市场分割与企业生产率：来自中国制造业企业的证据，本文主要内容关键词为：生产率论文,企业论文,证据论文,中国制造业论文,市场论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
截稿：2015年5月 一 引言 传统比较优势理论认为，每个地区都应该发展其具有地区比较优势的产业，优先扶持的产业应该符合本地区的潜在比较优势，统一的市场远比分割市场带来的国民福利水平更高。然而，中国地方的市场分割现象与地方保护政策仍然层出不穷。市场分割导致中国省际区域的内部竞争和重复建设，阻碍了国内地区市场专业化水平的提高和规模经济效应的扩大，使得国内区域市场的生产模式偏离了比较优势模式。历史经验表明，国家层面上违背自身比较优势的发展中国家往往经济表现不佳(林毅夫，2012)，而地区发展同样如此。 既然市场分割存在各种弊端，为什么市场分割依然存在呢？相当多的学者(沈立人和戴园晨，1990；Young，2000；银温泉和才婉茹，2001；Bai等，2004；周黎安，2004；陆铭等，2004；Bai等，2008；陆铭和陈钊，2009)对这一问题给予了回答，他们认为，市场分割带来的寻租机会以及个人政绩的需要，促使地方政府和官员对地方企业实施了不必要的保护。无一例外，这些研究将市场分割的源头指向市场分割为地方经济和政府官员带来的利益。随着中国政府更加注重经济增长质量和优化经济结构，当政府绩效考评不再一味以生产总值论英雄时，从地方政府角度来看市场分割是不是一种短视行为？地方政府的“用心良苦”真的会促使本地企业生产率提升从而获得长期竞争优势还是会导致区域内企业不思进取从而丧失未来发展潜力呢？厘清两者之间的关系对于重新审视中国省级区域间市场分割的作用与影响无疑有着重要的意义。 目前国内外有关中国国内市场分割的直接研究大体可以划分为三个方向：一是中国市场是否存在市场分割，这些研究采用不同的方法对中国国内市场是否存在市场分割以及多大程度存在市场分割进行了测算；二是中国国内市场分割缘起与动因的研究；三是中国国内市场分割对经济发展影响的研究。关于中国国内是否存在市场分割的问题，学者们通过测算中国国内市场分割的程度对这一问题给予了回答。Young(2000)对中国国内各区域商品价格、产业结构的发展趋势进行了测度和比较，发现改革开放之后中国各省市商品价格差异呈增大趋势，产业结构呈趋同走势，中国国内市场分割程度正逐渐增大。Poncet(2003、2005)则对比研究了1992-1997年中国各省市国际、国内市场一体化的程度，与Young(2000)的结论一样，Poncet发现中国的省际边界在国内市场分割中的作用正在加强，中国国内市场分割的程度有所加剧。然而，另外一些研究则得出了不一样的结果，Park和Du(2003)对Young(2000)的研究过程进行了重新审视，通过采用与Young(2000)一致的方法对中国地区专业化水平进行了重新估算，发现中国地区专业化水平其实在不断升高。此外，Park和Du还认为Young(2000)研究过程中指标选取和函数设定也都存在问题，中国国内市场分割的程度正在升高的结论是错误的。无独有偶，Holz(2009)从逻辑分析的角度对Young(2000)的研究过程进行探讨，发现Young(2000)研究过程中逻辑关系存在问题，通过采用与Young(2000)一致的测算方法对美国的国内市场整合程度进行估算，Holz发现美国国内市场整合程度显著小于中国，显然，这一结论与现实情况是相矛盾的。Naughton(2000)通过对1987-1992年中国25个省市产业内和产业间的工业产品省际贸易流量进行比较，发现两者均显著增加且制造业行业间贸易占据主导地位，Naughton认为，中国国内市场分割呈下降趋势。Xu(2002)分析了1991-1998年29个省市的部门产出数据，发现虽然长期来看部门特征占据产出增长的主导地位，但短期内省份特征要素仍占实际产出增长的1/3，Xu认为中国省际之间的市场分割仍然存在，但市场分割程度正逐步降低。桂琦寒等(2006)、陈敏等(2008)分别利用1985-2001年中国省级商品零售价格指数，对相邻省份之间的市场分割程度进行了测算，与Xu(2002)结论相同，研究结果均显示国内市场分割程度呈下降趋势。此外，李善同等(2004)、Bai等(2004)、Fan和Wei(2006)、陆铭和陈钊(2009)、赵奇伟和熊性美(2009)等学者的研究也得出了类似的结论。黄赜琳和王敬云(2006)进一步对中国各行业的市场分割程度进行了测算，研究发现不同行业的市场分割强度存在显著差异，总的来说，相对于第二产业而言，第一产业和第三产业市场分割更为严重。由上述文献结论我们可以发现，不管中国国内市场分割趋势如何，但不可否认的是，中国国内市场的确存在市场分割。 在对中国国内市场分割缘起与动因的分析中，沈立人和戴园晨(1990)认为地方政府调控主体和经济利益主体双重身份是市场分割的源头，双重身份使其可以根据自己的利益做出经济决策。银温泉和才婉茹(2001)也认为市场分割是由地方政府追求本地利益造成的问题，其发现以财政包干为特征的行政性分权是其深层体制原因，地方领导的业绩评价也加剧了市场分割的程度。