蔣 為，周 荃，干鎧駿

（西南財經(jīng)大學 國際商學院，四川 成都 611130）

一、引 言

改革開放以來，中國對外貿(mào)易實現(xiàn)了高速增長，成為了全球最大的貨物貿(mào)易出口國，取得了舉世矚目的成就。長期以來，中國的出口繁榮被認為源自廉價勞動力的比較優(yōu)勢，但伴隨著人口老齡化趨勢的加劇，要素價格的不斷上漲，支撐中國出口高速增長的原有動力已經(jīng)難以為繼，這種比較優(yōu)勢越來越表現(xiàn)出其內(nèi)在的脆弱性（錢學鋒和黃云湖，2013）。在規(guī)模報酬遞增的情形下，本地市場效應是決定一國貿(mào)易模式與貿(mào)易利益的重要因素，成為要素稟賦以外，國際貿(mào)易產(chǎn)生最重要的源泉之一（Krugman，1980）。由于受到文化、制度以及地理條件等因素的限制，中國的國內(nèi)市場在地區(qū)間出現(xiàn)了嚴重的市場分割問題，極大地抑制了中國本地市場效應的發(fā)揮（朱希偉等，2005；張杰等，2010）。本地市場效應不足的問題越來越成為中國企業(yè)出口的重要限制條件，削弱了中國對外貿(mào)易的規(guī)模經(jīng)濟效益與競爭優(yōu)勢。

在這樣的背景下，大量文獻從司法獨立、地方保護以及基礎設施等制度或政策的角度對國內(nèi)市場分割的成因進行分析。近年來，越來越多的研究者開始關(guān)注到以方言壁壘為代表的非制度性因素也是造成中國地區(qū)間市場分割的重要成因（林建浩和趙子樂，2017；劉毓蕓等，2017）。方言所形成的地區(qū)間壁壘從供給和需求兩個層面阻礙了全國性大市場的形成，并抑制了企業(yè)本地市場效應的發(fā)揮。一方面，方言的多樣性導致同一國家內(nèi)部的族群存在不同的身份認同感，不同方言群體不僅在交流中存在障礙并引發(fā)貿(mào)易成本，而且將導致不同地區(qū)間心理距離的擴大并帶來不信任感，阻礙了地區(qū)間分工合作的形成。這顯然從供給層面增加了地區(qū)間企業(yè)的貿(mào)易成本，方言這一無形壁壘將完整的國內(nèi)市場進行分割。另一方面，方言代表著共同的文化符號與祖先結(jié)構(gòu)，不同族群因方言有著共同的認知、信任與紐帶關(guān)系，這將顯著影響人們對產(chǎn)品的偏好。本地消費者將因為偏愛、信任等感情，更加偏好來自共同方言地區(qū)的產(chǎn)品。這兩方面因素都將導致共同方言的區(qū)域內(nèi)部與區(qū)域外形成更強的市場分割。但現(xiàn)有研究并未對方言的貿(mào)易效應進行識別。本文在現(xiàn)有研究的基礎上，對中國國內(nèi)市場規(guī)模擴張的方言壁壘及其出口效應進行檢驗與分析，以擴展現(xiàn)有研究對方言經(jīng)濟效應的認識。

與本文主題密切相關(guān)的另一方面重要文獻是有關(guān)本地市場效應的研究。Krugman（1980）在規(guī)模報酬遞增的壟斷競爭框架下對貿(mào)易的成因進行了分析，發(fā)現(xiàn)擁有相對較大國內(nèi)市場需求的國家（地區(qū)）將成為凈出口國（地區(qū)），并將此稱之為本地市場效應。此后的異質(zhì)性貿(mào)易理論在考慮生產(chǎn)率異質(zhì)性后同樣發(fā)現(xiàn)了顯著的本地市場效應（Melitz，2003）。在理論研究的基礎上，大量實證研究從不同角度檢驗了本地市場效應的存在性。錢學鋒和黃云湖（2013）采用多國HME框架估計了中國不同行業(yè)的本地市場效應，發(fā)現(xiàn)本地市場效應將隨著勞動力成本的提高逐漸成為中國出口增長最重要的動力來源。但現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn),本地市場效應在不同國家（地區(qū)）的不同行業(yè)中的表現(xiàn)是不同的，這不僅源自供給因素，而且來源于需求方面的因素。Co?ar 等（2018）發(fā)現(xiàn)貿(mào)易成本、生產(chǎn)成本、品味的差異性均是造成本地市場效應的重要原因。他們尤其關(guān)注本地消費者對本地品牌的偏好，從而解釋了外資企業(yè)的本地化經(jīng)營策略。但是，現(xiàn)有文獻對本地市場效應研究的最大問題在于，本地市場規(guī)模取決于本國總體經(jīng)濟規(guī)模或者人口規(guī)模，但有效的本地市場規(guī)模卻因為市場分割的存在遠遠小于本國的經(jīng)濟與人口總量。尤其是對中國這樣一個在文化、地理與制度方面均存在地方市場分割的大國而言，在原有對本地市場效應進行度量與識別的框架基礎上進行檢驗，得到的結(jié)果顯然是有偏的。

