【荐文】赵春明、杨宏举、杨慧瀛 | 全国统一大市场建设水平测度——兼论对中国经济发展的影响

关键词：全国统一大市场 J曲线效应 区域平衡 信息化水平

全国统一大市场建设是推动中国经济高质量发展的关键内生动力，能为加快构建双循环新发展格局提供坚实的基础支撑，为增强中国的生存力、竞争力、发展力、持续力夯实根基。由于中国国情及国内外形势的复杂变化，中国经济经历了由政府主导的单一计划经济（单轨制）、政府和市场共同发挥作用的双轨制经济、更好发挥政府作用和以市场为主导配置资源的发展历程。虽然，单轨制和双轨制经济发展模式均为当时中国经济发展提供强劲动力，但随着中国经济发展动力转换、发展模式提质升级，对经济增长动力的内生要求持续增加，这就亟需破除在单轨制、双轨制经济下形成的各种阻碍市场对资源有效配置、要素自由流动等有形和无形壁垒。因此，中国进一步着力推进市场化改革，即建设全国统一大市场旨在冲破市场分割（刘志彪和孔令池，2021），建设高效规范、公平竞争、充分开放的一体化高水平市场体系。

2022年，中共中央、国务院发布《关于加快建设全国统一大市场的意见》指出，要“加快构建新发展格局”“加快建立全国统一的市场制度规则，打破地方保护，为建设高标准市场体系、构建高水平社会主义市场经济体制提供坚强支撑”。进一步凸显出深入推进中国市场化改革，建设全国统一大市场对中国经济的支撑作用。新发展格局立足国内大循环，实现国内国际双循环互促发展是其本质所在（黄群慧和倪红福，2021），其重要根基在于畅通要素流通渠道，建设市场政策规制统一性、一致性，执行具有协同性的高标准一体化大市场体系。因此，在新发展格局背景下，如何更加科学、全面测度中国统一大市场建设水平？统一大市场建设对中国整体经济发展水平是促进还是暂时抑制？是否对中国不同发展水平的区域产生“暂时性开放陷阱”效应，即存在“J曲线”效应？其推进中国经济发展的作用机制是什么？在以上问题的基础上，本文尝试基于更为全面的指标体系测算法，从全国和省级层面对中国统一大市场建设水平进行科学测度，并进一步考察其对中国经济发展产生的影响。本文研究不仅能为统一大市场测度提供新思路、新方法，而且能更为准确掌握中国统一大市场建设进程，为基于全国统一大市场建设推进中国经济发展制定更为精准可行的政策提供理论和实证支撑。

学界目前对统一大市场的研究渐趋丰富，与本文研究最为密切的文献主要有两个方面：一是关于统一大市场测度的研究。学界目前对于市场一体化和分割程度的测度方法各异，主要有市场可达性指数（Donald-son和 Hornbeck，2016；史本叶和马晓丽，2023）、市场化总指数（史本叶和马晓丽，2023）、贸易流量指数（李丹和吕鑫萌，2023；才国伟等，2023）、市场分割指数（卿陶和黄先海，2021；李兰冰和张聪聪，2022）。这些方法均认为中国各地区市场之间存在不同程度的分割，需要进一步整合市场，构建全国统一大市场。二是建设统一大市场对中国经济影响的研究。推进全国统一大市场建设，为中国经济双循环新发展格局构建提供基础框架，能进一步联通国内国际双循环、高效利用两种资源，进而高水平构建开放型经济体系（刘雅珍和刘志彪，2023）。全国统一大市场的构建，通过降低区域间贸易壁垒和劳动力流动壁垒，进一步激发了中国经济增长潜力（陈朴等，2021）。从企业层面来看，建设全国统一大市场通过提升整合城市间的创新资源有效匹配量，对不同城市间创新企业的伙伴搜寻匹配产生积极影响，亦即存在创造效应（李建成等，2022）。但市场分割加剧也会降低城市整体和微观企业的全要素生产率，因此冲破市场分割，促进要素高效流通，是实现经济高质量发展的重要路径（余泳泽等，2022）。从产业层面来看，产业高级化升级并不受资本市场分割的影响，但商品市场分割会对其产生明显抑制，且依赖商品市场分割引致的经济增长并不具有持续力（宿伟健等，2023）。从宏观区域协调发展层面来看，全国统一大市场建设从要素、企业、产业和政府四个层面助力地区经济增长，促进地区协调发展（王树华和张军，2023）。