与银温泉和才婉茹(2001)观点类似，Young(2000)认为以“财政分权”为特征的经济改革是导致中国国内市场分割日趋严重的重要原因，市场分割带来的寻租机会促使地方政府更倾向于控制资源流向，进而扭曲价格信号，致使市场的资源配置功能受到极大限制，Young认为这一情形是由中国特殊的发展模式决定的。与Young(2000)结论一致，Bai等(2004)与Bai等(2008)也认为1979年开始的中国经济改革，使得地方政府有强烈的动机去保护地方企业和产业免受来自本地区之外的市场竞争的影响，他们认为，保证地方的经济增长是地方政府给予本地企业保护的目的所在。陆铭等(2004)发现落后地区的地方政府对未来有利分工地位的追求是市场分割存在的激励因素，市场分割在这一情况下甚至可以实现对发达地区的赶超(林毅夫和刘培林，2004)。周黎安(2004)则从官员晋升博弈角度对市场分割产生的原因进行重新解释，其认为地方政府官员为政治晋升而展开的政绩考核竞争是财政包干和行政性分权之外导致市场分割的另一个原因，官员晋升的激励结构的合理设计才是解决市场分割的治本之策(周黎安，2007)。对以上文献进行梳理可以发现，地方政府和官员对自身利益的追求才是导致国内市场分割的“元凶”。 在中国国内市场分割对地方经济影响的研究中，Young(2000)发现市场分割导致地方产业结构呈现趋同特征，地区产品生产远离了比较优势的发展模式，与Young(2000)相一致，Bai等(2004)基于中国1985-1997年省级层面数据的研究，发现相对于规模经济与外部经济，地方保护对地区专业化程度的影响更为显著，地方保护导致的市场分割不利于区域专业化程度的提高。郑毓盛和李崇高(2003)则对1978-2000年中国各省市宏观技术效率进行了分解，发现国内市场分割导致中国产出结构不合理和省际要素配置效率的下降，刘培林(2005)借鉴郑毓盛和李崇高(2003)的研究方法，利用2000年中国30个省市21个制造业部门数据构建了各省市产出结构配置效率指数来衡量国内市场分割的程度，发现如果能消除国内市场分割，这可以有效促进中国制造业部门的增加值增长约5%。付强和乔岳(2011)发现市场分割在即期阻碍了地方经济的增长，长期内则对地方经济的增长具有显著的促进作用，而陆铭和陈钊(2009)在市场分割如何影响地方经济增长的分析中，发现程度适当地情形下提高市场分割能显著促进地方经济增长，且省份的开放程度越高，市场分割对经济的促进作用越强劲。朱希伟等(2005)采用企业进入成本作为国内市场分割的衡量指标，并将其引入Melitz(2003)框架内，从企业出口市场选择的角度分析了国内市场分割对于企业出口的影响，证明国内市场分割导致国内企业放弃国内市场转而进行出口。张杰等(2010)借鉴陈敏等(2008)的方法使用分地区商品零售价格指数构建了1998-2003年省级市场分割指数，检验了中国国内市场分割对企业出口的影响，研究结论显示市场分割对企业出口存在激励作用，间接证明了朱希伟等(2005)的结论。此外，白重恩等(2004)在测算了1986-1997年中国各地区产业集聚程度的基础上，检验了利税率和国有比重化等因素对地区市场分割程度和地区产业集聚的影响，发现利税率和国有化比重是影响市场分割的重要因素，而地区的市场分割程度越高，其产业集聚程度往往越低。刘瑞明(2012)检验了1995-2006年国有企业比重对中国国内市场分割的影响，结论显示国有比重越高的地区市场分割程度越高，市场分割起到了对国有企业进行隐形补贴的作用。由上述涉及市场分割经济影响的研究我们发现，市场分割对地方经济发展的影响利与弊共存。 基于中国国内市场分割三个研究方向的文献脉络可以发现，现有文献中涉及市场分割对本地企业生产率影响的研究依然较为欠缺。产业保护作为市场分割的具体表现形式之一，经典的幼稚产业保护理论及初步形成的“新李斯特经济学”(Selwyn，2009)等都认为发展中国家实施产业保护是必要的，他们认为通过对本国幼稚产业进行保护可以促进其发展，甚至实现对先行国家的赶超，显然企业规模的扩大以及生产率的提升是其最终目的。俾斯麦时期的德意志第二帝国(林毅夫，2007)、朴正熙时期的韩国(覃成林和李超，2013)均依靠幼稚产业保护政策促进本地企业实现了规模经济和企业生产率的提升。相反，二战后多数发展中国家在执行幼稚产业保护过程中却陷入了“李斯特陷阱”(覃成林和李超，2013)，不同国家由于其产业特征、本国特征的差异，幼稚产业保护的效果大相径庭。与上述结论相一致，王弟海和龚六堂(2006)指出一国的幼稚产业保护能否取得产业效果，取决于拟干预产业技术进步对于产业规模的弹性、国内外技术的相对水平差异及幼稚产业自身的特征。这说明作为市场分割表现形式之一的幼稚产业保护政策能否促进企业生产率提升需要一定的先决条件。G
tz(1999)在构建企业生产率(生产技术)进步的理论模型上，发现非完全竞争市场情形下，政府的市场保护行为显著促进了本地企业生产率的提升。在G