本文從本地市場效應的角度出發(fā)，建立起方言與出口之間的因果聯(lián)系并對其進行檢驗。為了實現(xiàn)這一目標，本文首先利用《漢語方言大詞典》與《中國語言地圖集》對不同地區(qū)的方言進行識別，進而通過不同地區(qū)方言的分布信息構(gòu)造共同方言市場變量，以識別方言所帶來的市場分割。其次，本文在規(guī)模報酬系數(shù)與資本轉(zhuǎn)售率的基礎上，分別利用分樣本比較與雙重差分法，利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫對方言的出口效應進行檢驗與分析。最后，本文從共同方言市場的度量、遺漏重要解釋變量、內(nèi)生性問題、樣本選擇問題等方面進行進一步的穩(wěn)健性分析。尤其是，本文采用遺傳距離構(gòu)造的共同基因市場作為工具變量，以解決內(nèi)生性問題等方面對估計結(jié)果所帶來的潛在影響。本文的檢驗結(jié)果均證實了方言壁壘因市場分割所帶來的出口效應。本文的研究發(fā)現(xiàn)，方言是造成中國地區(qū)市場分割的重要因素，方言形成的壁壘限制了中國本地市場效應的發(fā)揮，進而抑制了中國規(guī)模報酬遞增部門的出口與發(fā)展。

本文從兩個方面對現(xiàn)有研究進行了擴展與創(chuàng)新：一方面，本文有利于我們從開放條件下檢驗方言對對外貿(mào)易的影響，從而為方言與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系提供新的機制與證據(jù)。現(xiàn)有關(guān)于方言的研究主要局限于方言對國內(nèi)不同區(qū)域間要素流動以及貿(mào)易壁壘的影響，從而以此識別方言影響中國經(jīng)濟增長的微觀機制（徐現(xiàn)祥等，2015）。但是，方言對中國對外貿(mào)易的影響及其微觀機制卻始終未受到關(guān)注，本文正是從這個角度出發(fā)，試圖提供新的理論機制與經(jīng)驗證據(jù)。另一方面，本文在傳統(tǒng)的本地市場效應假說中加入了國內(nèi)地區(qū)市場分割的因素，擴展了新貿(mào)易理論與本地市場效應的研究?，F(xiàn)有關(guān)于本地市場效應的理論與經(jīng)驗研究均假設國內(nèi)市場不存在市場分割，這也就過度夸大了現(xiàn)實中的本地市場規(guī)模。本文則從方言角度入手，對造成本地市場分割的因素對中國企業(yè)出口所帶來的影響進行檢驗，從而為方言研究提供新的理論基礎，并從地方市場分割的角度拓展本地市場效應的研究。

二、理論框架與研究假設

Krugman（1980）指出，在一個存在報酬遞增和貿(mào)易成本的世界中，擁有相對較大國內(nèi)市場需求的國家將成為凈出口國，并將這一現(xiàn)象稱為本地市場效應。此后的大量理論與經(jīng)驗研究擴展了本地市場效應的理論邊界，并對其展開了實證檢驗。Melitz（2003）將企業(yè)異質(zhì)性假設引入了Krugman模型，認為企業(yè)進入國際市場需要支付沉沒成本，只有高生產(chǎn)率企業(yè)能夠支付沉沒成本同時進入國內(nèi)與國際市場，國內(nèi)市場規(guī)模的擴張能夠促進企業(yè)實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟，成為企業(yè)出口的重要優(yōu)勢。然而，Krugman（1980）和Melitz（2003）的理論是建立在一個國內(nèi)市場一體化假設基礎之上的，并沒有考慮國內(nèi)市場分割的存在。這一理論假設在國內(nèi)市場分割嚴重的中國很難成立。朱希偉等（2005）較早地提出了中國企業(yè)偏向于直接進入國外市場，而非在國內(nèi)進行市場擴張的現(xiàn)象，并且洞悉到國內(nèi)市場分割與中國出口過度擴張間的矛盾。他們的研究發(fā)現(xiàn)在面臨嚴重市場分割的情形下，中國企業(yè)傾向于選擇沉沒成本更低且更不具規(guī)模經(jīng)濟的OEM方式出口，從而形成了過度出口的分離均衡。張杰等（2010）則從企業(yè)所有制的角度就市場分割對中國企業(yè)出口的影響進行了檢驗，他們的研究發(fā)現(xiàn)市場分割只抑制了國內(nèi)企業(yè)的出口，外資企業(yè)并不受影響，從側(cè)面證實了朱希偉等（2005）的研究假設。