梳理已有文献可知：一方面，对统一大市场的测度方面，越来越多的研究主要集中在采用“相对价格方差法”对市场分割和一体化程度进行测算，这种方法虽能反映由于市场分割带来的价格相对差异，但是对各地区垄断因素的测度较为笼统，不能对市场分割的具体来源进行探析，例如垄断性政策、企业势力、地方营商环境等。另一方面，现有研究主要基于统一大市场对推进中国经济双循环新发展格局的促进效应展开定性研究，对两者之间的定量研究鲜有涉足。且对统一大市场建设对不同发展水平地区带来的要素极化流动，即暂时性要素流失对地区经济发展带来的影响考虑较少。本文基于以上不足，在以下方面进行拓展：一是在对统一大市场建设逻辑深入理解的基础上，构建更为全面的多维度指标体系，从国家和省级层面对中国统一大市场建设在正（市场一体化指数）反（市场壁垒指数）方向进行定量测度，以更准确把握统一大市场建设的阻碍因素，并进一步细化考察统一大市场建设的障碍来源；二是基于统一大市场测度，从理论上进一步论证统一大市场建设对中国经济发展的影响，即可能存在的“J曲线”效应；三是在释清二者理论逻辑的基础上，从地区发展差距、产业结构升级及信息化发展水平三方面对统一大市场建设影响中国经济发展的机制进行考察，以期为中国经济发展探明作用渠道，为中国及地方经济发展制定具有针对性差异化的政策提供理论和实证支撑，推动加快构建中国双循环新发展格局。

（一）指标体系构建

基于统一大市场构建逻辑，本文分别建立国家层面的市场一体化指数（表 1）和省级层面的市场壁垒指数指标体系（表 2）。市场一体化指数（ yth）的维度有：市场治理水平（ sczl），刻画近年来中国市场化治理进程；政策支持水平（ zczc），体现了政府对统一大市场建设的支持程度；开放水平（ kf），反映连接和利用国内国际两种资源的可能性；民营经济比重（ mybz），刻画中国经济市场化发展过程中民营经济对中国经济发展的作用；整体营商环境（ yszt），刻画国内大市场营商水平的整体变化，是统一大市场建设的重要抓手。

市场壁垒指数（ scbl）维度有：政府干预程度（ zfgy），反映地方政府为促进本地区经济发展对市场自由竞争的干预程度；地方大企业垄断水平（ qyld），刻画地方市场中企业的市场势力情况，在一定程度上反映市场扭曲程度；外商投资成本（ wscb），反映地方市场的开放程度及联通国际国内市场的潜力；贸易壁垒（ td-bl），刻画地区间要素流通的便利性。指标数据均来自国研网宏观经济数据库。

表 1市场一体化指数指标  

表 2市场壁垒指数指标

（二）指标测算和数据说明

本文选用的指标变量部分由作者测算，此处予以说明：

1.政策支持文件数量获取

在知网文件数据库中以“市场一体化”“统一大市场”“市场整合”为关键词分别在标题、主题和全文检索 2009—2021年的政府政策、法律文件，共检索到 314项。检索到的文件发布机关有中共中央、国务院、市场监管总局、商务部及相关办公厅等。鉴于不同发布机关颁布政策文件的重要性及统属性不同，对不同机关颁布的文件以 1～5分值进行打分，对中共中央颁布的文件打 5分，国务院、发改委等部门相关文件打 4分，商务部等部级单位发布的文件打 3分，厅级单位打 2分，其余单位打 1分。对政策打分量化后形成国家整体层面的政策支持水平变量。

2.市场分割指数测算

随着经济的发展，某一地区的产品不仅在相邻地区销售，而且可以在不相邻的其他省份销售，因此本文在参考已有文献的基础上（毛其淋和盛斌，2011；汪阳昕和黄漫宇，2023），采用相对价格方差法计算市场分割指数（segm）。基于市场分割指数可测算市场整合指数：进一步按照省份取均值可得到国家整体层面的市场整合指数。

3.数据说明

本文选用 2009—2021年的数据。其中，市场一体化指数选用国家层面的时间序列数据，市场壁垒指数选用 30个省区市（除西藏、港、澳、台地区外）的面板数据，对于个别年份缺失数据采用按计算平均增长率的方式补全。

