孔令池 郝少博 高波

摘要：基于垄断竞争条件下的技术扩散模型，探究地区间市场分割对中国制造业企业生产率提升的影响效应。理论与实证检验发现，地区间市场分割与制造业企业生产率之间存在非对称关系。短期本地市场分割对本地制造业企业生产率提升有正向作用，而长期本地市场分割对本地制造业企业的生产率提升不存在显著影响，外地市场分割始终不利于本地制造业企业生产率的提升，地区间市场分割不利于区域内制造业企业生产率的总体提升，系列稳健性检验支持了上述结论。影响机制分析表明，地区间市场分割主要通过影响企业所处的市场竞争格局和企业所拥有的市场需求规模，改变企业进行技术研发的创新租金，从而对企业的技术进步乃至全要素生产率产生影响。异质性检验发现，地区间市场分割对国有、出口依赖程度低、西部地区、低技术行业和低融资依赖行业的制造业企业生产率的非对称影响更大。拓展分析发现，外资管制放松会趋于强化本地市场分割对本地制造业企业生产率所产生的积极影响，但未能弱化外地市场分割对本地制造业企业生产率的挤出效应。因此，以一体化的思路和举措，打破地区间行政壁垒，对接国内外市场，有利于强化企业创新，推动经济高质量发展。

关键词：市场分割；企业生产率；制造业；新发展格局；技术扩散模型

文献标识码：A   文章编号：100228482023（05）007415

一、问题提出

加快建设全国统一大市场，打破地方保护和市场分割是构建新发展格局的基础支撑和内在要求。迄今为止，计划经济体制遗留下来的市场分割问题，尤其是要素市场的建设问题，并没有得到根本解决［1］，在畅通国内大循环的过程中，形成了无法回避的障碍，产生了不小的阻力。分析国内市场分割问题可以有多元的视角，加快缓解这一问题有多种途径和方法，已经有大量的研究成果。已有研究对企业如何在全国统一大市场建设过程中获得效率提高的关注不够，而这却是以高质量发展推进中国式现代化的最具动态比较优势的方向性策略。理论上，市场竞争格局及市场需求规模等是影响企业行为决策的关键性因素。那么，对市场竞争格局和市场需求规模有重要影响的地区间市场分割会对微观经济主体企业的生产率产生怎样的影响？这将会是本文要深入考察的核心问题。对于该问题的解答，不仅有利于厘清政府与市场之间的制衡关系，而且有助于识别地方政府在发展经济过程中个体理性与群体非理性行为的矛盾，是影响区域政策和经济政策制定的重中之重。

地区间市場分割不仅会对地方产业结构和地方经济增长等产生重要影响［23］，也会作用于微观企业的经济活动。朱希伟等［4］在Melitz［5］研究模型基础上，构建了一个开放经济模型，研究发现国内市场分割会导致不同生产技术的企业都首选进入国外市场。张杰等［6］使用价格法测算出1998—2003年的中国省级市场分割指数，并实证检验了国内市场分割对企业出口的影响，得出了国内市场分割对企业出口具有激励作用的结论。国内市场分割除了对企业出口行为产生影响以外，还对企业的跨地区经营行为产生影响。宋渊洋等［7］基于中国证券企业的数据，实证发现国内市场分割是企业跨地区经营面临的重要障碍。曹春方等［8］研究发现，国内市场分割导致地方国有企业异地子公司分布相比民营企业更少。

与本文研究相关的另一支文献是企业生产率。相关文献对企业生产率的影响因素进行了诸多探讨，但较少涉及国内市场分割对企业生产率的影响。徐保昌等［9］利用1998—2007年的中国制造业的微观数据研究发现，国内市场分割与本地企业生产率呈倒U型关系，即一定程度的市场分割能够促进本地企业生产率的提升。但是该文忽略了一个重要问题，即地区间市场分割是相互的，当本地企业因本地的市场保护而受益时，也要看到本地企业在外地市场上所面临的不利竞争条件。孔令池等［10］考察了地区间市场分割对于企业出口产品质量升级的本地市场效应的调节作用，研究发现本地市场分割对于提升本地企业出口产品质量几乎没有发挥作用，而外地的市场分割对本地企业出口产品质量升级却造成了非常不利的影响。因此，本地市场分割行为为本地所带来的优势是否会被外地市场分割行为所带来的劣势所抵消，甚至这种优势是否远远小于外地市场分割所带来的劣势？

本文重点关注地区间市场分割与制造业企业生产率的关系。市场分割会导致企业在本地和外地面临截然不同的竞争格局和市场规模，从而会对制造业企业生产率产生较为复杂的影响。与现有文献相比，本文的边际贡献主要体现在如下两个方面：首先，构建一个含有市场分割的垄断竞争技术升级模型，分析了地区间市场分割对制造业企业生产率的非对称影响，并将地区间市场分割对制造业企业生产率的作用机制刻画为需求引致创新效应和市场竞争效应，对现有文献进行了拓展和有益补充；其次，在实证研究上，基于中国工业企业数据库和上市企业数据库，识别了地区间市场分割对制造业企业生产率的作用方向，基于外资进入管制政策冲击和二者之间的非线性关系构建识别框架，为地区间市场分割与制造业企业生产率提供了更加严谨的经验证据。

二、理论模型

研究地区间市场分割对企业生产率的影响，必须明确企业内生提高生产率的过程。本文借鉴由Gotz等［1112］发展的封闭经济垄断竞争条件下的技术扩散模型，考察地区间市场分割对企业生产率提升的非对称影响。