tz(1999)理论模型的基础上，Ederington和McCalman(2011)研究了政府产业保护期限的长短对企业采用高生产率技术的影响，他们发现永久性产业保护加快了企业采用新技术的速度，而降低产业保护期限比永久性产业保护对企业采用新技术的促进作用更为有效。Miyagiwa和Ohno(1995)考察了不同类型产业保护政策在不同保护期限内对企业技术进步影响的差异，发现永久性关税保护促进了企业采用新技术，而永久性配额保护和暂时性保护均阻碍了企业对新技术的采用。与上述研究不同，Crowley(2006)探讨了不同类型关税的企业技术进步效应，发现国别关税如反倾销税可以同时促使本国企业与国外企业比自由贸易情形下更早地采用新技术，与之相对应的，普遍的保护性关税则在加速国内进口竞争企业采用新技术的同时，阻碍了国外出口企业对新技术的采用。对比分析可以发现，相同的贸易保护政策在不同国家之间的实施效果存在差异，而各种类型的贸易保护方式导致的企业生产技术效应也各不相同。 现有文献中部分学者采用中国省级数据对市场分割对省内全要素生产率的影响进行了检验，付强和乔岳(2011)利用1978-2006年中国28个省市数据进行经验检验，发现即期情况下市场分割对省内全要素生产率进步存在显著的阻碍作用，而滞后期内市场分割对省内全要素生产率的影响不显著。与付强和乔岳(2011)相类似，毛其淋和盛斌(2012)采用1985-2008年中国省际面板数据经验检验了区域市场整合对全要素生产率的影响，研究发现区域市场整合有利于省内全要素生产率的提高，进而从反面证明了付强和乔岳(2011)的研究结论。与上述两者研究结论不同，郭勇(2013)基于1985-2010年省级面板数据的研究，发现市场分割对工业全要素生产率的影响具有显著的区域差异，不同地区市场分割对工业全要素生产率的影响差异较大，其中，西北地区市场分割程度较高，工业全要素生产率同样较高。十分遗憾的是，上述宏观层面的探讨无法很好地反映市场分割对于本地企业生产率的直接影响。 本文尝试从微观企业的角度对本地企业在市场分割情形下的生产率提升决策进行探究，从基础理论和微观经验两个方向研究市场分割对本地企业生产率的影响，从而为中国未来地区产业政策提供有益的参考。本文余下部分安排如下：第二部分为理论模型；第三部分为模型设定与数据处理；第四部分为计量结果与分析；第五部分为结论。 二 理论模型 本文借鉴由Reinganum(1981)以及Fudenberg和Tirole(2000)提出的企业生产率提升的决策方法，同时，我们采用与G
tz(1999)以及Ederington和McCalman(2011、2013)一致的企业生产率提升的表述做法，并进一步将本地市场分割因素引入模型中，在垄断竞争的环境中研究了本地市场分割对本地企业生产率提升决策的影响。在此基础上，本文结合相关文献与经济逻辑进一步诠释了市场分割通过各个途径对企业生产率的影响，进而厘清了市场分割影响企业生产率的内在机制。 (一)需求函数 考虑这样一种情形，模型内部存在多个国家，国家之间是对称的，每个国家由多个存在市场分割的地区构成。本地区所有企业的全部产品或者部分产品在本地区内销售，样本期间内企业的数目保持稳定。本地区市场中存在两个不同的生产部门，标准化产品部门与差异化产品生产部门，标准化产品的产品消费量为
，差异化产品部门的产品消费指数为C(t)，据此我们得到本地市场中代表性消费者的跨期效用函数为：
我们设定本地代表性消费者的差异化产品消费指数为C.E.S函数形式：
其中，σ为任意两种产品间的替代弹性，且σ＞1，M(t)为t时间差异化产品的种类，
为产品i在t时间的消费量。假设代表性消费者预算约束为E，则产品j在t时间的消费量为：
其中，
为产品j在时间t的价格，P为本地产品的价格指数。我们按企业生产率水平的高低，将企业划分为低生产率企业和高生产率企业，因此，本地区产品价格指数的1-σ次幂形式为：
其中，下标l、d、f分别表示本地企业、本国外地企业、国外企业，n表示企业的数目，r表示企业中高生产率企业所占比例，0≤r≤1，
为高生产率企业的产品价格，
为低生产率企业的产品价格。 (二)企业生产函数 我们假定劳动为唯一的生产要素，各地区劳动人口相等且不流动，地区之间工资率标准化为1。由于本文将企业按生产率水平的高低划分为低生产率企业和高生产率企业，低生产率企业的生产函数为：
，高生产率企业的生产函数为：
，其中，La为企业的劳动投入，Fc为产品的固定成本投入，φ为高生产率企业的生产率水平，φ＞1。企业将其生产率提升为高生产率的成本为D(t)，满足D′(t)＜0＜D″(t)且D(0)=∞，D(∞)=0，即企业越早提升为高生产率企业所付出的成本越高。 (三)地方市场分割 本地市场存在市场分割情形下，本国外地企业和国外企业进入本地市场销售时，需要多付出的成本比例皆为Sγ，S为市场分割指数，γ为市场分割成本系数。产品运输过程中本国外地企业和国外企业均需承担一定的冰山成本，其中，
为本国外地运往本地的冰山成本，
为国外运往本地的冰山成本，即
单位产品从本国外地运往本地销售，实际运达为1单位产品，同理，
单位产品从国外运往本地销售，实际运达为1单位产品，
。垄断竞争环境下，各类企业的产品按照边际成本加成法定价，因此，本地代表性企业在本地的销售价格为：
