边界效应与长三角区域经济一体化的发展模式

  一、问题的提出
    区域经济一体化是世界区域经济发展空间结构优化演变的趋势。在我国，这种趋势表现为突破行政区边界、实现跨区域协调发展的特征。近年来，长三角区域经济一体化磋商机制成效初显，各城市产业渐趋布局合理，错位竞争态势日益显现，良性循环格局初步形成。然而，由于边界效应的影响，长三角区域内的商品、资本、人才流动受到边界屏蔽效应的限制，地方保护和市场分割现象依然严重，统一大市场建立任重道远。
    边界效应是指政府行政边界划分的存在，妨碍了各行政区间经济、政治、文化的交流，致使行政区间生产要素流动不畅，经济增长水平达不到预期效果和资源浪费的现象。
    20世纪90年代开始，从边界效应角度量化分析区域经济一体化问题已成为该研究领域的经典方法。国外文献相关研究主要有二类：
    一是边界效应的测算方法和国家边界对自由贸易的阻碍效应，特别是运用引力模型、重力模型的实证研究。McCallum利用修改的引力模型分析了1988-1990年间美加两国的边界效应[1]。Francisco Requena和Carlos Llano将国内偏好界定为国内边界效应，将国家边界对贸易的阻碍称为国外边界效应，认为国内边界效应使福利最小化[2]。
    二是建立在克鲁格曼新经济地理学模型基础上的对边境地区一体化效应的研究。
    国外的研究为我们探讨边界效应与长三角区域经济一体化关系提供了可借鉴的理念与方法。
    国内学者认为，边界效应包括屏蔽效应(国家边界对双边贸易的阻碍性影响)和中介效应(边界对双边经济合作的空间中介作用)。他们研究了屏蔽效应向中介效应转化的机制。常俊喜等人认为，地方政府的“政策效力半径”与自然的“经济半径”会造成省区之间的空白区域，应减少政府干预行为，避免地区发展失衡[3]。李郇等人采用Barro回归方程结合重力模型，研究了20世纪90年代苏、浙、沪三省市的边界效应，说明长三角地区的市场分割与地方保护比较严重[4]。
    进入21世纪后，分析长三角各城市之间的边界屏蔽效应增大的现象及其原因、加强一体化建设、推动经济转型等问题还有待深化研究。本文尝试运用经济增长收敛性模型、Barro回归方程结合重力模型和Head与Mayer修正后的边界效应模型，对1988年以来长三角区域经济一体化趋势，边界效应对长三角经济一体化的影响进行分析。
    二、长三角各城市间经济增长收敛性分析
    1.分析思路和数据来源
    运用经济增长收敛性模型对长三角各城市1988-2009年的经济增长进行实证分析，从各城市人均GDP差距的变化角度研究长三角区域经济发展的一体化内在要求。本文选择浦东开发(1990年)、中国加入WTO(2001年底)等重大开放事件为阶段分析的时间节点，以突出国家重大决策的影响效应。
    在经济增长收敛过程中，落后地区的人均GDP增长率高于发达地区，且两者人均GDP差距呈现不断缩小趋势，则这个收敛过程叫β收敛。由β收敛理论可推出，人均初始GDP水平与地方经济增长速度负相关。根据是否需要对负相关状态加以特定控制，β收敛分为绝对β收敛和相对β收敛两种。绝对β收敛是指需要特定因素加以控制时，就能得出负相关的收敛，本文主要分析长三角地区的绝对β收敛情况。
    我们选取的变量是长三角各市的人均GDP，根据资料的完整性，选择了长三角的15个城市(上海、南京、扬州、南通、镇江、常州、无锡、苏州、杭州、嘉兴、湖州、宁波、绍兴、舟山、台州)为研究对象，数据来源于《中国城市统计年鉴》、《浙江统计年鉴》和《江苏统计年鉴》。
    通常，用人均GDP的对数标准差代表人均GDP水平的离散程度。那么，我们就能用对数标准差的平均值来代表人均GDP的平均增长率，即：
    