（一）需求函数

考虑一个经济系统，在系统中存在两个地区。假设两地区企业生产的产品既可以在本地销售，也可以在外地销售，但在外地销售可能要面临不利的市场分割因素。假设每个地区都存在两个不同的部门：标准化产品部门和差异化产品部门。设定消费者的效用函数U为

U=∫∞0［x0（t）+logC（t）］e－rtdt（1）

其中，x0（t）和C（t）分别为消费者在t时间对标准化产品和差异化产品的消费指数，r为折现率。设定消费者对差异化产品的消费指数C（t）采用不变替代弹性（CES）函数形式，以反映消费者对多样性的偏好。

C（t）=［∫N0q（z，t）σ－1σdz］σσ－1（2）

其中，q（z，t）为消费者在t时间对z品牌产品的消费量，N为差异化产品品牌的种类数，σ>1为差异化产品之间的替代弹性。设每个地区代表性消费者的预算为I，则一地区在时间t对产品i的总需求为

q（i，t）=p（i，t）－σI/∫N0p（z，t）1－σdz（3）

其中，p（i，t）为产品i在时间t的价格，∫N0p（z，t）1－σdz为一地区差异化产品的价格指数。

（二）生产函数

假设所有商品的生产规模报酬不变，劳动力为唯一投入要素，各部门工资标准化为1，生产单位产品所使用的劳动力数量成为衡量企业生产率高低的标准。

假设两地区都存在高生产率和低生产率两种类型的企业，其中低生产率企业的生产函数为L（t）=y（i，t），这里仍然遵循Gotz［11］的设定，假设在低生产率企业可以选择在时间t进行技术升级以提升生产率，但需要付出X（t）的技术升级成本，这里的成本设定为现值，即X（t）=x（t）e-rt，设dX/dt<0，d2X/dt2>0，即技术升级成本的现值是随着时间下降的，这意味着即使技术升级是可行的，企业有激励进行等待，以支付更低的技术升级成本。假设企业进行技术升级后成为高生产率企业，生产函数为L（t）=y（i，t）/φ，其中φ>1。

（三）地区间市场分割

商品在外地销售面临市场分割的不利因素，本文借鉴Ederington 等［12］引入贸易壁垒的方法，使用商品运输的冰山成本来反映地区间市场分割

冰山成本的内涵非常丰富，并不局限于运输成本，在国内研究市场分割的文献中得到了非常广泛的使用。。不失一般性，假设本地对外地的市场分割程度为S，外地对本地的市场分割程度为So，即S单位的外地商品只有1单位能运输到本地进行销售，So单位的本地商品只有1单位能够到达外地市场。市场分割的存在增加了商品的异地交易成本。企业根据利润最大化原则进行边际成本加成定价，因此本地低生产率企业和高生产率企业在本地的商品定价为

PL=σ/（σ－1）；PH=σ/［φ（σ－1）］（4）

本地低生產率企业和高生产率企业在外地的定价为

PLo=σSo/（σ－1）；PHo=σSo/［φ（σ－1）］（5）

外地低生产率企业和高生产率企业在本地的定价为

PoL=σS/（σ－1）；PoH=σS/［φ（σ－1）］（6）

假设本地有n家企业，在时间t有g（t）比例的企业技术升级为高生产率企业。外地有no家企业，在时间t有go（t）比例的企业技术升级为高生产率企业。根据式（3），本地市场在时间t的差异化产品价格指数为

∫N0p（z，t）1－σdz=n｛g（t）P1－σH+［1－g（t）］P1－σL｝+no｛go（t）PoH1－σ+［1－go（t）］PoL1－σ｝（7）

外地市场在时间t的差异化产品价格指数可通过类似的方法得到。根据式（3）～（7），本地低生产率企业和高生产率企业的收益分别为

RL（t）=（PL－1）qL（t）+（PoL－1）qoL（t）（8）

RH（t）=（PH－1/φ）qH（t）+（PoH－1/φ）qoH（t）（9）

（四）企业生产率提升决策

假设初始时间为0，企业通过选择何时进行技术升级，提高生产率，最大化整个生命周期内的利润。假定企业选择在时间T进行技术升级，设定企业进入本地市场的固定成本为Fl，进入外地市场的固定成本为Fn，则企业生命周期内总利润的贴现值为

R=∫T0RL（t）e－rtdt+∫∞TRH（t）e－rtdt－Fl－Fn－X（T）（10）

其中，X（T）=x（T）e－rT表示在时间T为技术升级支付的成本。企业越早进行技术升级，提升生产率，就越能获得更多的收益，但也要支付更多的技术升级成本，由dR/dT=0可得一阶条件为

e－rT［RL（T）－RH（T）］=X′（T）（11）

RH（T）－RL（T）为在时间T进行技术升级、提升生产率的增量收益，由式（8）（9）决定。

RH－RL=Iσ／（σ－1）－σ（φσ－1－1）/［（σ－1）∫N0p（z，t）1－σdz］+

I［σ（S0－1）+1］σSo／（σ－1）－σ（φσ－1－1）/［（σ－1）∫N0po（z，t）1－σdz］（12）

将式（12）代入式（11），经化简后，可得

1/{n［gφσ－1+1］+no［goS1－σ（φσ－1－1）+S1－σ］}+［σ（So－1）+1］So－σ/

{no［go（φσ－1）+1］+n［gSo1－σ（φσ－1－1）+So1－σ］}=M（13）

M=［－X′（T）erT（σ－1）］/［I（φσ－1－1）（σ－1）/σ］（14）

式（13）可以看作关于S、So、g的隐函数关系，即F（S，So，g）=M。根据隐函数定理可得

g/S=（－F/S）/（F/g）g/So=（－F/So）/（F/g）（15）

根据式（13）很容易得到F/g<0。另外，又因为φ>1和σ>1，F/S>0，F/So<0，可知g/S>0，即本地的市场分割行为对本地企业生产率提升起到促进作用；g/So<0，即外地的市场分割行为对本地企业生产率提升是不利的。