由上式我们发现，本地企业中高生产率企业所占比例与本地市场分割程度呈正比。根据Ederington和McCalman(2011)的类似研究，企业数目稳定的情况下，高生产率企业所占比例在贸易壁垒上的一阶导数为正，意味着贸易壁垒的提高将导致企业生产率水平的提升。这一理论机制也证明了，企业中高生产率企业所占比例在本地市场分割上的一阶导数为正，则意味着市场分割促进了企业生产率提升。细究其原因，可以发现，对于本地企业而言，本地市场分割提升了高生产率企业在本地企业中的所占比例，这说明本地市场分割显著提升了本地企业采取生产率提升行为的概率，企业数目稳定的情况下，可以证明本地市场分割通过促进企业采取生产率提升行为，显著促进了本地企业生产率进步。挖掘深层次原因，我们认为市场分割可以有效降低本地企业所面对的来自非本地企业的竞争，有效维持了本地企业的市场份额，降低了企业的外部性风险，进而激励了企业对研发、技术引进、扩大规模等生产率提升行为的投资。 进一步，我们可以得到本地企业中高生产率企业所占比例在本地市场分割程度上的二阶导数：
由上式我们发现，本地企业中高生产率企业所占比例在本地市场分割程度上的二阶导数为负。类似于其一阶导数的分析，上式说明随着本地市场分割强度的提升，市场分割对本地高生产率企业所占比例提升的促进作用在不断降低，市场分割促进本地企业采取生产率提升行为的概率随着本地市场分割强度的提升而逐渐下降，也就是说，随着市场分割强度的提升，市场分割通过促进本地企业采取生产率提升行为，进而促进本地企业生产率提升的作用在逐渐降低。 为什么市场分割对本地企业生产率提升决策的影响呈现上述特征呢？梳理其中经济学逻辑，我们认为这主要源于市场分割对于本地企业生产率提升决策正负两方向影响的大小交替。现有研究认为企业通过实现规模经济、研发活动和国外技术引进显著促进了企业生产率提升(吴延兵，2008)，较低强度的市场分割通过对企业研发、技术引进、扩大规模等生产率提升行为的激励促进了本地企业生产率的提升，这一阶段，市场分割对于本地企业生产率提升决策的正面影响显著大于其负面影响。随着市场分割强度的不断提升，市场分割可能导致本地企业尤其是内部治理机制不完善的本地企业安于现状，缺乏进取精神的可能性逐渐增大，进而阻碍了企业研发、技术引进和实现规模经济等生产率提升行为的发生，此消彼长间，当市场分割强度足够大时，负面影响甚至可以抵消市场分割带来的正面影响，导致市场分割对企业生产率提升决策的促进作用微乎其微。 以函数TFP(S，A)表示市场分割通过影响企业生产率提升决策对企业生产率的影响，S为市场分割强度，A为企业生产率提升决策，则由上述模型结果，显然有：
上述研究只考虑了市场分割通过影响企业生产率提升决策对企业生产率的影响，实际上，市场分割还可以通过影响资源优化配置和技术外溢效应等影响企业生产率：第一，本地市场分割导致省际资源配置的不合理(郑毓盛和李崇高，2003；毛其淋和盛斌，2012)，阻碍了非本地市场的生产要素流入本地市场，降低了生产要素市场中资源的优化配置效率。外部市场存在较低价格生产要素的情形下，市场分割的存在增加了本地企业的生产成本，其他条件固定的情形下，生产成本的增加，将导致企业生产率水平的降低。显然，市场分割强度越高，其通过阻碍非本地市场的生产要素流入，对本地企业生产率的阻碍作用越强。第二，已有研究表明，非本地企业进入通过水平溢出和垂直溢出两种途径对本地企业产生显著的技术外溢效应(Teece，1977；Javorcik，2004)，市场分割在阻碍了非本地企业进入本地市场的同时，也阻碍了技术外溢效应对本地企业生产率的促进作用，更进一步，市场分割强度越高，这一阻碍作用越强。以TFP(S，O)函数表示市场分割通过影响资源优化配置和企业技术外溢效应等途径对企业生产率的影响，O为资源优化配置和企业技术外溢效应等途径，则根据上述文献研究结果，定有：
假定市场分割对企业生产率的总体影响为TFP(S)，则市场分割对企业生产率总的影响可以表述为一个可加分函数： TFP(S)=TFP(S，A)+TFP(S，O) 对上式求导，我们得到企业生产率在市场分割上的一阶导数：
考虑到市场分割对企业生产率上述两种完全不同的影响，市场分割对企业生产率的影响并非单调函数：市场分割强度较低时，市场分割通过影响企业生产率进步决策对企业生产率的促进作用较高，而市场分割通过阻碍生产要素的优化配置和技术外溢效应等途径对企业生产率的阻碍作用较低，市场分割对企业生产率的促进作用大于其阻碍作用，此时，有：
即较低强度的市场分割促进了企业生产率提升。但随着市场分割强度的提升，市场分割通过影响企业生产率进步决策对企业生产率的促进作用逐渐降低，而市场分割通过阻碍生产要素的优化配置和技术外溢效应等途径对企业生产率的阻碍作用逐渐升高。当市场分割达到一定强度时，其通过影响企业生产率决策对企业生产率的促进作用微乎其微，而通过阻碍生产要素的优化配置和技术外溢效应等途径对企业生产率的阻碍作用逐渐增大，最终市场分割对企业生产率的促进作用小于等于阻碍作用，有：
即市场分割超过一定强度时，市场分割对企业生产率提升的促进作用不再显著，取而代之的是市场分割通过阻碍生产要素的优化配置和技术外溢效应等途径对企业生产率提升的阻碍作用将发挥主要作用，进而阻碍了本地企业生产率的提升。此外，即使随着市场分割强度增加，市场分割通过阻碍生产要素的优化配置和技术外溢效应等途径对企业生产率产生的阻碍作用的增长值有限，但由于市场分割通过影响企业生产率进步决策对企业生产率产生的促进作用逐渐降低甚至趋近于0，此时，市场分割对企业生产率的正向影响也将小于负面影响，市场分割也将阻碍企业生产率提升。据此，我们提出本文研究假设： 假设：市场分割与本地企业生产率呈倒U型关系，即较低强度的市场分割促进了本地企业生产率提升，超过一定强度的市场分割则阻碍了本地企业生产率提升。 本文研究假设也有助于解释一些当前中国的实际，为什么当前中国部分地方保护强度较低的地区，其本地企业生产率水平较高，而一些地方保护强度较高的地区，其本地企业生产率水平较低。 三 模型设定与数据处理 (一)模型设定 为检验中国国内市场分割如何影响本地企业生产率提升，我们采用国家统计局1999-2007年中国工业企业数据中制造业企业数据对本文推论进行检验。基于以上理论分析，本文模型基本设定如下：
