摘 要：市场采购贸易作为区域经济发展规划中的重要组成部分及贸易领域的新兴业态，对推动区域经济发展与加快建设贸易强国具有重要意义。本文基于2012—2021年中国108个地级及以上城市面板数据，运用多期双重差分法，实证检验了市场采购贸易模式对区域经济发展的影响。研究发现：市场采购贸易模式对区域经济发展具有显著促进作用；机制分析表明，市场采购贸易主要通过扩大出口规模进而推动区域经济发展，暂未通过免征增值税促进区域经济增长；异质性分析表明在中部地区和非副省级城市中，政策赋能效应更为明显。基于此，本文提出以下政策建议：积极批复具有区域带动效应的新的市场采购贸易试点，优化建设规模，进而稳步推进区域经济高质量发展；继续提高贸易便利化程度，同时对个体商户提供专业化的外贸培训服务；完善市场采购贸易所得税顶层政策设计，加大税收优惠，关注增值税免税政策受益群体覆盖工作；针对地理区位及行政等级异质性，有的放矢推进市场采购贸易试验区建设。
关键词：市场采购贸易；区域经济发展；多期双重差分法；出口规模；政策效应异质性
中图分类号：F127；F124.3 文献标识码：A 文章编号：2096-0298（2025）04（b）--06
1 引言及文献综述
《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》中，政府部门明确提出“加快发展跨境电商、市场采购贸易等新模式”。其中，市场采购贸易作为内外贸一体化的贸易创新模式，近年来受到广泛关注。市场采购贸易是指由符合条件的经营者在经国家商务主管等部门认定的市场集聚区内采购的、单票报关单商品货值15万（含15万）美元以下，并在采购地办理出口商品通关手续的贸易方式，是一种兼顾零售批发和内外贸易的贸易模式。2013年，商务部牵头在浙江义乌开展市场采购贸易试点，2014年海关总署增列市场采购贸易单独的海关监管代码1039，经过逐年培育发展，市场采购贸易试点分6批增至39个，覆盖22个省市区。
从市场采购贸易的特点及促进区域经济发展的途径来看，蓝庆新等（2022）认为其兼顾了便利化和规范化问题，能够有效降低外贸门槛，激发市场活力[1]。揭昊（2021）从四个维度分析了市场采购贸易的特点：时间上循序渐进，空间上区位均衡，功能上内外贸结合，制度上有所创新[2]。叶梅琳等（2016）认为，市场采购贸易促进区域经济增长的主要途径是通过促进贸易便利化实现的，包含交易成本的下降和交易效率的提升这两个互为关联的作用基点[3]。
从影响市场采购贸易发展的因素来看，娄田田（2016）通过因子分析和单因素方差分析，发现企业经营管理、东道国经济环境、国内经济环境与政策对市场采购贸易具有显著的直接影响，而企业家素质、企业产品因素、东道国政治环境对市场采购贸易的直接影响不显著[4]。
从市场采购贸易目前所存在的问题来看，邵海燕等（2016）认为支持出口的传统金融手段无法满足出口新方式的需求，亟需金融创新来支持外贸出口新方式发展[5]。白光裕等（2021）从监管的风险扩大、配套政策不完善、统计制度不健全等方面进行了分析[6]。肖海翔等（2022）认为市场采购贸易方式顶层政策设计与基层探索实践匹配程度不足，包括税收政策对市场采购贸易的支持度与其发展速度不匹配[7]。刘晓玲等（2020）则从外汇结算的角度对市场采购贸易进行了分析，发现其存在“货汇差”以及委托代理下进口转口收付汇难度大等问题[8]。
从市场采购贸易与跨境电商的关系来看，朱华友等（2019）认为各试点市场采购与跨境电商的结合力度还不足，应积极从“市场采购”贸易向“市场采购+跨境电商”贸易转型，可从互联网外贸大数据平台构建和跨境电商人才培育等方面入手[9]。赵源洲（2022）通过中介效应检验发现，跨境电商未能成为市场采购贸易方式与地区经济增长之间的中介变量[10]。
通过上述文献整理发现，目前关于市场采购贸易这一贸易新业态的研究以案例分析为主，对该贸易方式的演变及特点、存在的问题、深化试点的路径建议以及与跨境电商的关系等方面进行了较多研究，实证分析相关研究较少。同时，当前的研究主要聚焦于市场采购贸易模式下的某一个具体环节或形成过程，而忽略了政策整体对试点城市的经济影响和作用机制。此外，鉴于试点城市数量已大幅增加，其中，第五批市场采购贸易试点数量更是多达17个，而市场采购贸易的推行必须结合具体的城市情况，其发展在试点城市之间也存在不均衡问题。因此，本文针对市场采购贸易模式对区域经济发展的影响、政策效应的内在机制以及城市间存在的异质性等问题进行了进一步的实证研究。
