a k 仅与商品种类k 相关，εk ijt 与i 、
j 两地特殊的市场环境相关。要消去a k 项，应对给定年份t 、给定商品种类k 的|ΔQ k t |在3组相邻省（市）之间求平均值|ΔQ k t |，再分别用
这3个|ΔQ k ijt |减去该均值。以去均值的方法得到|ΔQ k ijt |-|ΔQ k t |=（a k -a k ）+（εk ijt -εk ijt ），令q k ijt =（εk ijt -εk ijt ）=|ΔQ k ijt |-|ΔQ k t |。
最终用以计算方差的相对价格变动部分是q k ijt ，记其方差为Var （q k ijt ）。在这里q k ijt 为仅与地区分割因素和一些随
机因素相关。
3、测度结果分析
利用上述方法进行数据处理后，即可得到长三角区域3对相邻省（市）24年的72个方差值，它们构成了关于Var （q k ijt ）
的3组时间序列，其各自演变进程如图1所示。图1表明，在1985-2008年的24年间，长三角区域3对相邻省（市）相对价格方差走势大体一致，都呈现出“先期放大，后期收窄”的阶段性特征。
图1长三角区域相邻省（市）相对价格方差走势
同时，根据沪-苏、沪-浙和苏-浙相对价格方差，通过均值计算可进一步求得长三角区域整体的相对价格方差，其演变进程如图2所示。图2表明，1985-2008年期间，长三角区域相对价格的波动经历了一个先放大
图2长三角区域整体相对价格方差走势
后收窄的过程，长三角区域商品市场的一体化程度在调整中逐步得到提升。其中：
（1）1985-1997年期间，长三角区域相对价格方差变动幅度较大，并在1994年达到0.004144847的峰值，这表明，该段时期区域商品市场一体化发展较不稳定。产生这一状况的主要原因在于，虽然从1982年12月开始，国家为了推进计划经济时期形成的、按条块分割的纵向行政性地区经济组织管理体制改革，选择在自然条件和经济基础较好的长三角地区试点建立上海经济区，以便为解决旧体制下地区间存在的工业生产重复建厂、商品流通相互制约、技术成果彼此封锁、对外贸易互争客户等种种问题提供有益经验，但由于当时上海经济区的常设机构仅仅是一个“规划办公室”，并无超越各省市行政权以上的行政权力，因此从经济学角度讲，上海经济区并没有超越地方行政壁垒进行资源配置的功能。同时，由于20世纪80年代以后，中国的改革和发展一直沿着“地方分权+市场化竞争”的路径推进，在区域经济发展层面，“中央-省”两级政府的经济权力和利益分割的博弈表明，后者的地位和份量在不断加强，与此相匹配的另一个趋势，就是地方与地方之间竞争的强化。在这样的背景下，上海经济区的实践，虽然在微观层面上对于推动长三角企业间的横向经济联合起到了一定的积极作用，但在宏观层面上，它并未能在促进行政区划之间的联合与协作方面实现大的突破，最终导致其在成立5年后“无疾而终”。另外，在20世纪90年代前半期，虽然上海浦东的开发开放为长三角各地的联动发展和共同繁荣带来了新的契机，江浙两省及上海周边主要城市也都纷纷提出了“接轨上海”的口号，但由于担心浦东开发会吸引江浙地区资本、人才等优质资源流向上海，对自身发展产生不利影响，江浙两省在政策层面上
并未有效出台促进长三角一体化的具体举措。以上种种原因，导致该段时期长三角统一市场或共同市场未能很好地形成。
（2）自1998年以来，尤其是进入新世纪以来，在苏、浙地区“接轨上海”和上海“服务长三角”步伐不断加快的形势下，长三角区域相对价格方差稳定在[0.000000000，0.000800000]的数值区间内，方差曲线平滑，揭示出这一时期长三角区域商品市场处于逐步整合状态，一体化格局初步形成。20世纪90年代后期以来，一方面，长三角各地政府开始更加重视区域联动协作，都把加强区域协调发展作为一项重要的发展战略，主动加强合作与交流。该段时期，沪苏浙三地政府间建立和完善了省（市）长座谈会制度、常务副省（市）长级别的沪苏浙经济合作与发展座谈会制度、长三角16城市市长级别的长江三角洲城市经济协调会制度以及两省一市有关政府职能部门间的沟通协商制度等四个层面的协调机制。同时，上海市提出了“服务长三角”的发展定位，江浙两省也在“接轨上海”、“错位发展”方面迈出了实质性的步伐，三地政府制定了一系列推进长三角区域一体化发展的政策文件和工作举措；另一方面，全球化和市场化两大动力因素的驱动，国际制造业加快向中国大陆尤其是长三角地区的转移，区域交通等基础设施条件的改善，使得长三角区域内“总部+制造加工基地”的合作新模式和地区间企业相互迁移渗透的现象日益增多。总之，在政府和市场等多种因素的共同作用下，该段时期长三角商品市场一体化发展的势头得以日益巩固和加强。