(二)数据处理和指标设定 考虑到中国工业企业数据自身存在样本匹配混乱、变量大小异常等问题(聂辉华等，2012)，本文采用Cai和Liu(2009)、聂辉华等(2012)等采用的标准剔除程序对样本数据中的异常值进行处理。数据匹配过程中，面对企业代码丢失、企业代码重复和企业兼并导致的企业代码更换等问题，为充分利用样本数据信息，本文借鉴Brandt等(2012)①提出的逐年匹配法对相关数据进行匹配，这一方法在使用企业代码进行匹配的基础上充分利用企业名称、法人名称、省地县码等企业基本信息，对无法使用企业代码匹配的以及受兼并等企业活动影响导致企业代码变更的企业样本进行充分利用。 1.市场分割的测度 以Parsley和Wei(1996、2001、2001b)为代表的部分研究机构和学者则采用各种测度方法对市场分割的发展趋势展开了研究，已有文献中市场分割的测度方法大体可以分为产业结构法(Young，2000；郑毓盛和李崇高，2003)、贸易流法(Naughton，2000；Poncet，2003)、相对价格法(Parsley和Wei，1996、2001、2001b；桂琦寒等，2006；陈敏等，2008；陆铭和陈钊，2009；赵奇伟和熊性美，2009；刘瑞明，2012)、经济周期法(Mody和Wang，1997；Xu，2002)和问卷调查法(李善同等，2004)等。以上方法各有优劣，部分学者对各种方法进行了对比(余东华和刘运，2009)，但综合来看相对价格法(Parsley和Wei，1996、2001、2001b；桂琦寒等，2006)理论严格且方法相对较为客观，本文采用Parsley和Wei(1996、2001、2001b)、桂琦寒等(2006)以相对价格的波动衡量市场分割程度的方法，这一方法主要基于冰山成本理论，冰山在运输途中会有部分因为融化而损失掉，而产品运输与其相类似，部分产品在运输过程中将会以交易成本的形式被消耗掉，交易成本的存在导致两个不同区域市场上产品的价格必然存在差异，两地产品价格之比将会在一定区间内浮动。市场分割导致的交易成本增加会导致相对价格浮动区间扩大，反之相对价格浮动区间缩小。 数据选择方面，基于数据的完整性，分地区商品零售价格指数的筛选过程中本文选择粮食、油脂、水产品、饮料烟酒、服装鞋帽、纺织品、化妆品、日用品、燃料9类产品作为市场分割的衡量产品。我们采用接壤省份之间产品相对价格方差衡量市场分割程度(陈敏等，2008)，在对省份取舍过程中海南因为其特殊地理位置没有接壤省份将其剔除，西藏部分数据缺失故也将其剔除，本文原始数据涵盖了1999-2007年29个省级区域的9类商品，原始数据皆来自历年《中国统计年鉴》。本文采用Parsley和Wei(1996、2001、2001b)、桂琦寒等(2006)等市场分割测算方法。具体测算过程如下：
最后，我们采用
计算相对价格变动的方差，得到市场分割指数这一无量纲数据。为确保市场分割指数以及经验结果的有效，在稳健性检验的过程中，本文采取与林毅夫和刘培林(2004)类似做法，采用樊纲等(2011)中1999-2007年期间产品市场发育程度和要素市场发育程度这两项指标的加权数据构建市场整合指数(fgseg)，作为市场分割指数的稳健性检验指标，其中，产品市场发育程度、要素市场发育程度的权数分别为0.148和0.242，市场整合指数越大，则市场分割程度越低。 2.企业生产率水平的测度 全要素生产率的估算方法中，适用于微观企业数据估算的主要是固定效应、半参数方法和GMM等计量方法(Del Gatto等，2011；鲁晓东和连玉君，2012)，而OP法(Olley和Pakes，1996)作为较早提出的半参数方法与OLS回归估算索罗余值等方法相较来说，可以更好地解决内生性和选择性偏误的问题，被较多的研究者所接受(刘巳洋等，2009；聂辉华和贾瑞雪，2011)，但由于OP法采用企业投资额作为代理变量，针对微观企业数据中大量企业年度投资额缺失引起的数据丢失问题②，Levinsohn和Petrin(2003)进一步提出LP法，LP法采用中间投入品作为代理变量大幅提高了数据的使用效率，也赢得了不少研究者的青睐(张杰等，2010；龚关和胡关亮，2013)。然而鲁晓东和连玉君(2012)通过对这两种方法进行对比认为，从数据估计结果来看，LP法与OP法相比并不存在显著优势。出于对研究结果稳健性的考究，本文分别采用LP法和OP法估算的企业全要素生产率作为企业生产率水平的衡量指标。 采用OP法和LP法对企业全要素生产率的估算过程中，不同研究者对各变量的设定存在部分差异，本文根据多数研究者的一般做法，采用工业增加值衡量企业的产出，采用全年企业从业人员平均人数来衡量劳动投入，采用工业中间投入合计衡量中间投入品，采用固定资产总值衡量资本存量。与聂辉华和贾瑞雪(2011)等采用固定资产净值的15%来衡量企业的资本折旧不同，我们采用中国工业企业调查数据中存在的本年折旧指标来对资本折旧进行衡量。与鲁晓东和连玉君(2012)等对投资额的求解方法相一致，采用标准的永续盘存法求解企业的投资额，具体形式为：