（三）测算结果分析

由于国家层面的数据不符合因子分析条件，本文采用熵权法降维提取市场一体化指数；对省级数据采用因子分析提取市场壁垒指数。由图 1可知，中国市场一体化指数整体呈不断增长态势。表明随着经济发展，政府治理水平和开放程度的提升，以“行政区经济”为主的市场“块块分割”在不断弥合，阻碍要素流动的市场壁垒相继破除，我国市场分割程度持续降低，市场一体化程度稳步提升。此外，从阶段性来看，在中国经济转型过程中（2011年、2014—2016年）市场一体化程度有所波动，尤其 2011年中国经济处于金融危机后的恢复增长期，市场分割程度大幅下降，市场一体化推进明显。从市场一体化各维度看：市场治理水平、开放水平、整体营商环境水平在推进市场一体化过程中发挥作用明显，且整体呈稳步增长趋势。民营经济比重在2011年后基本呈稳定态势，主要原因在于一方面可能存在数据测量误差，另一方面我国在不断推行市场治理改革，相关政策效应释放滞后。政策支持水平呈总体增长态势，表明了中国扩大开放，构建全国统一大市场的决心。但比重不大，主要原因在于大部分政策文件为党中央、国务院发布的统属性文件，例如《关于加快建设全国统一大市场的意见》等，虽然进行了赋权，但数量较少，因此在测算中比重偏小。此外，指标测算结果的科学性和稳健性对进一步分析尤为重要。因此，本文将依据指标体系测算的市场一体化指数与现有文献常用的市场整合指数进行对比（图 2），二者整体变化态势及波动幅度基本一致，表明本文测算结果合理。

由图 3可知，整体上各省的市场壁垒在不断下降，这也印证了中国市场一体化指数的增长态势，表明各省市之间的市场分割在不断消除，阻碍商品、要素自由流通的市场壁垒得到有效控制，与在统一大市场建设背景下中国各地区市场分割程度不断下降的事实相吻合，进一步表明本文构建的指标测算体系的科学性。但是各省市市场壁垒的下降程度呈现不同特征，表明各省市在相继破除市场壁垒时存在异质性。此外，从市场壁垒各维度看，政府对市场干预在不断减轻，表明中国“有效市场、有为政府”的施政理念正在不断落地生效；地方大企业垄断水平、外商投资成本、贸易壁垒不断下降，表明国有企业改革及市场环境治理在不断深化和完善，且中国一体化大市场呈不断开放态势，营商环境持续改善。

图 1市场一体化指数图  图 2市场一体化指数和市场整合指数

（一）统一大市场建设推动中国经济增长的双重逻辑

从国家整体层面看，统一大市场的建设对经济存在促进效应。一是发挥市场创造效应。首先，统一大市场的建设降低了由于市场分割带来的效率损失，使得要素、商品流通的“冰山成本”降到最低；其次，公关、寻租成本进一步降低，减轻企业运营成本，从而更多关注技术研发和产品创新，推进企业转型升级；再次，市场整合使得产品市场和要素市场高效循环，资源最优配置，发挥超大规模市场优势，激发市场潜力，提高企业生产效率，增加市场创造效应。二是市场更加开放，营商环境更加透明、公正。统一大市场是联通国内大循环和国际大循环的重要纽带，通过实行统一的市场运行规则，降低制度性交易成本，增加营商环境透明度，使得外商投资更加便利，有利于促进“双向投资”，扩大开放。三是增强国际竞争优势。统一大市场的建设使得制度性开放优势进一步凸显，有效利用国内国际两种资源，同时能够增强国际竞争力，增加国际话语权。

从不同地区看，统一大市场的建设对不同地区经济发展可能存在暂时“开放性陷阱”，即“J曲线”效应。一是优质资源流失。统一大市场的建设会加速资源要素高效流通，但在资本、资源要素逐利性的驱使下，要素流向获利更高的行业和地区。因此，可能使欠发达地区要素加速流出，造成当地优质资源真空，在发达和欠发达地区之间形成要素极化流动的“马太效应”，不利于地区经济短期发展。二是产业承接匹配摩擦效应。发达地区产业向欠发达地区转移，使得发达地区完成产业置换和欠发达地区产业升级。但是欠发达地区可能存在由于配套基础设施、产业承接机制、市场体制机制等不完善造成的产业承接滞后和匹配摩擦，形成产业承接地区和迁出地区的结构性供需矛盾，给地区经济发展带来阵痛。三是体制机制投机。随着统一大市场的构建，全国实行统一的市场运行规则，而欠发达地区必然面临市场规则加速转变、体制机制快速升级，从完善市场机制到升级的“一次性”转型。因此，在“破、立”转型过程中可能存在机制和规则空缺，滋生投机行为，增加地区经济运行风险。从长期看，统一大市场的建设通过高标准市场、机制、规则、监管的运行，营商环境不断优化、市场壁垒相继破除，加快地区比较优势形成，资源高效流通配置，缩小地区发展差距，推进地区协调发展，促进经济高质量发展。基于以上分析，提出假设：