式（7）暗含了一个关键假设，即不存在企业的进入与退出行为，本地市场和外地市场企业的数量是既定的。这一假设，在短期可能符合现实，在长期则备受质疑。因为只要在位企业能够获得正的预期利润，就必然会吸引新企业的进入，直至预期利润为0。无论是本地市场分割还是外地市场分割，其分割程度的变化均会对市场需求规模和市场竞争格局产生影响，导致企业的进入与退出。那么，地区间市场分割对企业进入与退出行为的冲击，对本文的研究结果会产生怎样的影响？这里考虑企业进入本地市场与外地市场的均衡条件：

∫T0（pL-1）qL（t）e－rtdt+∫∞T（pH－1）qH（t）e－rtdt－Fl-X（t）=0（16）

∫T0（pLo－1）qLo（t）e－rtdt+∫∞T（pHo－1）qHo（t）e－rtdt－Fn=0（17）

其中，Fl、Fn分别为企业进入本地市场和外地市场的固定成本。将式（3）（4）（6）（7）代入式（16），可得本地市场均衡时企业的数量。为了考察地区间市场分割通过影响企业的進入，进而对技术扩散速率的间接影响，需要着重分析式（16）中的qL（t）和qH（t）。根据式（3）（6）（7）不难发现，在自由进入的条件下，市场均衡时本地市场的价格指数保持不变。进一步根据式（7）（17）可以发现，当本地市场分割程度增强时，本地企业的数量上升，外地企业进入本地市场的数量却呈下降趋势。那么，这一企业群体结构的变化会对企业技术升级的速率产生什么影响呢？直觉上，本地企业的持续进入会降低每一个企业的市场份额，从而降低企业进行技术升级的激励，而外地企业进入的减少则会产生相反的作用。根据式（12），市场分割程度变动时，本地市场的产品价格指数保持不变，则（RH－RL）/s=0，即本地市场分割程度的变动不会影响企业进行技术升级的增量收益，对于本地企业技术升级的速率也就不产生作用，这与短期情形有明显区别。进一步根据式（12），在长期，外地市场分割程度的变动不会影响外地市场产品价格指数，但会对本地企业在外地市场的收益产生影响。通过计算可知（RH－RL）/So<0，即使在长期，外地市场分割的存在依然不利于本地企业的技术升级和生产率的提升。由此提出：

假说1：本地市场分割对本地企业的生产率提升在短期具有显著的促进作用，在长期则没有影响，而外地市场分割对本地企业生产率的提升始终有显著的抑制作用。

在短期，实行地方保护主义和分割市场的行为是地方政府的占优策略，构成了纳什均衡。但是，这种纳什均衡会给地区总体带来最优效应吗？对于这个问题的考察，能够更加深刻地理解地区间市场分割对于地区企业进行技术升级和提升生产率的总体影响。

根据式（13），考虑对称情形，设定n=no、S=So以及g=go，可计算得到g，g关于S的一阶导数为

dg/dS=［（1－σ）Mnφσ－1Sσ+（1－σ）Sφσ－1－Mnφσ－1S+φσ－1（2+S－σS）+（Mn－σ）Sφσ－1］/

（Sφσ－1+φσ－1－1）2<0（18）

式（18）表明，在短期，如果各地均实行市场分割，将无助于地区企业进行创新和技术升级，进而不利于地区企业生产率的总体提升。此外，根据前文的分析，本地市场分割对于本地企业技术升级和生产率提升的积极影响，由于新企业的进入被抵消，而外地市场分割的不利影响始终存在。因此，在长期地区间市场分割将会对企业技术升级和提升生产率造成更加不利的影响。由此提出：

假说2：地区间市场分割不利于地区企业生产率的总体提升。

三、研究设计

（一）计量模型设定

根据前文的理论模型，构建如下基准模型以考察地区间市场分割对制造业企业生产率的影响：

TFPijkt=β0+β1Lmskt+β2Nmskt+∑βX+ωi+ηt+μk+εijkt（19）

其中，Lmskt为t年k地区的市场分割指数；Nmskt为t年k地周围地区的市场分割指数；TFPijkt为t年k地区j制造行业i企业的生产率；X为其他影响制造业企业生产率的因素；ω为企业固定效应，用于控制企业层面不随时间变化的因素的影响；η为行业固定效应，用以控制难以观测且不随时间变化的行业影响效应；μ为年份固定效应，用以控制随时间变化的宏观经济冲击。为控制序列相关性和异方差对参数标准差估计的影响，随机误差项ε在企业层面进行聚类处理。为降低数据的异方差性，对被解释变量以及核心解释变量和部分控制变量做对数处理。

（二）变量选取和说明

1.被解释变量

企业全要素生产率（TFP）。采用LP方法测算制造业企业全要素生产率。

2.核心解释变量

市场分割指数（Ms）。采用较多使用的价格法来测度市场分割程度［3］。出于统计口径一致性和数据连续性的考虑，选取了10类商品进行测算，分别为粮食类、食品类、纺织品类、化妆品类、书报杂志类、中西药品类、家用成本类、服装鞋帽类、建筑建材类和饮料烟酒类。这里区分了本地市场分割指数（Lms）和外地市场分割指数（Nms），外地市场分割指数是通过计算与本地接壤省份市场分割指数的平均值得到的