长三角区域要素市场一体化进程的测度与分析
完整的市场体系不仅包括商品市场，而且还包括金融市场、土地市场、劳动力市场、技术市场、信息市场
等生产要素市场。各个市场特定的功能是市场体系建立健全不可或缺的部分，他们互相联系、互相补充，构成了一个不可分割的有机整体。基于金融在现代经济中的核心地位，本文主要通过长三角金融市场一体化进程的测度作为代表来反映长三角要素市场的整合状况。
国外文献中所研究的金融一体化（financial integration ），主要是指跨国区域（即由几个相邻主权国家组成
的区域，如欧盟、
东亚等）的金融市场一体化。该类研究认为，所谓金融一体化是指某一国家（或地区）的金融市场与区域内其他国家（或地区）的金融市场日益融为一体的过程[15]。由于它可以消除交易中的摩擦和障碍，并能够更有效地配置资本，从而有利于促进经济增长，因而它在跨境区域发展中备受关注[16]。目前，国外关于此类金融一体化水平的测度方法主要有两种：一是基于“一价定律”的价格法，二是基于跨境金融资源流动的数量法。
近年来，随着我国区域发展总体战略中对城市的培育与发展的日益重视，国内某一区域（如长三角、珠三角等）的城市金融一体化发展问题正成为我国理论工作者和政策制定者关注的热点，但目前关于国内城市金融一体化的内涵及其测量方法还未形成统一的认识。基于对跨国区域金融一体化内涵的理解，本文认为，所谓长三角金融一体化是指区域内各城市间要素流动壁垒不断消除、金融市场渐趋融合、金融资源日益优化配置的过程。同时，本文借助于由费尔德斯坦和霍里奥克（Feldstein 和Horioka ）1980年提出的储蓄-投资相关性方法[17]（以下简称FH 检验法）对长三角金融一体化水平及其进程进行测度与分析。
1、FH 检验法说明
FH 检验法，是从宏观层次上衡量跨境资本流动性最常用的手段。它的理论依据是，在一体化的资本市场
中，有一个统一的世界真实利率。任何一国的储蓄都被看作是全球储蓄池中的一部分，
一国储蓄池的增加应引起世界储蓄池的增加，这将会使得所有国家的投资增加，而不同国家的投资都是提用全球储蓄池中的一部分。这意味着在开放经济条件下，一国的储蓄和投资决策是相互分离的，低储蓄率的国家可以有高投资率，而高储蓄率的国家不一定有高投资率。一国储蓄与投资的相关系数应该很低甚至为零。基于这样一种认识，费尔德斯坦和霍里奥克提出了用回归方程（I /Y ）=a +b （S /
Y ）+ε来检验一国的开放程度。其中，I /Y 为投资率，是国内投资与GNP 之比，S /Y 为储蓄率，是国内储蓄与GNP 之比。在一体化的前提下，对于小国来说，b 应接近于零，而对于大国来说，b 应接近于其资本存量的比例。
2、长三角金融一体化的FH 检验
虽然FH 检验法最初是用来衡量国家间金融一体化程度的，但仍可以用来检验资本在国家某一经济区域内的流动性。一般来说，储蓄-投资相关性越高，区域金融一体化程度越低；反之，相关性越低，一体化程度越
高。由于长三角内各城市的数据资料较难搜集，所以本
文仍以省级面板数据为基础，利用FH 检验法对沪苏浙
两省一市1985-2007年的金融一体化进程进行测评，数
据来源于两省一市2009年度统计年鉴和《新中国50年
统计资料汇编》。每个省（市）的储蓄等于支出法GDP 减
去最终消费，储蓄率等于储蓄与支出法GDP 的比率；投
资率等于资本形成总额与支出法GDP 的比率。同时我
们对照上述长三角商品市场一体化水平测度的阶段特
征，将FH 检验分成了1985-1997年和1998-2007年两
个阶段，检验结果如表1所示。表中结果显示，就长三角整体而言，其储蓄-投资相关性有所下降，投资率对储蓄率的回归系数由第一阶
段的1.394788下降为第二阶段的1.060319。