H1：统一大市场建设对中国经济整体发展存在促进效应。

H2：统一大市场建设对地区经济发展存在“J曲线”效应。

（二）平衡地区发展机制

统一大市场的构建会促进地区协调发展。一是倒逼形成地区特色机制。统一大市场的构建使得不同地区市场运行采用一体化规则，地方政府对市场的干预规制在一体化市场规则框架内，灰色地带和政策限制壁垒大幅减少甚至消除，发达和欠发达地区在同一市场环境下展开竞争，此时发达地区具有绝对优势，使得欠发达地区经济发展长期滞后。为了逆转经济发展颓势，必然倒逼欠发达地区发展区域特色优势，形成相对于发达地区的比较优势，通过区域间的商品、要素大规模流通，形成比较利益，从而提高劳动生产率，缩小地区发展差距。二是破除地区封闭小循环。市场的开放使得竞争更加激烈，加速落后企业淘汰和技术创新；地区市场深度融入大市场，设置市场壁垒的条件不复存在，使地区经济发展更具活力和持续力，促进区域协调发展。区域发展差距的缩小，使得产业在国内的承接转移衔接机制更加畅通，避免产业“扎堆”迁出或迁入造成的产业“空心化”和“饱和”现象，避免市场“挤压”和环境污染，促进地区经济高质量发展。随着各地区形成比较优势，会分化要素流动，理顺要素流通机制，提高要素利用最大化配置效应，从而打破发达地区绝对优势下的“赢者通吃”诅咒，促进经济发展。基于以上分析，提出假设：

H3：统一大市场通过推动地区平衡发展，促进经济增长。

（三）产业结构升级机制

建设全国统一大市场以供给侧结构性改革为主线，不断完善社会主义市场经济体制，进而推动产业结构升级。一是健全的产权保护制度。统一大市场的建设使得各种所有制经济下产权保护机制不断完善，产权司法体系、程序、标准和规则进一步明确，执行更具协同性，为产业发展及其纠纷解决提供公正、透明的法治环境。二是供需匹配，需求牵引供给，推动供给转型。统一大市场的构建，加剧了市场竞争，使产品供给不能匹配市场需求的企业受到外部压力，此外支持企业运行的内部资源，包括劳动、资本、管理等的投入使得企业内部承压。当企业产品滞销时，进一步加剧内外压力，倒逼企业以市场需求为目标转型升级，从而带动行业产业链优化转型。三是降低产业循环成本。统一大市场的建设打通了要素流通堵点，使要素在产业间高效配置和利用，降低企业生产成本，从而将更多资金投入研发领域，促进企业技术创新。产业结构升级提升供给侧质量，拓展市场需求空间，减少内需外流，进一步激发超大规模市场的多元化应用场景和规模集聚优势，畅通以内循环为主的国民经济循环体系，带动经济发展。基于以上分析，提出假设：

H4：统一大市场通过推动产业结构升级促进经济增长。

（四）信息化发展的调节效应

信息化发展有效减轻资源错配，加快全国统一大市场建设，促进经济增长。一是信息化赋能企业，降低企业的市场搜寻成本。在统一大市场规则运行下，企业为了更高的生产效率和更低的运营成本，引进先进的信息管理技术。一方面，通过企业“用数赋智”，使内部管理更加扁平化，突破企业内部“部门分割”，降低企业内部运营成本；另一方面，使企业成为信息网络中的一个重要信息、生产节点，促进供需信息交融、流通，减轻资源错配，推进统一大市场建设。二是助力统一大市场信息流动，突破信息壁垒和价格歧视。信息化的发展将组织、规模、市场、空间、环境及机制有效连接在信息网络中，线上线下高效融合，信息共享机制进一步完善，加速公共资源要素交易的全流程电子化，消除信息壁垒和市场分割性价格歧视，促进经济发展。三是有效监管市场运行，降低经济风险。信息化发展使得企业产品生产、流通、销售均有迹可循，企业处于舆论和法律的双重监管下，为企业依法参与市场、市场高效安全运行设立护栏，降低经济运行风险。基于以上分析，提出假设：