举例来说，天津市和河北省与北京市接壤，那么北京市所面临的外地市场分割程度就是由天津市与河北省本地市场分割程度共同决定的，采用天津市与河北省的本地市场分割指数的均值进行测度。。地区间市场分割指数（Qms），采用各省份及其周围地区的市场分割指数的算术平均值衡量。

3.控制变量

出于样本完整性的考虑，主要加入了企业和行业层面的控制变量，稳健性检验中还加入了城市层面的控制变量。企业年龄（Age），根据开工日期和年份计算出企业的年龄，再进行对数化处理。企业规模（Sca），使用企业的资产总值（对数化处理）加以衡量。企业资本深化程度（CI），采用企业固定资产总值与劳动力的比值测度。企业管理强度（Man），采用企业管理支出与销售产值的比值测度。补贴强度（Sub），采用企业补贴收入与企业销售产值的比值衡量。盈利水平（Pro），采用企业的营业利润与销售产值的比值测度。出口状态（Exp），采用虚拟变量标识，出口企业取值为1，否则为0。行业层面的集聚水平（Com），采用三位数行业的区位商测度，具体测算方法如下：

Comjkt=（labjkt/labkt）/（labjt/labt）（20）

其中，labjkt表示k地区j行业在t年的就业人数，labkt表示k地区在t年的就业人数，labjt表示j行业在t年的全国就业人数，labt表示全国的就业人数。

（三）数据来源与描述性统计

企业层面的变量使用中国工业企业数据库中的微观企业数据计算得到，工业企业数据库的数据目前更新到2013年，但2008年及其之后缺少工业企业增加值和中间品投入等关键变量。鉴于数据的可得性以及保证结果的准确性，本文选取1998—2007年的制造业企业数据进行研究。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，参考聂辉华等［13］的标准剔除程序，对样本中的异常值进行处理。中国在2003年采用了新的行业代码分类体系（GB/T 4754—2002），取代了1994—2002年使用的旧的分类体系（GB/T 4754—1994）。为实现行业代码的一致性，利用Brandt等［14］提供的行业代码对照表，统一样本数据的行业代码，并利用他们提供的平减指数对投入产出变量进行处理。城市层面的数据来自中经网数据库。各省份的环比价格指数来自历年《中国统计年鉴》。主要变量的描述性统计结果见表1。

四、实证结果与分析

（一）基准回归结果

基准回归结果见表2。第（1）列仅加入了核心解释变量，结果显示本地市场分割对本地制造业企业生产率的提升有正向促进作用。进一步观察发现，本地制造业企业生产率对本地市场分割程度变动的弹性仅为0.008。相比之下，本地制造业企业生产率对外地市场分割程度的变动较为敏感，其弹性达0.227，外地市场分割对本地制造业企业生产率的提升产生更为不利影响。由此不难理解，各地普遍存在市场分割行为时，本地市场分割对本地制造业企业生产率提升的正向促进作用，会被周围地区市场分割的负向抑制作用所抵消，地区间市场分割最终会对制造业企业生产率提升产生消极影响。为进一步验证假说1，这里考察了市场分割对制造业企业生产率的滞后效应，回归结果见第（3）～（5）列。第（3）列结果显示，当市场分割指数滞后两期时，估计结果与当期回归结果基本一致。第（4）（5）列结果表明，当市场分割指数滞后3期和4期时，本地市场分割的估计系数均在统计学意义上不显著，这表明在长期本地市场分割对制造业企业生产率的提升没有显著影响；外地市场分割的估计系数始終在1%的水平上显著为负，无论在短期还是长期，外地市场分割的存在均不利于本地制造业企业生产率的提升。可能的原因是，本地市场分割在短期内可以通过增加本地企业的创新租金，激励本地企业进行创新和技术升级，进而提升全要素生产率，但在长期这部分创新租金会因新企业的进入而逐渐耗散，而外地市场分割的存在，无论在短期还是长期都会降低本地企业的创新租金。第（2）列结果显示，地区间市场分割的系数显著为负，说明地区间市场分割不利于地方制造业企业生产率水平的总体提升。

控制变量方面，企业规模的系数显著为正，大企业相比小企业更有能力进行设备更新、引进技术和人才以提升生产率水平。企业年龄的系数显著为正，在激烈的市场竞争中，能够一直存活下来的企业，往往是那些生产率水平更高的企业。企业资本深化程度的系数显著为正，说明企业进行固定资产投资，提升资本深化度有利于生产率水平的提高。补贴强度的系数显著为负，说明越是经营状况不好、生产率越低的企业，政府往往越倾向于对其进行补贴以维持其生存。产业集聚的系数显著为正，表明企业地理集中所产生的集聚效应有利于制造业企业生产率的提升。

（二）稳健性测试

限于篇幅，具体结果留存备索。

1.去除极端值样本

本文使用的中国工业企业数据已经通过清洗，去除了关键变量缺失和异常的样本，但仍存在数据异

常的可能，从而使制造业企业全要素生产率的测度出现偏差。因此，本文对制造业企业生产率两端进行

了1%的缩尾处理，以作稳健性检验。此外，依据本文对各省份市场分割指数的测度，发现4个直辖市的市场分割指数要明显高于其他地区。为此，去除了4个直辖市的样本进行稳健性检验。本地市场分割的估计系数均显著为正，外地市场分割的系数均显著为负，且外地市场分割的估计系数的绝对值显著大于本地市场分割的估计系数，初步验证了基准回归结果的稳健性。