，其中I、K和Dis分别表示企业投资额、资本存量和资本折旧。Brandt等(2012)价格平减方法虽然对行业划分更为精细，但其未考虑省域差异对价格指数的影响，而对本文市场分割这一研究对象来说，省域差异的影响尤为严重，因此本文按照现有文献的一般做法对各名义变量进行价格平减，具体来说：工业增加值、中间品投入采用企业所在省份工业品出厂价格指数平减为以1998年为基期的实际值，资本存量采用企业所在省份固定资产投资价格指数平减为以1998年为基期的实际值，各平减指数均采用中经网-中国经济统计数据库的年度数据。与聂辉华和贾瑞雪(2011)类似，在采用LP法和OP法估算企业全要素生产率之后，我们通过绘制直方图等方法选择双边截尾方式对数据进行处理，剔除了位于样本全要素生产率前后1%的异常企业。 3.控制变量 企业自身特征和地方市场特征等因素也对企业生产率水平构成显著影响，我们在关注主要解释变量显著性的基础上，结合本文模型和相关理论在基础回归模型中加入各相关控制变量，来控制它们可能对被解释变量造成的影响。本文的控制变量包括企业规模、企业沉没成本、企业补贴收入、企业盈利状况、企业分工状况、企业经营年限等企业特征变量以及地区、年度和行业等稳健性控制变量。 企业规模(scale)：企业规模对企业的生产率水平构成显著影响，而新贸易理论尤为强调规模经济的作用。在中国当前情况下，不同规模的企业一方面其自身采用高生产率技术和优化配置资源的能力存在较大差距，另一方面，不同规模的企业其社会信誉和政府支持力度也存在较大差别，进一步扩大了不同规模企业生产率提升能力的差异。参照已有研究的做法，本文采用企业年度平均员工人数来对企业规模进行衡量(张杰等，2010)。 企业沉没成本(scost)：企业沉没成本构成了企业进入行业内的基本门槛，对企业的进入具有显著的选择效应，而沉没成本的高低对于已进入该行业企业的保护程度又存在差异，沉没成本较高的行业内已进入企业生产率提升的动力相对缺乏，沉没成本较低的行业内企业由于行业内竞争强度较高，企业生产率提升的动力则较为强劲，本文参考Sutton(1991)、孙浦阳等(2013)采用资本劳动比衡量沉没成本的大小。 企业补贴收入(subsidy)：企业得到的政府补贴会不会用于生产率提升是一个引人关注的问题，中国当前产业结构存在诸多弊病，部分企业的生产效率较低，而政府补贴对于企业提升生产率水平给予了一个额外的助力，但是否真的有效，需要通过进一步研究进行验证，本文参考孔东民等(2013)采用企业政府补贴总额与产品销售收入的比值衡量企业补贴收入的大小。 企业盈利状况(profit)：企业盈利反映了企业现金流状况的好坏，现金流状况的好坏又反映当前企业的资金约束状况，对于企业是否有能力扩大生产规模、采用新技术，进而提升其生产率水平都有着良好的反映，本文采用企业利润总额与企业资产总值的比值来对其进行衡量。 企业分工状况(dlabor)：企业位于产业价值链位置的不同决定其生产过程中生产效率水平高低，中国目前大量代工企业和原材料初级加工企业的存在决定着企业生产率水平差异较大，本文采用企业本年应付工资与企业年平均职工人数的比值来衡量企业分工状况。 企业经营年限(age)：企业经营年限的长短对企业管理水平及生产设备状况构成影响，企业经营年限越长，管理经验越丰富，经营状况越趋于稳定，其生产设备和工艺的更新换代也越趋合理，本文采用本年年度与企业创立年份之差对其进行衡量。在控制以上变量的基础上，我们对企业的年份、地区、行业等特征变量进行控制来进一步确定分析结果的稳健性。 4.主要变量描述性统计值 表1中报告了本文主要变量的描述性统计值。 表2中报告了经验分析中主要解释变量的相关系数矩阵，从中我们可以发现主要解释变量相关系数的绝对值均小于0.2，解释变量之间不存在相关系数过大的情况，我们进一步估计其VIF数值来检查其是否存在多重共线性，发现
，显著小于经验法则要求的最低数值10，可以排除存在多重共线性的可能。
四 计量结果与分析 (一)基准回归结果 鉴于本文所采用微观企业样本足够大，考虑异方差问题存在的可能性，本文计量检验中均采用按省份聚类的标准误进行回归。在面板数据模型的选择上，我们采用LR检验分别对采用固定效应模型还是混合回归模型以及采用随机效应模型还是混合回归模型分别进行选择，在LR模型选定基础上采用Hausman检验对本文采用固定效应模型还是随机效应模型进行选定。为确保研究结论的稳健性，经验检验过程中本文分别采用以LP法和OP法估算的企业全要素生产率值作为被解释变量的代理指标进行回归。本文初步回归分析中通过逐步添加变量来观察经验结果的稳健性，回归结果如表3和表4所示。