这表明，随着长三角区域在全国经济发展中龙头地位的日益巩固和提升，长三角区域经济发展对区域外金融要素的吸引和利用有所上升。但就长三角内部而言，两省一市中仅浙江的投资率对储蓄率的回归系数出现略微下降，由第一阶段的0.77349下降为第二阶段的0.641786；而江苏的投资率对储蓄率的回归系数则由第一阶段的0.693328上升为第二阶段的1.343211，第二阶段约扩大为第一阶段的两倍；上海在第一阶段的投资率对储蓄率的回归系数为负，即投资率与储蓄率总体呈现出负相表1长三角两省一市及长三角整体FH 检验结果投资率对储蓄率的回归系数（F 统计值显著性水平）1985-19971998-2007江苏省0.693328（0.0018）  1.343211（0.0134）浙江省0.77349（0.0001）0.641786（0.0112）上海市  1.150158（0.0385）  1.497435（0.0501）长三角  1.394788
（0.0000）  1.060319（0.0156）
域商品市场一体化进程的不断加快，以金融一体化水平所反映的长三角区域要素市场的一体化程度并未得
到相应地提升，有些地区甚至还出现了一定程度的下降。其原因在于，
虽然改革开放以来，长三角各地基本完成了自身的市场体系建设，但这种建设基本都是在本地政府主导下开展起来的，其宗旨首先是促进和保护本地经济的发展，因而区域内不同行政区之间仍然存在着明显的市场分割现象，尤其是要素市场的分割。由于生产要素是进行社会生产和服务活动所要投入的基本经济资源，生产要素拥有量的多寡对地区经济的持续快速发展起着决定性作用，所以，在当前一系列与行政区经济相关联的制度安排下，长三角区域内各地政府总会积极争夺要素流入，千方百计地限制要素流出。即使是市场发育相对较为成熟的上海，除了国家级的证券市场、外汇市场、期货市场等具有全国统一市场的地位外，其他类型的要素市场其服务范围基本都局限在本地。这种状况严重阻碍了要素资源在长三角区域内的自由流动与优化配置，弱化了地区间的合理分工与协作程度。
长三角区域市场一体化总体状况评析及展望
在现代市场经济条件下，市场对社会经济资源的优化配置发挥着重要的基础性作用。统一开放、竞争有序的区域市场体系的建立，是深入推进长三角区域经济一体化的必要前提。上述关于长三角区域商品市场以及以金融市场为代表的要素市场的一体化发展状况测度结果表明，当前长三角区域要素市场的一体化发展进程落后于区域商品市场。虽然从产业经济学的角度来看，长三角区域内的产业同构有其必然存在的现实性，但由于长三角各地对生产要素的需求是相同的，在地区本位主义影响下，不可避免地造成了区域要素市场的行政分割，这种状况显然会阻碍长三角一体化发展步伐，进而影响其区域整体实力和国际竞争力的进一步提升。
以商品市场整合而要素市场分割下完全竞争厂商的生产决策为例（见图3），当产品价格为p 1时，如果商品市场和要素市场均实现一体化，追求利润最大化的完全竞争厂
商的产量为Q 1，它由该厂商的边际收益曲线MR 1和边际成本曲
线MC 1的交点A 决定。现在假定长三角区域要素市场处于行政
分割状态，地区间要素交易成本上升，使得厂商的边际成本曲线
从MC 1变动到MC 2。在厂商的产品价格维持不变的情况下，也即
厂商的边际收益曲线仍为MR 1时，厂商利润最大化的产量将从
Q 1下降到Q 2，这说明在厂商产品价格不变的条件下，追求利润最
大化的完全竞争厂商只能通过缩小生产规模、减少产量的方式
对要素市场分割下要素交易成本的提高做出反应[18]。由此可见，区域要素市场的地区分割，对于区域资源的优化配置和区域经济的增长有着不利影响。所以，按照国家战略要求，要在长三角现有经济成就基础上进一步推进区域经济一体化发展，加快提升长三角区域经济的整体实力和国际竞争力，就必须在长三角区域商品市场一体化格局已初步形成的基础上，通过深化改革和制度创新，努力消除区域内不同行政区之间的市场保护和行政分割，清理不利于要素市场一体化的规则和政策，加强区域要素流动的平台和网络建设，大力推进和完善区域内金融、人才、产权、技术、信息等要素市场的联动与融合，率先建立起能够实现生产要素自由流动的区域共同市场。
参考文献：
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[5]诸大建.把长江三角洲建设成为国际性大都市带的思考[J].城市规划汇刊,2003,(1):59-61
图3完全竞争厂商的生产决策

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