2.标准化核心解释变量

为避免数据波动性差异对回归结果的混淆性影响，本文对核心解释变量进行了标准化处理。本地市场分割的估计系数均显著为正，外地市场分割的系数均显著为负，且外地市场分割的估计系数的绝对值显著大于本地市场分割的估计系数，进一步支持了本文的结论。

3.加总到行业层面

为了考察理论模型所讨论的行业层面的非对称关系是否依然存在，

本文计算了三位数行业和四位数行业的制造业企业平均生产率作为行业生产率的代理变量。控制变量方面，控制了行业内企业平均规模、平均年龄、平均资本深化程度、行业产值出口占比、国企产值占比以及行业集聚程度。为缓解异方差问题，在地区—行业层面进行聚类处理，在将制造业企业生产率加总到三位数行业层面和四位数行业层面后，核心解释变量依然显著，且外地市场分割估计系数的绝对值仍然显著大于本地市场分割的估计系数，这又一次证明了本文基准回归结论的稳健性。

4.平衡面板

本文在基准回归中选取的时间区间为1998—2007年，在这期间自然有新企业的进入和在位企业的

退出，显然这是一个非平衡面板数据。严格意义上，基准回归的结果是地区间市场分割影响制造业企业

生产率的多重效应，既包括对在位制造业企业生产率的直接影响，也包括制造业企业进入与退出对生产

率产生的影响。此外，制造业企业进入与退出的影响因素较为复杂，容易产生混杂效应。基于上述考虑，本文构建了一个平衡面板数据，期望将制造业企业进入与退出产生的混杂效应予以排除，进一步验证了地区间市场分割对在位制造业企业的生产率水平的非对称影响。

5.更换研究样本

考虑到基准回归部分的数据使用的是15年前的样本，在时效性和解释力上均可能有所不足，本文使用2008—2019年的上市企业数据，进一步检验研究假说。由于上市企业会计数据较为完整，采用LP法和OP法测算制造业企业生产率。此外，或是由于数据缺失，或是由于企业发生了进入与退出市场的行为，样本中不同企业的存续年限差别较大，为了保证回归结果的准确性，还通过区分样本企业存续年限进行了稳健性检验。结果表明，无论使用LP法还是OP法测算的企业的

全要素生产率进行回归，本地市场分割的估计系数保持显著为正，外地市场分割的系数保持显著为负，且外地市场分割的估计系数的绝对值显著大于本地市场分割的估计系数。当使用存续年限较长的企业样本进行回归时，估计结果与使用全样本时的估计结果基本保持一致。上述使用上市企业样本数据的估计结果进一步验证了本文基本结论的准确性。

6.内生性问题处理

实证部分被解释变量数据为企业层面，核心解释变量数据为省级层面，存在反向因果关系的可能性较小，但仍有可能存在因遗漏变量偏差导致的内生性问题。为了解决潜在的内生性问题，借鉴吕越等［15］的方法，采用平均海拔高度（Lat）作为地区间市场分割的工具变量。地区平均海拔是地区间市场分割的部分反映，海拔越高，地区间的运输成本、贸易成本越高。考虑到制度环境、信息不对称、地方政府行政干预等因素导致的制度性贸易成本，也是地区间市场分割的重要表现形式，这里采用樊纲等［16］测算的市场

化指数（Lma）

作为地区间市场分割的工具变量。地区市场化指数越高，行政干预越少，产品与要素市场越完善，企业所面临的交易成本越低。外地市场分割的工具变量采用相邻地区的平均海拔（Nat）和平均市场化指数测度（Nma）。为解决因可能存在的反向因果关系而导致的内生问题，对核心解释变量滞后1期进行了估计。

回归结果报告见表3。根据工具变量第一阶段的回归结果，地区市场化指数越高、地区海拔越低，地区市场分割程度也相应越低，选取的工具变量与核心解释变量满足相关性。识别不足检验和弱识别检验发现，工具变量不存在识别不足和弱识别的问题。过度识别检验结果也表明不存在过度识别的问题，即本文选取的工具变量满足外生性的假设。第二阶段回归结果的系数相比基准回归明显增大，表明内生性的存在使基准回归低估了地区间市场分割对制造业企业生产率的影响。外地市场分割估计系数的绝对值仍顯著大于本地市场分割的估计系数，进一步验证了地区间市场分割对制造业企业生产率的非对称影响。第（4）列是将核心解释变量取滞后1期的回归结果，与基准回归结果基本一致，这也验证了本文核心结论的准确性。

五、影响机制检验与异质性分析

（一）影响机制检验

理论模型部分，消费者多样性偏好的设定，表明企业产品的异地交易会增加消费者的效用，进而通过需求引致创新，使得区域内企业整体受益。然而，地区间市场分割会导致企业产品异地交易的消费者福利和需求引致创新效应受损，抑制企业进行创新和技术升级的积极性。一定的市场需求规模是支撑企业进行技术升级和提升生产率的关键要素。当企业预期创新收益超过创新成本时，创新才会发生；当市场需求规模足够大时，创新收益才会超过创新成本。本地市场分割通过行政保护有利于本地企业维持一定的市场需求规模，保护企业进行有限的技术升级和提升生产率，而外地市场分割通过设置进入壁垒以及对企业进行补贴等措施使得本地企业的市场需求被蚕食，不利于本地企业的技术升级和生产率提升。“需求引致创新”效应是地区间市场分割影响企业技术升级和提升生产率的重要机制。为了验证上述中介效应，使用行业内企业市场份额（pro）对企业所面对的市场需求规模进行测度，并运用中介效应模型进行实证检验。行业内企业市场份额采用企业销售产值占行业总销售产值的比重进行测度。