2 理论分析与研究假设
根据交易成本理论、产业集聚理论和新经济地理理论，市场采购贸易可从多个渠道对区域经济造成影响，比如形成专业市场，市场采购贸易试点以现货批发为主，在特定场所集中交易某一类商品或若干类具有较强互补性、替代性商品，以促进“多品种、多批次、小批量”外贸交易发展。再如，降低贸易主体进入市场的准入门槛，以往的小微企业和个体工商户无法进行外贸业务，如今仅需经过市场采购贸易相关备案后就能从事外贸业务，扩大了出口规模。又如从顶层设计角度完善配套制度，通过制度创新、管理创新、服务创新降低交易成本，优化组货、检测检疫、海关、税务、外汇核算等全链条流程，以提高贸易便利化程度。此外，对以市场采购贸易方式出口的货物免征增值税且不办理出口退税，是市场采购贸易的一大特点。基于以上分析，本文提出假设1。
假设1：市场采购贸易模式可促进区域经济发展，同时可通过扩大出口规模和免征增值税两种途径促进区域经济增长。
中国幅员辽阔，东、中、西部地区资本、劳动力、自然资源存在不均衡问题，这可能导致市场采购贸易模式的经济效应产生差异。此外，试点城市在行政等级上的差异也会导致上述问题，因为行政级别越高的城市，政府在资源调控和政策实施方面越具优势。根据制度理论，不同试点城市在规范性制度和认知性制度上存在一定差异，而制度环境对于吸引个体商户参与出口贸易尤为重要[10]。据此，本文提出假设2。
假设2：市场采购贸易模式的区域经济增长效应存在地理区位、行政等级上的异质性。
3 研究设计
3.1 模型设计
以市场采购贸易试点政策为准自然实验，评估试点政策对区域经济发展的影响。由于试点城市是分批进行批复的，因此采用多期双重差分法来衡量政策的实施效果，以试点城市为处理组，其他城市为控制组。针对处理组，基于数据的可获得性，本文选取前五批共计29个试点城市（第五批中的试点城市瑞丽市由于数据缺失过多被剔除）。而控制组的选取考虑到试点城市的批复并非随机的，大部分是处于江浙或具有一定外贸市场基础的区域[10]，试点城市城镇化率较高，因此参考《中国2020年人口普查分县资料》，按国务院的城市规模划分标准进行分类，选取79个城市（包含大城市、特大城市、超大城市）作为控制组。经整理，本文选取2012—2021年我国108个城市面板数据作为研究样本，并对样本数据做如下预处理：试点城市中少部分县级市数据由其上级代管城市代替，因此在整理城市数据时统一使用全市数据；第五批试点城市中晋江市的上级代管城市泉州市已在第四批试点城市中，不再纳入样本分析；在进行增值税的中介效应检验时剔除了数据缺失较多的宜昌、襄阳、咸阳、西宁、银川、宁波、十堰七个城市；由于各批试点城市的批复时间接近年末，政策实施效应可能于第二年才能显现，因此将各批试点城市的政策实施时间延后至第二年进行分析；利用GDP指数将宏观经济变量进行平减（以2008年为基期）；为消除可能影响估计结果准确性的不可观测因素和时间效应，本文通过同时控制城市的个体效应与时间效应进行双重差分估计，基准模型设定如下：
Yit=α1+α2DIDit+α3Controlsit+μi+vt+εit（1）
其中，下标i和t分别表示城市和年份；Yit表示城市i在t年的经济发展水平；DIDit表示市场采购贸易的虚拟变量；Controlsit为控制变量集合；μi为个体固定效应；vt为年份固定效应；εit为随机扰动项。
借鉴江艇（2022）[11]的研究思路，对出口规模和增值税的中介效应进行检验，模型构建如下：
Mit=β1+β2DIDit+β3Controlsit+μi+vt+εit（2）
其中，Mit为中介变量，其他变量含义与基准回归模型一致。
3.2 变量定义
被解释变量：区域经济发展水平以城市当年的实际GDP取对数衡量。
核心解释变量：市场采购贸易试点政策，通过虚拟变量treat和post的乘积来衡量。
中介变量：本文的中介变量包括各城市的出口规模和增值税税收。
