“一带一路”战略背景下我国金融发展、对外经济开放与区域市场整合

引言
　　2015年3月，国家发展改革委、外交部、商务部联合发布《推动共建丝绸之路经济带和21世纪海上丝绸之路的愿景与行动》，重点涉及黑龙江、内蒙古、上海等沿线18省份，并力图通过外部通道建设加快内部主要经济区块的联系和资源整合，为我国对外贸易开启了新天地，同时也为促进国内区域市场整合提供了新思路。与此同时，中国为助力“一带一路”建设的推进，积极搭建金融支持框架，设立丝路基金，发起建立亚洲基础设施投资银行，力争以金融合作为前导，激发市场活力。国内各大金融机构也纷纷加速战略布局，积极运用多元化渠道为企业“走出去”提供金融支持。在此背景下，“一带一路”战略沿线18个重点省份在对外经济开放框架下的金融发展是否有利于促进国内区域市场一体化？随着对外经济开放水平的提升，这些省份之间商品市场是否趋于整合？鉴于此，深入研究金融发展、对外开放与区域市场整合三者的关系，对于更好地发挥“一带一路”建设中的金融助力作用，促进区域市场整合，具有重要现实意义与理论价值。
　　区域市场整合是国内外学者研究的热点问题之一。2000年，国外两位学者先后就中国国内市场整合的发展趋势提出了两种完全相反的判断，其中Naughton（1999）指出随着中国渐进式改革的持续推进，中国国内市场总体上是趋于整合的，而Young（2000）则认为中国国内市场分割是中国渐进式改革和中国式增长不可避免的代价之一。这两种不同观点引发了海内外学术界关于“中国国内市场是否趋于整合”的一场延续至今的争论。支持Young的研究包括：Pocert（2003）实证得出中国区域市场趋于分割的结论;Chow（2003）研究表明中国地方政府保护和企业寻租的“合谋”导致了国内市场的分割;Amiti和Javorcik（2008）则认为中国国内市场存在较为严重的非正式贸易壁垒，中国区域市场处于分割状态。在此基础上，国内学者们纷纷从各个角度探究中国国内市场分割的原因所在，其主要本文由毕业论文网http://www.zgazxxw.com收集整理观点包括：中国式分权下，经济激励和政治激励促使当地政府为经济增长而相互竞争，采取“以邻为壑”政策对本地市场进行干预，导致市场分割（王凤荣等，2013）;产业政策在一定条件下能够激励当地政府放弃地区贸易壁垒，带来国内市场整合（林文，2011）;行业协会的发展和职能的明确也可以提高国内市场整合程度（应瑞瑶等，2004）;在总体市场不断走向一体化的进程中，较低的经济开放水平加剧了市场分割，但随着经济开放水平的不断提升，国内区域市场趋于整合（陈敏等，2007）;金融抑制下金融部门对异质产业部门提供趋同的金融支持，软化了区域市场分割的资源约束，形成区域市场整合的阻力（孙涛等，2015）。
　　学术界现有研究成果奠定了本研究的逻辑起点，但也存在着一定缺憾：一是已有文献中较少从金融发展视角来考察区域市场整合，且未将对外开放这一重要因素纳入金融支持区域市场整合的研究框架;二是经济新常态下，我国对外经济开放与对内市场整合面临着新的机遇和挑战，尤其是“一带一路”规划出台后，金融发展在这一战略规划下如何作用于国内区域市场整合亟待研究。鉴于此，本文基于2003-2013年我国“一带一路”战略沿线18个重点省份省际面板数据，对我国金融发展、对外经济开放与区域市场整合之间的关系展开研究，力争揭示“一带一路”规划视角下金融发展、对外经济开放与区域市场整合的新型关系，为助力“一带一路”建设提供可供决策参考的理论依据与经验支撑。
　　模型与变量
　　（一）模型设定
　　本文旨在研究金融支持、对外经济开放对区域市场整合的影响，设定如下计量模型：
　　lnINTEi，t=c+β1lnFINAi，t+β2lnOPENi，t+ lnCVi，t+f i+εi，t （1）
　　其中，t为年份，i（i=1，2…18）为地区，INTE表示区域市场整合程度，FINA为金融发展，OPEN代表对外经济开放，CV为其他影响控制变量，c为截距项，β、为相应变量弹性系数，εi，t为随机扰动项，f i表示非观测的个体固定效应。参考姚博（2014）的研究，主要考虑以下3个控制变量：政府支出规模（GOV）、交通设施（TRAF）、地区经济发展（DEVE）作为控制影响区域市场整合的其他重要因素。因此，本文最终的计量模型设定如下：
　　lnINTEi，t=c+β1lnFINAi，t+β2lnOPENi，t+β3ln GOVi，t+β4lnTRAFi，t+β5lnDEVEi，t+ fi+εi，t（2）
　　其中，βκ（κ=1，2…5）为相应解释变量弹性系数。
　　（二）指标的度量