由表3和表4中回归结果，我们可以发现，分别采用LP法和OP法估算的企业全要素生产率作为被解释变量，进行全样本添加控制变量回归过程时，市场分割一次项的回归系数均在1%的统计水平上显著为正，其二次项的回归系数均在1%的统计水平上显著为负。这一结果表明，市场分割促进企业生产率提升存在一个极值点，在市场分割强度到达极值点以前，其显著促进了本地企业生产率的提升，但随着市场分割强度的提升，市场分割对本地企业生产率的促进作用在逐渐降低甚至为零，当市场分割强度超越极值点时，市场分割阻碍了企业生产率的提升，这一结论也初步证明了本文研究假设是成立的，市场分割与本地企业生产率呈倒U型关系，即较低强度的市场分割促进了企业生产率提升，而超过一定强度的市场分割则阻碍了企业生产力提升。从地方政府的角度来看，较低强度的市场分割，有利于本地企业提升其生产率水平，这与地方政府对本地企业进行保护，促进产业升级获得长期竞争优势甚至实现从落后到赶超的初衷是相符的；相反，强度过高的市场分割则成为了短视之举，不符合本地企业和地方政府的利益所在。 其他控制变量方面，表3和表4中回归结果显示，企业规模的回归系数均显著为正，企业规模扩大促进了企业生产率提升，这说明中国制造业中，随着企业规模的扩大，企业生产率总体呈现上升趋势。回归结果同样显示，企业沉没成本的回归系数显著为负，企业沉没成本阻碍了企业生产率提升，沉没成本的增加提升了新企业的进入门槛，已进入企业存在有恃无恐的心理，企业缺乏足够的动力采取生产率提升行为。企业补贴收入的回归系数均显著为负，政府基于各种目的对企业进行补贴并没有促进企业生产率提升，政府补贴一定程度上让一些本该退出市场的企业在优胜劣汰的市场竞争中得以保存，阻碍了企业生产率提升和产业升级。企业利润水平和企业分工状况的回归系数均显著为正，企业利润水平和企业分工状况均对企业生产率提升具有推动作用，两者对于企业生产率的提升均有着正向作用，企业利润水平的提高改善了企业现金流，有利于产业转型升级，而位于产业链高端的企业产品技术附加值水平也相对较高，在市场竞争中更倾向于不断提升企业生产效率以保持其自身竞争力。表3中企业年龄的回归系数为正，而表4中企业年龄的回归系数显著为负，这说明企业年龄对企业生产率影响并不稳定。 不同所有制结构的企业其内部激励机制可能存在较大差异，为进一步考察各所有制类型企业中本文假说是否成立，我们根据企业登记注册类型将样本企业划分为国企、民营企业、港澳台企业、外资企业四个所有制类型的子样本(盛丹和王永进，2012)，分别检验本文假说是否成立，同时，我们仍然分别采用LP法和OP法下估算的企业全要素生产率值作为被解释变量的代理指标进行估计。我们将分所有制估计结果列于表5。 由表5中回归结果我们可以发现，国企、民营企业、港澳台企业、外资企业四个所有制类型企业子样本回归中，市场分割一次项的回归系数均显著为正，其二次项的回归系数均显著为负，这一结果证明本文研究假设是可靠的，市场分割与本地企业生产率呈倒U型关系，也就是说较低强度的市场分割促进了企业生产率提升，而超过一定强度的市场分割则阻碍了企业生产力提升。这一结果与表3和表4是保持一致，市场分割对企业生产率的影响并未因为企业所有制类型的不同而产生差异，这也进一步证明了本文结论的稳定性。 值得注意的是，表5中回归结果显示，国有企业样本的企业年龄回归系数为负，其他所有制形式企业样本的企业年龄回归系数为正，企业年龄对企业生产率的影响具有所有制属性差异，这也证明了表3和表4中的结论，企业年龄对企业生产率的影响具有一定的不确定性。其他控制变量的回归系数与表3和表4基本保持一致。 (二)稳健性检验 1.稳健性检验Ⅰ：市场分割替代指标 为确保得到稳健的估计结果，本文进一步采用与林毅夫和刘培林(2004)类似方法构建的市场整合指数作为市场分割指数的替代指标进行稳健性检验，分别考察资本密集型行业、劳动密集型行业两种不同行业特征下市场分割对企业生产率的影响③。在分行业特征子样本回归分析中，我们依然分别采用LP法和OP法下估算的企业全要素生产率值作为被解释变量的代理指标进行估计。表6中罗列了具体以市场整合作为市场分割的替代指标回归结果。 由表6我们可以发现，不管是采用LP法估算的企业全要素生产率作为被解释变量，还是采用OP法估算的企业生产率作为被解释变量，市场整合一次项的回归系数均在1%的统计水平上显著为负，其二次项的回归系数均在1%的统计水平上显著为正，这一结论从另一个角度证明市场分割与本地企业生产率呈倒U型关系，即较低强度的市场分割促进了企业生产率提升，而超过一定强度的市场分割则阻碍了企业生产率提升。本文研究假设得到进一步证明，这一结论同样证明，市场分割对企业生产率的倒U型关系并未因为企业行业特征的不同而存在差异。
2.稳健性检验Ⅱ：工具变量法 为排除市场分割与企业生产率可能存在的互为因果导致的内生性问题，我们采用工具变量法进行估计，同时，考虑到可能存在异方差的问题，工具变量估计中我们选择GMM方法进行回归。在工具变量选择过程中，我们借鉴连玉君等(2008)、李小平等(2012)以内生变量的滞后项作为工具变量的方法，通过筛选，我们最终采用市场分割的滞后一期作为工具变量进行回归。为进一步确定研究结论的稳健性，这里我们也同时采用市场整合作为市场分割的替代变量进行回归，工具变量GMM估计中，通过筛选，我们采用市场整合的滞后一期作为工具变量进行回归，表7报告了工具变量GMM方法稳健性估计结果。