产品市场的过度竞争或模仿率的增加，会降低制造业企业通过创新获得的垄断租金，对制造业企业技术升级和生产率提升产生负面影响，而地方政府对本地制造业企业的行政保护能在一定程度上减轻这种过度竞争的影响，为企业的规模扩张和生产率的提升提供有限空间；相反，制造业企业在进入外地市场时，会面临较强的进入壁垒，即使在进入外地市场后也会面临非公平竞争的环境，这会对制造业企业的发展与成长造成阻碍。因此，在各地普遍存在市场分割的情况下，制造业企业最终会面临不利的市场竞争格局。可见，地区间市场分割还会通过改变市场竞争格局对企业的创新行为和生产率提升产生影响。具体来说，本地市场分割通过行政保护能够降低本地企业所面临的过度竞争压力，提升企业通过创新获得的垄断租金，促进企业创新与生产率的提升，而外地市场分割则通过对企业施加不平等的竞争条件产生了相反的效应。这里使用企业成本加成率（mar）来测度制造业企业所面临的竞争压力。借鉴盛丹等［17］的方法，采用会计方法计算制造业企业的成本加成。

除了采用中介效应模型进行检验外，本文还通过考察市场分割对不同市场集中度的行业内制造业企业生产率的异质性影响，间接检验上述影响机制。在基准模型的基础上，引入反映行业市场集中度高低的虚拟变量High和核心解释变量的交互项Lms×High以及Nms×High。操作步骤为，首先计算四位数行业的赫芬达尔指数HHI，然后计算其中位数，高于中位数的行业虚拟变量High取1，否则取0。检验的思路是相比竞争非常激烈的行业，市场集中度高的行业内制造业企业所面对的过度竞争的程度较低，地区间市场分割对这些行业的制造业企业生产率的影响相对较小。

影响机制的检验结果报告见表4。第（1）列结果表明，本地市场分割能够起到保护本地企业的作用，提高了本地制造业企业在整个行业内的市场份额。相应地，外地市场分割则显著降低了本地制造业企业的市场份额，并且这种消极影响更大。把测度企业市场份额的变量加入基准回归模型，结果见第（2）列，其估计系数在1%的水平上显著为正，企业市场需求的扩大确实能够激励企业进行技术升级和提升生产率，加入中介变量后，核心解释变量的估计系数相比基准回归有所减小，表明地区间市场分割通过“需求引致创新”效应作用于制造业企业生产率的机制。第（3）（4）列估计结果充分表明，地区间市场分割能够通过改变市场竞争格局对制造业企业生产率产生影响。当把测度企业竞争压力的变量加入基准回归模型中时，核心解释变量的估计系数相比基准回归大幅减小，这意味着改变市场竞争格局是地区间市场分割影响制造业企业生产率的一个重要机制。第（5）（6）列结果中，对于市场集中度较高的行业内的企业，本地市场分割对其产生的积极影响以及外地市场分割对其产生的消极影响都相对较小，从侧面说明地区间市场分割通过重塑市场竞争格局影响制造业企业的行为与绩效。

（二）异质性分析

1.企业层面的异质性

（1）不同所有制企业。这里主要分析地区间市场分割对制造业国有企业（包括集体企业）和其他企业

的异质性影响。一般国有企业与地方政府的关系较为密切，地方的行政保护更多的是针对本地的国有企业。为了检验这种异质性影响，构建了标识企业类型的虚拟变量nat，如果企业是国有企业或者集体企业，取值为1，其他企业取值为0。表5第（1）列结果显示，虚拟变量与本地市场分割交互项的回归系数显著为正，说明本地市场分割对国有制造业企业生产率的正向影响更强；第（2）列结果显示，虚拟变量与外地市场分割的交互项显著为负，表明国有企业在面对外地市场分割时，其受到的消极影响相比其他企业也更强。

（2）不同出口状态企业。地区间市场分割主要通过影响企业进入外地市场的壁垒以及贸易成本来影响行业市场竞争格局，进而影响制造业企业的行为与绩效。如果企业主要的目标市场在国外，理论上国内市场分割对这类制造业企业的影响相对较小。为了检验地区间市场分割对出口依赖度不同的制造业企业的异质性影响，使用企业出口交货值占工业产值的比例来测度企业的出口依赖度。表5第（3）（4）列回归结果显示，出口依赖度与本地市场分割的交互项的估计系数显著为负，出口依赖度与外地市场分割的交互项的估计系数显著为正，说明出口依赖程度越高的制造业企业生产率受到本地市场分割的正向影响和外地市场分割的负向影响越小。

2.地区层面的异质性

前文从全国层面分析了地区间市场分割对制造业企业全要素生产率的非对称影响，但中国区域之间经济发展非常不平衡，制度环境也有差异，有必要分析不同区域地区间市场分割是否会对制造业企业生产率产生异质性影响。东、中、西部地区的分样本回归结果见表6第（1）～（3）列。不难看出，本地市场分割对制造业企业生产率正向影响的效力，在东、中、西部地区间逐级递增；与之对应，外地市场分割对制造业企业生产率消极影响的效力，在东、中、西部地区间也逐级递增，说明企业虽然能从本地市场分割中获取收益，但也会遭受外地市场分割所带来的更大损失。为了更精确地考察地区异质性，本文构造了标识制造业企业所属地区的变量loc，东部地区取值为1，中部地区取值为2，西部地区取值为3。第（4）（5）列结果中，地区变量与本地市场分割交互项的估计系数显著为正，与外地市场分割交互项的估计系数显著为负，表明地区间市场分割对西部地区制造业企业生产率的非对称影响更大。