　　1.区域市场整合的度量。本文以市场分割指数为基础，用相对价格信息来衡量市场整合程度。市场分割指数的测算借鉴Parealey等（2001）的价格指数法，通过地区之间商品价格的差异来分析市场分割状况。首先，选取2003-2013年“一带一路”战略沿线18个重点省份8类商品 零售价格的环比指数，构建3维（t×n×k）面板数据集，其中t为年份，n为地区，k为商品，采用如下方式计算相对价格：
　　 （3）
　　上式中，i、j（i≠j; i， j=1，2…18）分别表示省份，k（k=1，2…8）表示商品种类，p表示商品零售价格环比指数。为避免地区间相对顺序的差异引起的价格方差不同，故对相对价格取绝对值。考虑到地区间商品价格的变动可能使由商品自身的某些特性导致，并非全由 　　

地区间市场环境差异形成，故假定，其中αk为k类商品自身的某些特性引起的价格变动，而与i、j两地的特殊市场环境相关。
　　为消除固定效应αk，对153对省际组合间8类11年共13464个相对价格数据分别求平均值，并对其做去均值处理，即：

（4）
　　即最终用以计算方差的相对价格变动部分，仅与地区间的市场分割因素和一些随机因素有关。随后，计算两个地区之间8类商品相对价格变动的方差，并对157对省际组合的相对价格方差按照省（市、区）进行合并，得到各省（市、区）与其他省（市、区）的市场分割指数，计算方式如（5）式所示。
　　 （5）
　　其中n表示地区，N表示合并的省市组合数目，由此共得到198（=11×18）个观测值。最后，在上述测算所得的市场分割指数基础上构造区域市场整合指标INTE，市场整合程度与市场分割指数之间存在着反向关系，故借鉴毛其淋等（2011）的做法计算区域市场整合指标（INTEit），如（6）式所示：
　　（6）
　　2.核心解释变量。选取4类指标从金融市场发展和外部融资两个方面衡量金融发展：一方面通过金融相关比率（FIR）与金融系统效率（FE）考察金融市场发展，以各地区金融总资产 占GDP的比重衡量金融相关比率（FIR），该指标反映金融规模的增长情况，取值越大，意味着金融市场化程度越高;采用各地区金融机构存贷比来衡量金融系统效率（FE），又称信贷转换率，其反映出储蓄与投资之间的转换效率，取值越大，说明资金的转换效率越高;一方面通过信贷密度（LOAN）和股票市场交易效率（STRA）衡量外部融资水平，信贷密度（LOAN）即各地区金融机构贷款额占当地GDP的比重，信贷密度越高，说明金融机构贷款量投入较大，企业获得外部资金的能力越强;股票市场交易效率（STRA）用各地区股票市场的总成交金额占GDP的比值来衡量。
　　对外经济开放（OPEN），参考毛其淋（2011）的做法，采用主成分分析法将外贸依存度和外资依存度两个指标进行加权，构建一个能够反映对外经济开放水平的综合指标。其中外贸依存度用进出口额占GDP的比重表示，外资依存度用外商直接投资额占GDP比重来表示。
　　3.控制变量。交通设施（TRAF），选用各地区的铁路和公路里程和与地面面积之比来衡量，用于考察交通状况改善对区域市场整合的作用;财政支出（GOV），即地区财政支出占各地区当年GDP的比重，用来衡量各省份地方政府对经济活动的参与程度;地区经济发展（DEVE），选用各地区GDP衡量，用于反映地区经济增长对区域市场整合的影响。
　　（三）数据说明
　　本文选用自2003-2013年“一带一路”战略规划沿线18个重点省（市、区）的面板数据。其中各地区GDP、铁路里程、公路里程、地面面积、对外贸易进出口额、政府财政支出及区域市场整合指标测算所需8类商品零售价格的环比指数数据均来自历年《中国统计年鉴》，R&D科研费用来自历年《中国科技统计年鉴》，各地区股票交易额、股票总市值、保费收入及金融机构存、贷款余额来自wind数据库，外商直接投资额来自ACMR数据中心。样本数据描述性分析如表1所示。
　　实证结果与扩展分析
　　本文使用Stata 12.0对模型进行实证分析，结果如表2所示，其中模型（1）为混合最小二乘法（Pooled OLS）估计结果，模型（2）、（3）分别为固定效应（fixed effect，FE）和随机效应（random effect，RE）估计结果。
　　根据表2可知，允余固定效应检验结果显示在1%显著性水平下固定效应（FE）优于混合最小二乘法（POOLED OLS），进一步Hausman检验结果显示在1%的显著性水平下应拒绝原假设，固定效应（FE）优于随机效应（RE）模型。综合以上分析，本研究选择固定效应（FE）模型，即模型（2），并基于该模型展开分析。