    2.模型的构建
    检验长三角地区绝对β收敛时，对回归模型的建立，采用线性回归模型且只考虑初始人均GDP对人均GDP增长率的影响，则回归模型如下：
    
    3.实证结果分析
    通过计量软件Pcgive对上述表达式进行回归分析，结果见表1。
    
    从表1可知：b值为负，说明地方初始人均GDP与经济增长率负相关，长三角各城市经济趋同明显。从总体看，1988-2009年，长三角地区人均GDP的绝对β收敛趋势显著，人均GDP水平系数在四个时间段均小于0，绝对β收敛速度为2.757%，长三角各城市人均GDP的差异不断缩小，这表明在此期间长三角地区经济发展一体化趋势明显，边界效应在减小，趋同性在增加。
    1990年，浦东开发吸引了大量外资，FDI的资本和技术溢出效应使得长三角16城市在浦东开发的带动下，进行产业转移和专业分工，经济一体化效果初步显现。1991-2001年，长三角地区绝对β收敛速度相对稳定，为1.4158%。2001年底，中国加入WTO，标志着以外向型经济发展为纽带的长三角经济一体化进入新阶段，形成以上海为轴心，向长三角区域辐射的“世界级研发中心+重化工业基地+外贸加工基地”的扇形联动态势。2002-2009年间，长三角地区绝对β收敛趋势突出，收敛速度达到5.664%，这说明了加入WTO给长三角外向型经济发展带来的贸易红利巨大，促使长三角15个城市人均GDP差异呈现加速缩小的趋势。
    三、长三角边界效应的测定
    1.模型、数据的选取
    用边界效应模型度量边界效应对长三角一体化的影响。本文在条件β趋同分析框架下，通过Barro回归方程结合重力模型和Head与Mayer修正后的边界效应模型[4]，分析1988-2009年苏、浙、沪三省市的边界效应，分析中心城市与周边城市的经济联系强度。如果存在行政区的边界效应，中心城市对周边城市的联系强度就会出现差异。因此，边界效应可定义为区域一体化地区的跨行政区城市间经济水平增长的差距变化。如果在行政区内部的城市经济水平增长差距不断缩小的情况下，跨行政区城市经济水平增长差距出现反向波动的情况，则说明存在边界效应。即在一体化区域中，存在行政区之间的差距，且这种差距变动趋势与一体化趋势相反，但小于一体化的趋势。由上文对绝对β收敛的分析可知，在1988-2009年间，长三角地区的经济一体化趋势明显，它的边界效应总体趋于弱化，但分阶段分析边界效应对长三角一体化的影响，情况与总体趋势是有差异的。
    模型需要的数据是长三角各城市的人均GDP和各城市间的公路最短距离，研究对象继续为上文选取的15个城市，其人均GDP数据来源同上，对于长三角各城市的距离我们通过Google地图

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测量而得。
    2.模型的构建
    定义Barro回归方程为：
    
    式(3)揭示了经济体的增长速度与其自身初始状态到其稳定状态的距离大致成反比，为了便于在同一分析框架内进行纵向、横向比较，现在假定，存在两个经济体A、B，且它们具有相同的趋稳定状态和趋同速度，则由式(3)可以得出：
    
    参照重力模型，建立这些城市间的边界效应度量的回归方程。我们认为，两个距离越近的城市更容易在经济上实现互补，其边界效应会越小，所以要加入距离这一变量来衡量边界效应，即distance。我们引入工具变量dum(边界)来度量两地区间的边界效用，其中当dum的系数值大于零时，表明两地区间的边界效用存在，且dum系数值越大，边界效用越大，反之亦然。这样，将distance和dum加入回归方程式(3)可表示为：
    
    式(6)即为我们测定边界效用的回归方程。对于此方程，我们主要关注符号的变化，如果其显著大于零，则表明长三角城市间存在边界效应，阻碍了该地区区域一体化的进程，反之亦然。
    3.实证结果分析
    研究分为上海与江苏各市、上海与浙江各市、江苏与浙江各市、江苏与浙江各市且考虑与上海之间的距离四种情况，因而构建四个回归方程。
    上海与江苏各市边界效应分析的回归方程为：
    