3.行业层面的异质性

（1）不同技术类型的行业。联合国工业发展组织在《工业发展报告2002/2003》

参见https：//www.unido.org/resourcespublicationspublicationstype/industrialdevelopmentreport20022003。中，按照技术密集度的高低，将制造业分为资源型制成品、低技术制成品、中技术制成品和高技术制成品。本文借鉴此分类方法，将资源品行业也归为低技术制成品行业进行异质性讨论，回归结果见表7第（1）～（3）列。不难发现，无论行业技术水平高低，地区间市场分割对制造业企业生产率均表现出非对称的影响，但低技术行业相比中高技术行业受到的影响更大，可能的原因是低技术行业进入门槛较低，企业过度竞争程度较大，更容易受到地区间市场分割的影响。

（2）不同融资依赖程度的行业。为了检验地区间市场分割对不同融资依赖程度行业中制造业企业生产率的影响效应，本文引入了反映二位码行业j融资依赖程度的虚拟变量fin，以及这一虚拟变量与核心解释变量的交互项Lms×fin和Nms×fin。具体参考刘玉海等［18］的设定，当行业j属于融资依赖程度较高的行业时，将虚拟变量fin赋值1，否则赋值0。回归结果见表7第（4）（5）列。检验结果表明，相比低融资依赖程度的行业，本地市场分割对高融资依赖程度的行业内的制造业企业生产率的正向影响相对较小，外地市场分割对其产生的负向影响也相对较小。这可能是因为对于高融资依赖程度行业内的制造业企业来说，其进行固定资产投資与技术升级的成本相对较高，在市场竞争格局发生变动时，这类企业不能及时调整经营规模与更新技术设备，对地区间市场分割程度变动的反应相对较小。

六、拓展分析：放松外资管制的冲击

前文提出地区间市场分割是通过影响市场竞争格局从而对企业的行为与绩效产生影响的，事实上，外资进入也会对国内市场竞争格局产生相当大的影响。表面上，放松外资进入管制会吸引外商直接投资（FDI）的进入，加剧国内市场竞争，可能对企业的技术创新与生产率的提升产生不利影响。一体两面，FDI的进入也会给国内企业带来更先进的技术和管理等，通过知识溢出效应促进国内企业生产率的提升。为此，本文考察了放松外资管制对地区间市场分割影响制造业企业生产率产生的外生冲击。为全面履行中国加入世界贸易组织（WTO）的承诺，国家发展和改革委员会于2002年3月对《外商投资产业指导目录》进行了重大修订，大幅放宽了对外资进入的限制，424个四位数制造业行业中放松了112个，这些管制放松行业自2002年以来吸引了大量FDI的流入。利用2002年《外商投资产业指导目录》修订后外资管制变化的行业间差异，将外资管制放松行业视为实验组，外资管制不变行业视为控制组，识别外资进入作为外生冲击变量对地区间市场分割作用于制造业企业生产率的影响。计量模型设计如下：

TFPijkt=β0+β1Lmskt+β2Nmskt+β3Xmskt×fdi×dum+∑βX+ωi+ηt+μk+εijkt（21）

其中，Xms代表核心解释变量，即本地市场分割或外地市场分割；fdi表示四位码行业外资管制在2002年的变动，取值为1代表放松管制，取值为0代表管制力度不变，取值小于0表示管制力度增强；dum代表政策实施前后的虚拟变量，2002年之前取值为0，之后取值为1。

回归结果见表8。本地市场分割与外资管制变量和年份虚拟变量的交互项显著为正，即市场分割行为对制造业企业生产率所产生的积极影响，在受到外资管制放松的冲击之后得到强化，说明对于本地企业来说，在地方行政保护条件下，放松对外资的管制所带来的挤占效应是弱于外资进入所产生的溢出效应的。外地市场分割与外资管制变量和年份虚拟变量的交互项不显著，说明在外地地方保护主义的排挤下，外资进入所产生的挤占效应没有得到相应的弱化，抵消了对国内制造业企业产生的溢出效应。

七、结论与政策启示

本文基于企业技术内生升级的视角，构建了中国特色社会主义市场经济体制下的垄断竞争技术升级模型。理论模型结果表明，本地市场分割短期内有利于本地制造业企业生产率的提升，但在长期这种积极效应不存在，而外地市场分割无论在短期还是长期均不利于本地制造业企业生产率的提升，地区间市场分割不利于地方企业生产率的总体提升。实证检验中，本文主要使用中国工业企业数据探讨了地区间市场分割对制造业企业生产率的非对称影响，实证检验和理论分析的结论保持一致。在此基础上，本文通过去除极端值样本、标准化核心解释变量、加总到行业层面、平衡面板、更换研究样本和内生性处理等一系列稳健性检验，验证了本文研究结论的可靠性。影响机制分析表明，地区间市场分割主要是通过影响企业所处的市场竞争格局和企业所占有的市场需求规模，改变企业进行技术研发的创新租金，从而对企业的技术进步乃至全要素生产率产生影响。异质性检验发现，本地市场分割对国有制造业企业生产率的正向影响更大，在面对外地市场分割时，国有制造业企业受到的消极影响也更大。出口依赖程度越高的制造业企业生产率受到本地市场分割的正向影响和外地市场分割的负向影响越小。受地方保护的影响，地区间市场分割对西部地区制造业企业生产率的非对称影响更强。相比中高技术行业，地区间市场分割对低技术行业的制造业企业生产率的非对称影响更大。拓展分析发现，地方市场分割行为对制造业企业生产率所产生的积极影响，在受到外资管制放松的冲击之后得以强化，在外地地方保护主义的排挤下，外资进入所产生的挤占效应没有相应弱化，抵消了对国内制造业企业产生的溢出效应。