（一）模型设定

为了验证全国统一大市场建设对中国经济的影响，构建如下时间序列基准回归模型：

其中，表示中国人均国内生产总值对数；表示市场一体化指数；X表示控制变量；表示随机扰动项。

为了验证统一大市场建设对地区经济可能存在的“J曲线”效应，构建如下非线性面板基准回归模型：

其中，表示人均生产总值；分别表示市场壁垒指数及其二次项；X表示控制变量；表示时间、个体固定效应；表示随机扰动项。

为了验证统一大市场建设影响经济发展的作用机制，参考已有文献（刘友金等，2023；刘惠好和焦文妞，2022）关于非线性中介模型的设定，本文构建如下模型：

其中，表示中介变量，分别为地区发展差距、产业结构升级；均为随机扰动项；其余变量含义同前。

为了验证信息化发展对统一大市场建设影响中国经济发展的调节作用，参考已有文献（黄远浙等，2021；刘惠好和焦文妞，2022）设定如下模型：

其中，表示信息化发展程度；其余变量含义同前。

（二）变量测度及说明

1.被解释变量

本文采用人均国内生产总值（ pgdp）表示中国及各省份经济发展水平。

2.解释变量

（1）核心解释变量

采用前文测算的市场一体化（ yth）指数验证全国统一大市场建设对经济发展的影响；采用市场壁垒指数（scbl）验证全国统一大市场建设对地区经济发展的影响。

（2）机制变量 ——地区发展差距（ dqcj）

参考已有文献（陈梦根和张帅，2020），采用如下公式测算：

其中，表示某一地区相对于其他地区的发展差距；Y表示城镇单位就业人员平均工资，表示其平均数；N表示地区数。

（3）机制变量——产业结构升级（ cyjg）

参考已有文献（孙伟增等，2022）采用如下公式测算：

其中， Y表示地区生产总值；表示第 i产业产值。

（4）调节变量 ——信息化发展水平（ xxh）

采用企业信息化及电子商务拥有企业个数。以上指标数据均来自国研网宏观经济数据库。

3.控制变量

参考已有文献（陈朴等，2021）选用的控制变量有：人均公路里程数（ rjgl），表示地区间流通基础设施建设水平，采用铁路和公路里程之和与地区人口数的比值刻画；人力资本（ rlzb），采用在校本专科人数与地区总人口比重表示；资本（ zb），以国有资本经营收入表示；人均可支配收入（ rjkzp），反映内需潜力；创新（cx），采用国内发明申请受理数表示。以上指标数据均来自国研网宏观经济数据库。

4.数据处理及描述性统计

选取 2009—2021年中国国家层面时序数据（用于验证国家统一大市场建设的经济效应）和 30个省区市（除西藏、香港、澳门、台湾外）层面面板数据作为考察样本。对于个别年份数据缺失采用计算平均增长率的方式补全；为了减轻数据剧烈波动及可能存在异方差等的影响，对绝对数较大的指标进行对数化处理；为了避免多重共线性，进行方差膨胀因子（VIF）检验，VIF值均小于 10，表明变量间无严重多重共线性。市场壁垒指数及其分指标最大值、最小值相差较大，且市场壁垒指数及其分指标的标准误均大于均值，表明各个地方市场之间的壁垒存在差异，这也与中国经济发展水平在各省及东、中、西部地区之间存在差异相一致；此外，经济发展水平最大值与最小值存在较大差异，但其标准误小于均值，表明经济发展水平虽然存在异质性，但是各地区经济发展协调性在不断增强。从市场一体化指数及其分指标来看，最大值与最小值亦存在较大差异，但标准误小于均值，表明市场一体化水平在整体性提升。限于篇幅，描述统计信息备索。

（三）全国统一大市场建设对中国经济发展的影响实证结果分析

为了验证统一大市场建设对中国经济整体的影响，对（1）式进行回归。表 3列（1）～（6）为未差分回归结果，为了避免非平稳变量回归可能存在的伪回归现象，对被解释变量和解释变量差分平稳后再进行回归，如列（7）～（11），以对比回归结果稳健性。由回归结果表 3（1）列可知，市场一体化（ yth）系数为 0.273，且在 5%水平下显著，表明建设全国统一大市场对中国经济整体具有显著的促进效应；从市场一体化分维度看如列（2）～（6），政府治理（ zfzl）、开放水平（ kf）、民营经济占比（ mybz）和整体营商环境（ ztys）系数分别为 0.574、0.929、1.828、1.471，且均在 10%水平下显著，表明政府对市场环境的治理，即“有为政府”能有效推动市场运行，促进经济整体发展；市场开放水平越高、民营经济在国民经济中所占比重越高、整体营商环境越好，对整体经济发展的促进作用越强；政策支持水平（ zczc）系数为 1.642，但不显著，可能的原因在于从政策制定实施到政策效应释放，存在一定的滞后。差分回归结果列（7）～（11）也表明统一大市场及其分维度对中国整体经济发展具有显著的促进作用，印证时间序列回归结果的稳健性。假说 H1得到验证。