控制变量：参考已有研究，本文的控制变量包括物质存量水平、就业水平、城镇化水平、金融发展水平和消费水平。其中，物质存量水平参照张军（2004）[12]对固定资产投资额的处理方法，以2006年为基期，折旧率为9.6%，利用永续盘存法对资本存量进行估计。
主要变量定义及描述性统计见表1和表2。
3.3 数据来源
本文数据均来源于《中国统计年鉴》《中国城市统计年鉴》、各地国民经济和社会发展统计公报、海关数据库、EPS数据库和国泰安CSMAR数据库，部分缺失数据采用线性插值补齐。出口数据按当年平均汇率进行换算。
4 实证结果与分析
4.1 基准回归结果
在进行基准回归前，为避免变量之间强相关性导致模型估计结果产生偏误，对模型中涉及的变量进行多重共线性检验。结果表明，最大的方差膨胀因子值（VIF）为3.62，VIF均值为2.20，均远小于10，说明各变量之间不存在严重的多重共线性问题。基准回归结果汇报见表3，列（1）列（2）列（3）分别为只固定个体、只固定时间、个体和时间双向固定的模型，重点关注双向固定模型，回归系数为0.048，该结果在5%的水平上显著，说明市场采购贸易模式能够促进试点城市的经济增长，假设1得到部分验证。在控制变量中，城镇化水平、金融发展水平、消费水平的系数均为负且显著，这可能是由于经济发展水平较高的地区城镇化水平、金融发展水平和消费水平一般都较高。根据库兹涅茨曲线，这些地区经济增长速度相对较慢，经济增速的下降会抑制经济总体水平的长期增长，因此在一定程度上存在负向影响。
4.2 稳健性检验
4.2.1 平行趋势检验
双重差分模型使用前需满足平行趋势假定，即市场采购贸易政策实施前处理组与控制组的经济增长不存在显著差异，时间趋势满足一致性。平行趋势检验结果如图1所示。为避免多重共线性问题，将政策实施前一期排除在外作为基期。从图1可以看出，在试点政策实施前，各期估计系数均不显著，即各地区的经济增长不存在显著差异。从政策实施后第三期开始，估计系数出现明显增加趋势并呈现显著差异，说明市场采购贸易模式能够有效促进区域经济增长，且政策实施具有一定滞后效应。以上分析表明，基准回归结果基本满足平行趋势假定。
4.2.2 安慰剂检验
为避免处理组和控制组的经济增长是由时间变化导致的，将政策的实施时间分别提前1年、2年和3年，构建虚假的政策时间进行反事实检验，检验结果见表4。反事实检验中核心解释变量均不显著，说明时间趋势没有系统性差异，且通过了时间安慰剂检验，证明了试点政策的有效性。
借鉴唐浩丹等（2022）[13]的做法，通过随机筛选试点城市并随机设定政策冲击时间，构建反事实的虚拟处理组。运用“伪核心解释变量”进行回归，并将回归过程重复500次，得到500个回归系数及其各自对应的p值。通过绘制这500个系数估计值的核密度分布和p值，以此来检验基准回归结果是否受到不可观测的遗漏变量的影响。检验结果如图2所示，回归系数服从正态分布且大多落在0值附近，这表明回归结果大多不显著，基准回归中系数估计值位于虚假回归系数分布的高尾位置，即基准回归结果不是随机产生的，通过了混合虚构安慰剂检验，进而证明了试点政策的有效性。
4.2.3 PSM-DID检验
为缓解样本选择偏误造成的内生性问题，使用倾向得分匹配双重差分模型进行检验。本文分别对地区协变量进行了近邻匹配（n=2）、核匹配和半径匹配（卡尺为0.01）。表5报告了使用近邻匹配后各协变量的平衡性检验结果，匹配后除固定资本存量外，其他协变量偏差均控制在10%以内，t检验结果说明匹配后变量在处理组、控制组间不存在显著差异。本文对三种匹配方式进行回归分析，分析结果见表6，发现无论是哪种匹配方式，核心解释变量系数估计值均在5%的水平上通过了显著性检验。此外，借鉴Hainmueller （2012）[14]解决选择偏误的方法，使用熵平衡匹配进行检验，同样表明基准回归结果是稳健的。
4.3 中介效应检验
为验证出口规模和增值税的中介效应是否存在，进行中介效应检验，检验结果见表7。其中，市场采购贸易模式可以显著提高试点城市的出口规模，而出口规模的扩大可以促进区域经济增长（杨璐璐等[15]，2024），因此中介效应成立。表7列（2）中DID的系数虽然为负但未通过显著性检验，表明该中介效应不成立。这可能是由于市场采购贸易模式未对企业或商户所得税征缴方式进行明确，各地试点的征收标准和具体税收执行情况也不一致，致使市场主体对税收政策风险产生担忧，不敢积极扩大贸易规模（蓝庆新等[1]，2022）。假设1得到验证。