加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局，其核心要义在于充分发挥中国超大规模市场优势和内需潜力，为企业提供更广阔的生存和发展空间。基于以上研究结论，本文提出以下政策启示：第一，过去依靠土地、劳动力、资源等要素的低成本价格，中国创造了巨大的国际竞争优势。当前，中国经济进入新发展阶段，传统资源禀赋优势正逐步散失，全国统一大市场这一超越资源禀赋的动态比较优势正在显现。未来中国能否实现创新驱动发展，增强在全球产业链、供应链、创新链中的影响力，提升在国际经济治理中的话语权，很大程度上取决于全国统一大市场建设的程度和水平。第二，建设政策统一、规则一致、执行协同的全国统一大市场，仅仅依靠地方政府的自觉性显然是不现实的，需要在国家战略指导下处理好中央与地方的关系，从过去强调经济竞争走向竞争基础上的协调，扫除地区行政和政策壁垒，让企业能够真正行使作为市场主体的行为决策。第三，建设全国统一大市场应该落实竞争中性原则，落實公平竞争审查制度，统一按照中国企业的概念进行“一视同仁”的管理，确保各种所有制经济依法平等使用生产要素，实现自然垄断、公用事业竞争性环节的自由进入，公开、公平、公正参与市场竞争。第四，建设全国统一大市场应该重视区域发展不平衡不充分的问题，促进欠发达地区经济实现跨越式发展，过去靠行政干预创造政策洼地的方法，在全国统一大市场的建设背景下可能会越来越受到抑制，应将工作重点转向深化要素市场化改革、建设高标准市场体系上来，加快营造稳定、公平、透明、可预期的营商环境。第五，建设全国统一大市场绝不是关起门来搞自我封闭的市场，而是要有效利用全球要素和市场资源，发挥外资的“鲶鱼效应”，要紧紧围绕优化外资存量和扩大增量工作中存在的问题和困难，大力推进体制机制改革和制度型开放，营造市场化、法治化、国际化一流营商环境，激发内外市场活力，培育参与国际竞争合作新优势，使国内市场与国际市场更好联通。

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编辑：郑雅妮，高原

Vol. 45No. 5Sept. 2023

Asymmetric Influence of Regional Market Segmentation on Productivity of Manufacturing Enterprises

KONG Lingchi1， HAO Shaobo2， GAO Bo2

1.Yangtze Industrial Economic Institute ，Nanjing University， Nanjing 210093， China

2.School of Economics， Nanjing University， Nanjing 210093， China

Summary Building a unified national market is the basic support and inherent requirement for building a new development pattern and is the key to promoting highquality economic development. However， regional market segmentation has persistently posed a significant impediment to achieving a unified national market， warranting thorough investigation into its socioeconomic ramifications. This study utilizes the technology diffusion model under monopoly competition conditions to examine the impact of regional market segmentation on total factor productivity improvement.

The research reveals an asymmetric effect of regional market segmentation on enterprise productivity. In the short term， local market segmentation positively influences productivity improvements within&nbsp;the local manufacturing industry. Nevertheless， prolonged local market segmentation does not significantly affect the productivity of local manufacturing enterprises， whereas nonlocal market segmentation consistently hampers local manufacturers’ productivity. Overall， regional market segmentation has negative effects on the productivity of manufacturing enterprises. Several robustness tests corroborate these findings.

The analysis of the influence mechanism highlights that market segmentation between regions primarily alters the market competition pattern and the market demand scale of enterprises. These changes impact the innovation rent of technological research and development of enterprises， consequently affecting technological progress and total factor productivity. Moreover， heterogeneity tests reveal that interregional market segmentation has a stronger asymmetric effect on the productivity of manufacturing firms in stateowned enterprises， those with low export dependence， located in western regions， and involved in low technology and low financing dependence industries. Further analysis indicates that the deregulation of foreign investment tends to strengthen the positive impact of local market segmentation on the productivity of local manufacturing enterprises， but fails to weaken the negative effect of nonlocal market segmentation on their productivity.

Compared to existing literature， this paper’s marginal contributions lie in two key areas. First， by constructing a monopolistic competition technology upgrading model with market segmentation and analyzing the asymmetric impact of interregional market segmentation on manufacturing enterprise productivity， this study augments existing literature by outlining the demandinduced innovation effect and market competition effect. Second， based on the database of Chinese industrial enterprises and listed enterprises， this paper identifies the effect of interregional market segmentation on manufacturing enterprise productivity and establishes a rigorous identification framework through the impact of foreign investment entry control policies and their nonlinear relationship.

The conclusion of this paper shows that the gradual elimination of regional market segmentation and the establishment of a unified national market are necessary to improve firm productivity. This research not only enriches the literature on market segmentation and firm productivity but also offers valuable insights for constructing a new development pattern and promoting highquality economic development.