    根据所得数据，利用计量软件Pcgive对式(7)进行回归分析，结果见表2：
    
    上海与浙江各市边界效应分析的回归方程为：
    
    对式(8)回归分析结果见表3。
    江苏各市与浙江各市边界效应分析的回归方程为：
    
    对式(9)回归分析结果见表4。
    由于上海是长三角地区的增长极，我们对江苏和浙江各市的分析，需要考虑其与上海之间距离这个因素，加入Rshanghai变量，考虑到Rshanghai与人均GDP增速存在非线性关系，需再加入距离的平方项，即(Rshanghai)[2]，则其边界效应分析的回归方程为：
    
    对式(10)回归分析结果见表5。
    
    
    
    纵观上述回归方程及各表中数据，可以看到以下五个问题。
    第一，从回归方程(7)～(10)的结果可见，一方面，除了上海和江苏在1988-1990年间distance的回归系数为正，上海与浙江在1991-2001年间，distance的回归系数为正，其他时期都为负，说明长三角各城市在这些时期存在一体化的趋势。另一方面，在2002-2009年间，distance指标中除了上海和江苏，其他都表现为显著，且为负，说明距离与经济一体化表现为负相关性，且距离越近，一体化程度越明显。
    第二，回归方程(7)结果显示，上海和江苏1991-2001年间的T检验显著，对应的dum系数值小于零，表明在这期间的边界效用是负的，表现为中介效应，说明它促进了彼此间的一体化；上海和江苏2002-2009年间的T检验也是显著的，但对应的dum系数值大于零，表明在这期间的边界效用显著存在，表现为屏蔽效应，说明它阻碍了彼此间的经济发展。进入21世纪后，上海和江苏的边界效应有增加的趋势。
    第三，回归方程(8)结果表明，上海和浙江1988-1990年间的T检验显著，对应的dum系数值大于零，说明上海和浙江在这期间存在边界效用，并且表现为屏蔽效用，而在1991-2001年间和2002-2009年间，它们的T检验不显著，说明在这期间边界效应对一体化的影响不明显。
    第四，回归方程(9)结果显示，浙江和江苏1988-1990年间和1991-2001年间的T检验不显著，说明在这期间浙江和江苏的边界对一体化的影响不明显；而2002-2009年间它们的T检验显著，对应的dum系数值大于零，说明在这期间江苏和浙江的边界效用显著存在，并表现为屏蔽效用。如果把江苏与浙江之间边界效用的变化和江苏与上海之间边界效用变化做一个对比，我们发现江苏与上海和浙江之间的边界效用在进入21世纪后都有增加的趋势。对于回归方程(7)、(8)、(9)得出的结论，总结其原因，笔者认为：进入21世纪后，苏南、沪郊、浙北地区先后步入重化工业阶段，在产业布局、招商引资等方面争夺激烈，竞争大于合作，以致产业同构、重复建设现象时有发生，壁垒现象突显。就制度方面而言，地方政府追求行政区域边界内的利益最大化的动机，一定程度上加强了对区域内的控制，从而加大了区域间的竞争壁垒和市场分割。
    第五，回归方程(10)结果表明，当加入Rshanghai和(Rshanghai)[2]变量进行量化分析后，笔者发现：虽然T检验的显著性没有变化，但相对应的dum系数值发生了变小的变化，这说明，在考虑了上海对它们的影响后，其边界效用呈现减小趋势。因此，上海作为长三角地区的增长极，对长三角经济一体化起到显著的带动作用。
    四、结论
    1.1988年以来，长三角地区经济发展一体化趋势明显，边界效应在减小，趋同性在增加，其中上海和江苏的一体化程度更明显。
    2.实证分析显示，进入21世纪后，江苏与上海、浙江的边界屏蔽效应有增大的现象。这种现象的出现，说明长三角各城市间边界屏蔽效应依然严重，且各地政府为了自己暂时的利益而忽略长三角地区一体化进程的长远发展，这也是各地政府需要协调解决的问题。
    3.实证分析加入了上海到江苏、浙江各市之间的距离这一因素后，边界效应明显下降，这说明了上海在长三角地区一体化进程中具有指导作用，长三角地区的一体化也需要上海起到更大的作用，才能加快长三角地区一体化的进程。
    长三角各城市如何突破边界屏蔽效应的束缚，促进长三角区域经济一体化朝着建立统一大市场方向纵深发展，还有待在今后的研究中深化探索。
 

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