　　从金融市场视角来看，金融相关效率（lnFIR）在5%显著性条件下，对区域市场整合存在显著的正向影响，弹性系数为0.6551，说明随着金融市场规模的扩大，其金融资本的逐利性会促使金融机构自发地在产业间做出选择，加速新兴产业的发展;对企业而言，完善的金融系统有利于企业利用多样化的金融产品提升自身竞争力，扩大生产规模，实现跨区域资源的优化配置，进而降低区域商品市场之间的分割性，促进区域市场整合。此外，发达的金融市场能够在流通环节降低地区各省之间的交易成本，提高市场整合程度。金融系统效率（lnFE）对区域市场整合存在正向影响，较高的信贷转换率有利于投资的扩大，提升增长型企业在发展过程中获得信贷资金的能力。
　　从外部融资视角来看，企业获外部融资能力的大小，对其跨地区生产和贸易的开展、资源的整合存在重要影响。我国企业外部融资多以间接融资为主，主要表现为银行信贷，从表2可知信贷密度（lnLOAN）在10%显著性水平下对区域市场整合存在显著的负向影响，弹性系数为-0.6669，即信贷密度每增加1%，区域市场整合程度将降低0.6669%，金融抑制和财政分权双重背景下，商业银行信贷配置对本地国有企业进行倾斜，而对中小型民营企业则采取惜贷、不贷策略，利率管制和信贷歧视产生了一大块的租金市场，形成资金漏损，诱使金融机构大规模寻租，从而损伤了中小型企业融资能力，并助长了财政分权下的大型国有企业对市场的分割，不利于资源的跨地区流动和优化配置。企业直接融资包括股权融资和债券融资等，考虑到我国上市公司存在着较为强烈的股权融资偏好，本文针对股票市场交易效率（lnSTRA）研究发现，在1%显著性水平下股票市场交易效率对区域市场整合存在显著的负向影响，弹性系数为-0.1032，这说明在审批制这种具有行政色彩的证券发行制度下，股票市场交易效率的提升反而会加剧市场分割。可以预见的是，随着证券注册制发行制度的深入推行，证券市场对于改善企业融资能力的作用将逐渐凸显。
　　对外经济开放（lnOPEN）在1%显著性水平下对区域市场整合存在显著的正向影响，弹性系数为0.2544，这意味着对外经济开放水平每提升1%，区域市场整合程度将提升0.2544%。自2001年中国加入世界贸易组织（WTO）以来，我国逐步降低关税，减少贸易壁垒，并逐步扩大银行业、证券业、保险业开放程度，放宽外商直接投资市场准入。伴随着入世后我国对外开放程度的扩大，大量外资涌入以及跨国企业入驻，促进了跨国资源与市场的整合，并使国内市场一体化水平得到了显著的提升。
　　模型中加入的控制变量中，交通状况（lnTRAF）对区域市场整合具有正向影响，通常发达的交通设施会减少跨地区贸易中的运输成本，从而促进区域间的贸易活动，降低区域间市场分割;政府支出（lnGOV）则对区域市场整合存在负向影响，在中国式分权下，地方政府有动力通过非市场行为干预市场活动，保护本地企业的快速发展以及其在产业竞争中的地位，致使地区间分割程度的扩大;地区经济发展（lnDEVE）对区域市场整合存在显著的正向影 　　 响，弹性系数为0.3356，意味着宏观经济发展水平的增长能够促进区域市场的整合，经济发展水平增长越快的省份，其区域市场一体化进程也越快。
　　结论与政策建议
　　本文基于2003-2013年“一带一路”战略规划沿线18个重点省份面板数据，采用固定效应模型（FE）实证研究“一带一路”战略背景下金融发展、对外经济开放与区域市场整合之间的关系，结果显示：“一带一路”沿线重点省份金融发展规模对区域市场整合的影响显著为正，而信贷深度和股票交易效率则显著为负;对外经济开放程度的提升有利于促进区域市场整合;控制变量交通设施和地区经济发展对区域市场整合存在正向影响，政府财政支出水平对区域市场整合的影响并不显著。
　　在此研究结论基础上，对于“一带一路”战略背景下我国国内区域市场整合的发展提出以下政策建议：
　　一是不断完善金融市场体系，在审慎监管前提下规范并引导民间金融的发展，同时健全多层次的资本市场，扩大中小型企业融资渠道，助力大型企业参与经济建设，促进区域一体化与经济增长。
　　二是推进利率市场化改革的同时应加快商业银行的转型升级，逐渐降低政府对银行经营活动的干预，提高商业银行决策的独立性和科学性，进一步激活信贷支持实体经济发展的活力，为“一带一路”规划下企业跨区域资源整合提供较好的外部融资环境。
　　三是继续扩大对外经济开放，积极对外商投资和优秀跨国企业“引进来”，并为企业“走出去”提供多样化金融支持，同时，发挥金融资本在服务“一带一路”基础设施建设中的重要作用，为对外经济开放、对内市场整合提供良好的基础条件，逐步形成对外经济开放和区域间市场整合促进机制的良性循环。