为了验证统一大市场建设对地区经济发展可能存在的“J曲线”效应，对式（2）进行回归，为了避免多重共线性，将二次项中心化处理后引入模型。由回归结果可知（表 4），统一大市场建设对地区经济发展存在明显的“J曲线”效应，在逐渐引入控制变量后，这一效应仍然显著存在。由列（8）可知，市场壁垒（ scbl）及其二次项（ scbl2）系数分别为-0.382和 0.151，且均在 1%水平下显著，表明统一大市场建设首先会因“行政区经济”壁垒破除，产生短期要素极化流动、资源空位及机制完善期，但随着统一大市场不断建设完善，市场一体化水平不断提升，壁垒不断破除，会对区域经济产生积极影响，且其促进效应更具持续力，推动区域经济更高质量发展，从而形成“J曲线”效应。为进一步检验“J曲线”效应的准确性及拐点位置，借鉴Lind和 Mehlum（2010）构建的检验方法进行考察，检验结果显示（限于篇幅，备索）“J曲线”拐点为1.2633，且在区间[-0.7058，1.6042]内，显著水平在 10%，表明回归结果“J曲线”效应准确。当市场一体化不断提升，市场壁垒下降到拐点 1.2633以下时，对地区经济产生长期促进效应。假设 H2得到验证。此外，人力资本（ rlzb）系数为 7.416，且显著性水平在 10%，这也从实证角度回应外国关于中国“人口红利消失论”的误导性观点，从回归结果看，中国的人口红利并未消失。

表 3统一大市场建设对中国经济整体影响的回归结果

注：方括号中为标准误；*表示 p<0.1，**表示 p<0.05，***表示 p<0.01；为了回归结果更具稳健性，均采用文件标准误；Y表示控制，N表示未控制；下同。

表 4统一大市场建设影响中国经济发展的回归结果

（四）稳健性检验

1.为了验证基准回归结果的稳健性，进行以下稳健性检验（检验结果限于篇幅，备索）：一是剔除异常值的处理，将样本数据在 2.5和 97.5百分位上进行 Winsorize处理后再进行回归；二是异方差及自相关的处理，采用广义最小二乘法再回归；三是交互固定效应，采取省份、时间和地区交叉固定进行回归；四是替换被解释变量，人均国内生产总值替换为国内生产总值。以上回归结果均与基准回归结果基本一致，表明基准回归结果稳健。

2.内生性处理。虽然对一些变量进行控制，但是并不否认仍有可能存在遗漏变量，造成内生性问题产生；此外，统一大市场对经济发展具有促进效应，但经济发展也可能在一定程度上推进统一大市场建设，因此导致“逆向因果”内生问题产生。为此，首先将主要解释变量滞后一阶替换原有解释变量进行回归。其次采用工具变量法，将市场壁垒指数及其二次项分别滞后一阶作为其本身的工具变量，滞后值与当期值相关，但与当期经济发展水平关系并不明显，因此满足工具变量“排他相关”要求。采用企业拥有的网站数作为工具变量，企业拥有的网站数越多，越能促进市场信息流通，降低市场壁垒，但是企业拥有的网站数和人均国内生产总值并无直接联系，因此满足“排他相关”要求。由回归结果可知，萨根统计量（Sargan statistic）为1.776，其P值为0.1827；F统计量（Cragg-Donald Wald F statistic）为 79.108，10%的临界值（Stock-Yogo weak ID test critical values）为13.43，均表明工具变量有效。回归结果与基准回归基本一致，表明基准回归稳健。

（五）有调节的中介效应分析

为了验证统一大市场建设影响中国经济发展的作用机制，对式（3）、（4）进行回归，为避免多重共线性，对交叉项及二次项均进行中心化处理后引入模型。由表 5结果可知：列（1）中，市场壁垒（ scbl）系数为0.0278，二次项为（ scbl2） -0.0380，且均在10%以下水平显著。列（2）中，地区发展差距（ dqcj）系数为-0.666，其与市场壁垒交乘项（ dqcj × scbl）系数为-1.930，与市场壁垒二次项交乘项（ dqcj × scbl2）系数为2.027，且均在 1%水平显著，表明市场壁垒会扩大地区发展差距。但随着市场壁垒下降，市场一体化水平上升，通过缩小地区发展差距进而推动地区经济发展，即表现为一次交乘项（ dqcj × scbl）系数先为负，二次交乘项（ dqcj × scbl2）系数后为正。为了验证推进地区平衡机制的稳健性，再次采用按行业分城镇单位就业人员平均工资为测算指标（ dqcj1），采用式（6）测算后引入模型，列（3）、（4）结果显示与列（1）、（2）结论一致，表明结果稳健。假说 H3得到验证。