4.4 异质性分析
市场采购贸易试点政策涵盖不同区域、不同类型和不同层次的试点地区，各试点城市的政策执行效果可能会因经济发展水平、地理区位、行政等级等因素的不同而产生差异。因此，本文进一步探讨该政策对区域经济发展的促进作用是否因城市以上因素的差异而呈现异质性。借鉴沈小波等（2021）[16]的研究，将样本省区按地理位置分为东、中、西三个组进行回归分析，同时按照副省级城市和非副省级城市进行分组回归（截至第五批市场采购贸易试点名单，直辖市还未被列入，故在按行政等级分组回归时将其剔除），回归结果见表8。从地理区位或经济发展水平来看，市场采购贸易对中部地区的经济增长起显著的促进作用，但对于西部或东部均未通过显著性检验。对于西部而言，除了基础设施相对落后外，试点城市较少，政策作用时间短也可能是导致这一结果的原因。截至第四批试点名单，西部地区只包含了成都市，而第五批试点增加了凭祥市、满洲里市、昆明市三个西部试点城市，且政策作用时间仅一年。通过平行趋势检验可知，市场采购贸易政策具有一定的滞后性，因此政策作用效果不明显。西部地区在劳动力、采购、物流、运输、仓储等成本上的优势暂未显现，贸易市场仍有较大释放空间。对于东部地区，其可能的原因是边际效益递减。东部地区经济发展水平较高，经济体量大，且城市经济的驱动渠道多元，因此市场采购贸易对其经济增长的促进作用并不明显。中部地区由于拥有较西部地区更完善的配套设施及相关政策支持，同时处于经济发展的加速期，具有一定的区位优势和较丰富的资源禀赋，进而市场采购贸易对其经济发展产生了明显的推动作用。从行政等级的差异性来看，回归结果表明市场采购贸易对非副省级城市的经济增长有显著的推动作用，而对副省级城市经济增长的影响系数虽为正但未通过显著性检验。这可能是因为副省级城市的经济较为发达，城镇化水平较高，试点政策更多作用于经济发展渠道的拓宽与优化，而非全面性突破。而对于非副省级城市，市场采购贸易模式很好地激发了其在外贸市场的巨大发展潜力，充分体现了市场采购贸易中“多品种、多批次、小批量”的外贸交易特色。假设2得到验证。
5 结论与政策建议
本文基于2012—2021年中国108个地级及以上城市的面板数据，采用多期双重差分法研究了市场采购贸易模式对区域经济发展的促进作用，并进一步探究了政策效应发生的内在机制及异质性，得出以下主要结论：第一，基准回归结果表明，市场采购贸易模式对于区域经济发展具有显著的促进作用，但存在一定的滞后性，这一结论在经过各种稳健性检验后依然成立。第二，机制分析结果表明，市场采购贸易模式可以通过扩大出口规模促进区域的经济增长，暂未通过免征增值税促进区域经济增长。第三，异质性分析结果表明，市场采购贸易模式对区域经济发展的促进作用存在经济发展水平、地理区位、行政等级上的差异。市场采购贸易对中部地区城市和非副省级城市的经济增长有更明显的推动作用。
综上所述，本文提出如下政策建议：第一，市场采购贸易作为内外贸一体化的贸易创新模式，能够有效提高区域经济发展水平，应积极批复具有区域带动效应的新的市场采购贸易试点，优化建设规模，进而稳步推进区域高质量发展。第二，市场采购贸易通过出口拉动经济增长，因此要继续提高贸易便利化程度，同时对于缺乏出海经验的个体商户，提供专业化的外贸培训服务。第三，制定市场采购贸易的企业所得税核定征收办法，明确标准，同时加大税收优惠，关注增值税免税政策受益群体覆盖工作。第四，对于西部地区的试点城市，应将完善物流、服务、数字等基础设施建设作为首要目标，激发市场潜力，利用陆海新通道全覆盖的历史契机，发挥市场采购贸易更大的功效，促进经济增长的同时进一步解决区域发展不平衡问题。第五，对于东部地区及副省级试点城市，应发挥自身产业结构完善、资源禀赋充足、数字化基础设施先进等优势，加大市场采购贸易和跨境电商等贸易新业态的融合，深化区域经济增长渠道。
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