表7中第(1)至(4)列中Kleibergen-Paap rk Wald F统计值均大于10%显著性水平下的临界值，拒绝了工具变量是弱识别的假定；Kleibergen-Paap rk LM检验的P值均为0，有效拒绝了工具变量识别不足的假定，上述检验有效证明了本文工具变量选择的有效性。由表7第(1)、(2)列可以发现，不管采用LP法还是OP法估算的企业生产率作为被解释变量，市场分割一次项的回归系数均显著为正，其二次项的回归系数均显著为负，即较低强度的市场分割促进了企业生产率提升，而超过一定强度的市场分割则阻碍了企业生产力提升，这一结论与表3至表5是一致的，市场分割对企业生产率的倒U型关系在工具变量回归中得到证明。由表7第(3)、(4)列可以发现，市场整合一次项的回归系数均在1%的统计水平上显著为负，其二次项的回归系数均在1%的统计水平上显著为正，这一结论与表6是一致的，从反面视角证明了市场分割对企业生产率倒U型关系的稳健性，本文研究假定得到进一步验证。 五 结论 在一个垄断竞争模型基础上，本文将市场分割引入到企业生产率提升的决策中，研究了市场分割对本地企业生产率的影响，然后采用1998-2007年中国工业企业数据，检验了市场分割对本地企业生产率的影响，结果发现，市场分割与本地企业生产率呈倒U型关系，即较低强度的市场分割促进了本地企业生产率提升，超过一定强度的市场分割则阻碍了本地企业生产率提升。本文进一步分所有制、替代变量、工具变量等稳健性检验发现，本文结论是十分稳健的。文章结果同时表明，企业规模与利润水平对企业生产率也有着积极的影响，而政府补贴对企业生产率有显著的抑制作用，这一结果表明，以补贴来促进本土企业生产率提升不具有可行性。 虽然Naughton(2000)、Xu(2002)、陈敏等(2008)、陆铭和陈钊(2009)等学者的研究结论倾向于认为中国国内区域市场趋于整合，但不可否认的是中国国内市场分割依然存在。从地方政府角度来看，市场分割的存在不仅仅为地方政府带来了经济的增长(陆铭和陈钊，2009)和出口的增加(朱希伟等，2005；张杰等，2010)，本文结论也证明，一定强度以下的市场分割促进了本地企业生产率提升，一定强度以下的市场分割在一定程度上符合地方经济和政府官员的利益诉求。本文结果为中央政府不再以GDP产值作为考核地方官员政绩唯一指标的情形下，地方政府仍然具有一定程度的市场分割倾向提供了一个微观解释。 尽管一定强度以下的市场分割可能在某种程度上符合地方经济与地方政府官员的利益，然而，从国家层面来看，市场分割一方面降低了国内各地区按照地区比较优势和潜在比较优势发展自身产业的可能性，导致区域产业集中度较低，地区之间产业结构逐渐趋同，使得地区产业结构远离地区比较优势。当前中国一些制造业如钢铁、水泥、多晶硅等行业几乎均出现严重产能过剩，很大程度上是由于地方政府产业监管过程中没有促使企业按照区域比较优势进行投资，盲目追求投资带来的快速经济增长，才导致产能过剩问题愈演愈烈。另一方面，市场分割妨碍了中国国内统一市场的形成，导致市场运行机制的扭曲，极大地降低了省际资源配置效率水平。刘培林(2005)测算了市场分割静态损失，发现如果能够消除国内市场分割，中国制造业部门的增加值在不增加要素投入的条件下将会有约5%的增长。对比市场分割在地方和国家两个层面的作用，我们可以发现，如何调和市场分割在地方和国家两个层面的不同作用尤为重要。虽然中国政府提出未来将不以地方经济增长作为对地方政府和政府官员进行考评的唯一指标，转而更加注重经济增长质量和优化经济结构，在地方经济和官员利益诉求导向的情形下，地方政府的方向将转向对增长质量和产业结构等指标的追求，然而本文结论显示，一定强度以下市场分割对于本地企业生产率提升，产业结构优化仍然发挥着不可忽视的作用。我们认为，仅仅取消生产总值评比、不再以生产总值论英雄仍然很难对市场分割这一问题进行有效的解决，一个更加完善和有效的官员晋升激励结构的合理设计才是解决市场分割的治本之策(周黎安，2007)。因此，对中国政府而言，在未来发展过程中，如何保证企业生产率提升的同时逐步消除市场分割及其负面影响仍将是一个亟待解决的问题。 ①Brandt等(2012)分享了其提出的逐年匹配方法的相关程序，由于样本期间国民经济行业分类标准进行了调整，在本文经验分析中，统一按照以[GB/T4754-2002]为标准的2位数行业代码对所有制造业样本进行划分，具体程序分享链接如下：http://www.econ.kuleuven.be/public/N07057/CHINA/appendix/。 ②由于OP法估算企业全要素生产率采用投资作为可观测生产率的代理变量，鲁晓东和连玉君(2012)对1999-2007年样本数据处理时发现仅有44%的企业有对应的投资数据，由于本文采用的数据匹配方法更为精确，本文样本数据中约有49.96%的样本存在对应的投资数据，但求解企业全要素生产率值的数据特征基本一致。 ③我们借鉴与王德文等(2004)、盛丹和王永进(2012)等相一致的分类方法，将样本企业划分为资本密集型行业和劳动密集型行业两个行业子样本，具体来说：劳动密集型行业包括农副食品加工业、食品制造业等12个行业；资本密集型行业包括石油加工炼焦及核燃料加工业、化学原料及化学制品制造业等15个行业；另有医药制造业、通信设备计算机及其他电子设备制造业、仪器仪表及文化办公用机械制造业、航空及航天设备制造业(GB/T3分位)等四个行业位于两者之间。
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