产业结构升级机制回归结果显示，列（5）中，市场壁垒（ scbl）系数为 0.0564，二次项（ scbl2）系数为-0.0203，且均在 10%水平显著；列（6）中，产业结构系数（ cyjg）为-0.829，且在 1%水平显著，此结果与预期似乎不符，可能的原因在于，首先，对于列（5），当存在市场壁垒时（ scbl系数为正），地方政府在政策上设置御外壁垒，削弱竞争，主要对本地区产业发展采取支持政策，因此当地企业发展不存在竞争压力，会促进单一产业结构升级。其次，当市场壁垒不断下降（ scbl2系数为负）、市场开放水平提高时，在原来政策保护下发展起来的产业，市场竞争力相对较弱，在激烈的开放市场竞争中，发展面临挑战。而且在政策保护下的产业对经济发展并不具有持续力，如列（6） cyjg系数为负。但随着市场开放水平提升，当地企业、产业竞争力不断增强，最终会促进经济发展。为了检验这一论证，将产业结构及其与市场壁垒一次项与二次项的交叉项引入模型再回归，列（7）结果显示产业结构（ cyjg）系数为 0.0263，其与一次交乘项（ cyjg × scbl）系数为0.0295，均不显著，但其与二次交乘项（ cyjg × scbl2）系数为 0.0591，在 1%水平显著，验证了上述论断。

表 5作用机制检验结果

（六）调节效应分析

为了验证信息化发展存在的调节效应，对式（5）进行回归，为避免多重共线性，对交乘项做中心化处理（限于篇幅，数据结果备索）。结果显示，市场壁垒（ scbl）系数为-0.217，信息化发展（ xxh）系数为 0.0377，二者的一次交乘项（ xxh × scbl）系数为-0.0213，绝对值小于市场壁垒（ scbl）系数，二次交乘项（ xxh × scbl2）系数为 0.0251，且均在 10%水平显著，表明信息化水平提升会加速信息要素流通，降低市场壁垒，且随着市场壁垒的进一步降低，信息化水平提升会对统一大市场促进经济发展产生正向调节作用。假说 H5得到验证。

（七）异质性拓展分析

由于各地区市场开放水平不同，相应的市场壁垒和分割程度各异，从而对经济的影响程度存在差异。鉴于此，为了验证不同地区市场壁垒对经济的影响，将中国各省份分为东部、中部、西部及中西部地区进行再回归。回归结果显示（限于篇幅，备索），东部、西部及中西部地区市场壁垒一次项及二次项均显著，表明存在明显的“J曲线”效应，中部地区市场壁垒一次项显著为负，表明市场壁垒需要进一步破除。主要原因在于，东部地区虽然发展较快，但随着统一大市场的建设也面临着产业结构调整和经济提质升级等结构转型问题；西部地区经济发展较中部、东部地区慢，有中央及地方政策支持，又处于统一大市场建设期，因此市场壁垒破除与经济发展并存；中部地区为商品、要素等资源流经地区，且资源流向东部地区更为便利，因此中部地区出于发展经济考量，可能采取更为严格的市场管理办法，市场壁垒较高。

此外，为了考察市场壁垒在经济发展不同阶段的效应，以人均国内生产总值（ pgdp）的 50%分位数为节点，考察人均国内生产总值在 47402.5元（50%分位数）上下，市场壁垒对经济的影响。结果显示，当人均国内生产总值小于 47402.5元时，市场壁垒一次项（ scbl）系数为-0.288，且在 1%水平显著；当人均国内生产总值大于 47402.5元时，一次项及二次项均在 1%水平显著，分别为-0.453和 0.181，存在明显“J曲线”效应。表明当经济发展水平不高时（ pgdp < 47402.5），地方政府可能出于本地区发展考量，更容易对市场采取保护措施，促进本地市场主体发展；当经济发展水平较高时（ pgdp > 47402.5），本地市场主体竞争力较强，当地政府会逐渐削减市场壁垒，开放市场，参与竞争。

建设全国统一大市场是畅通新发展格局内循环的重要根基，是促进中国经济高质量发展的关键一环。文章选取 2009—2021年中国整体层面及各省份样本数据，在对统一大市场定量测度的基础上，考察了统一大市场建设对中国经济发展的影响及其作用机制。研究结果表明：从统一大市场建设来看，在国家整体层面，市场一体化水平不断提升，其中政府市场治理、开放水平和整体营商环境均在不断改善，且持续向好。民营经济所占比重保持稳定，政府政策支持呈增长态势。各省市场壁垒指数整体上呈不断下降趋势，其中政府干预、企业垄断、外商投资成本和贸易壁垒整体呈下降态势。从统一大市场对中国经济的影响来看，统一大市场的建设整体上对中国经济增长具有促进效应。在省级地区层面，统一大市场建设随着地区市场壁垒不断破除，对经济存在先抑制后持续促进的“J曲线”效应，且这一效应在经过一系列检验后仍然稳健。统一大市场建设能通过缩小地区发展差距，促进地区平衡发展，推动经济增长。只有市场开放，参与竞争，才能对经济增长产生持续力。统一大市场对经济增长的影响受到信息化发展水平的正向调节作用。异质性分析发现，经济发展水平较低时其市场壁垒对经济发展的抑制作用更加明显。此外，也回应了国外关于“中国人口红利消失论”的观点，研究表明中国的人口红利正转化为人才红利并发挥积极效应。

根据研究结论，得到以下政策启示：

一是提高民营经济比重，发挥其市场一体化促进效应。研究发现，市场一体化水平在不断提升，但民营经济对其支撑作用保持稳定，有待进一步挖掘其促进市场开放及一体化建设的牵引力。因此，一方面，在对民营企业减税降费的同时，要破除“身份”歧视，既要规范合理经营，又要给予政策倾斜，持续发挥民营经济活力，激发其要素流通、配置潜力。主要抓手在于深化市场化改革，从制度着眼，构建全国统一、协调的市场规制，完善市场监管，以高标准社会主义市场经济体制为基础，以统一、开放、竞争、有序的市场规则为依据，破立并举，激发市场活力。另一方面，要健全保护民营企业家的法律法规，对经营活动实施全国一张“负面清单”制度，做到依法依规保护经营，从而进一步优化民营经济比重，推进市场一体化进程。完善反垄断法律框架规则和公正司法审判，细化相关领域法律的适用性，同时做好反垄断法律宣传，积极营造高效、公平、法治的竞争市场，对于典型垄断案例，及时公布，做好宣传，发挥其警示作用。

二是加大政策支持，强化政府治理。研究表明统一大市场建设中，政府政策支持的效应释放存在滞后效应。因此，要进一步加大对统一大市场建设的政策支持力度，强化政府在市场治理中作用，切实发挥政府在惩治市场失信、欺诈、灰色交易、地下产业、隐形壁垒中“有为政府”角色，为“有效市场”保驾护航；要在统一市场规则运行体系下，破除地方政府“刚性”政策壁垒，激发政策支持红利。一方面，加强政府本身治理。由于政府纵向和横向治理导致市场出现的条块分割，需要由中央政府在顶层政策框架设计下，加强地方政府之间的协调，出台政府干预市场的负面清单，为地方政府职能错位、要素错配设置“红绿灯”，降低企业跨区交易和经营的制度性成本。另一方面，从“以邻为壑”的零和竞争政策向提升服务、深化改革转变。在以往“行政区经济”背景下，各地方政府立足于本地利益最大化制定地区经济发展政策，必定使各地区之间形成优惠性政策“竞赛”，不断制造“政策洼地”，服务于并不具有持续力的短期经济。而有为政府需要在政策制造的市场失灵区域深化改革，破除壁垒，引入竞争机制，做到政策协调、规则统一、执行协同，从而破除刚性政策壁垒。同时加强服务型政府建设，在有为政府破除壁垒的基础上，精简企业落户、交易流程，做到机会公平、政策透明、严格监管。

三是开放市场，推进产业改革，积极参与竞争。研究表明政策保护下的产业并不具有经济发展的持续促进效应。因此，要积极破除市场壁垒，健全公平竞争机制，地方市场规则积极对接统一大市场一体化运行标准，在市场竞争中完成产业置换，提高区域市场主体竞争力。此外，发挥地区特色，形成比较优势，理顺资源要素流通机制，激发统一大市场规模优势，促进经济增长。一方面，深化供给侧结构性改革，畅通产业链堵点。要以内需为牵引，改革产业链供应链，以高质量供给促进和创造需求。着眼于供需结构性矛盾，锚定低收入、中等收入及部分高收入群体需求，分层次、分阶段推进产业链供应链改革，柔化产业生产链条，做好产业链上下游、产业链间的分工协调，打造上下游有效串接、分工协作的联动网络，解决因结构性供需不平衡造成的产能过剩。另一方面，保障物流畅通，深化流通领域改革。立足构建现代大物流体系，推动物流业转型升级，畅通内循环“大动脉”，从而联通各个区域市场。