朱希偉等（2005）和張杰等（2010）的研究很好地彌合了理論與中國現(xiàn)實之間的差距，而且他們的研究表明雖然表面上市場分割加劇了中國企業(yè)對國外市場的依賴，但這種依賴主要集中于外資企業(yè)以及OEM類型的生產(chǎn)階段，導致中國企業(yè)選擇規(guī)模經(jīng)濟遞減的低沉沒成本生產(chǎn)階段，這種效應對于內(nèi)資企業(yè)尤為嚴重。但是，他們的研究仍然有待擴展：一方面，他們的研究僅僅指出市場分割將影響中國的出口模式，卻并沒有討論市場分割的來源及其對企業(yè)出口的影響。本文正是在本地市場效應視角下，通過引入共同方言市場，考察了方言壁壘所形成的市場分割對企業(yè)出口所帶來的影響。另一方面，他們的研究也并沒有注意到中國企業(yè)所面臨的國內(nèi)市場是復雜塊狀分割的，不同地區(qū)企業(yè)所面臨的國內(nèi)市場規(guī)模是迥異的，而文化和方言的隱形壁壘在塊狀分割市場的形成中起到關(guān)鍵的作用。本文正是在他們的研究基礎上，刻畫與檢驗了分割市場對企業(yè)出口模式所帶來的影響。

對于中國國內(nèi)的市場分割，Young（2000）的研究較早地對中國的地方保護與市場分割提出了嚴格的理論假設，此后的大量研究均將中國嚴重的市場分割歸因于漸進式改革所形成的地方保護。然而，正如高翔和龍小寧（2016）所指出的，行政區(qū)劃作為地方保護主義產(chǎn)生的基礎條件，其產(chǎn)生就受到文化分割和方言壁壘的影響。近年來，越來越多的研究開始關(guān)注文化與方言所產(chǎn)生的市場分割，并對其經(jīng)濟效應展開了分析。不同地區(qū)由于歷史、氣候、地理條件的差異形成了不同的語言文化，而不同的語言特征不僅為不同的社會群體打下了顯示性的標簽，而且在不同地區(qū)間的情感溝通與市場交易中形成了隱形的方言壁壘。例如，高翔和龍小寧（2016）從省制的行政區(qū)劃角度入手，發(fā)現(xiàn)不同地區(qū)之間的文化沖突導致了經(jīng)濟合作和貿(mào)易往來間的貿(mào)易成本迅速提高，從而阻礙了當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展。劉毓蕓等（2017）從方言的角度入手，從側(cè)面證實了方言壁壘所帶來的市場分割效應。

本文在圖1 中展示了方言壁壘影響企業(yè)出口的理論機制與框架，其中的虛線部分表示因不同地區(qū)方言差異所形成的隱形壁壘，這些壁壘將市場劃分為不同的地區(qū)，本文將這些使用相同方言的地區(qū)稱之為共同方言市場。因此，方言壁壘的分割是共同方言產(chǎn)生的原因，方言壁壘分離得越碎片化，共同方言市場規(guī)模也就越小。雖然共同方言市場的大小并不等價于本地市場規(guī)模，企業(yè)依然能夠穿越方言壁壘向不同方言市場銷售產(chǎn)品，但方言壁壘的存在卻大大提高了企業(yè)異地銷售的成本，共同方言市場與本地市場規(guī)模之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系。一方面，方言是不同地區(qū)個體獨特的標志物，不同方言群體不僅在交流中存在障礙并引發(fā)貿(mào)易成本（林建浩和趙子樂，2017），而且還將導致不同地區(qū)間心理距離的擴大并帶來不信任感，阻礙跨地區(qū)分工合作的形成（劉毓蕓等，2017）。這顯然從供給層面增加了地區(qū)間企業(yè)貿(mào)易的成本，方言這一無形壁壘將完整的國內(nèi)市場進行分割。另一方面，共同的方言體現(xiàn)了不同地區(qū)間在偏好、文化、制度以及氣候上的相似性，為基于本地偏好生產(chǎn)的產(chǎn)品贏得共同方言市場消費者的青睞提供了先天優(yōu)勢（高翔和龍小寧，2016；黃玖立和劉暢，2017）。因此，更小的共同方言市場導致企業(yè)必須面對共同方言市場外使用不同語言的區(qū)域市場，所帶來的貿(mào)易成本顯然是更高的。例如，Jensen 和Miller（2018）發(fā)現(xiàn)本地消費者對外地商品的質(zhì)量、聲譽與特色的信息不對稱，導致本地消費者對外地商品需求的下降。對于不同方言地區(qū)的商品，信息不充分將更加嚴重，從而導致企業(yè)所能獲取的本地市場規(guī)模大大縮小。

圖 1 方言壁壘影響企業(yè)出口的理論機制與框架

方言壁壘所引發(fā)的共同方言市場大大降低了中國企業(yè)的本地市場規(guī)模，形成了無形的市場分割。根據(jù)朱希偉等（2005）的研究，市場分割所帶來的國內(nèi)貿(mào)易成本與出口市場沉沒成本之間的差異將導致截然不同的開放均衡。一方面，市場分割的形成導致中國企業(yè)進入異地市場的貿(mào)易成本是非常高昂的，甚至時常高于進入出口市場的沉沒成本。然而，OEM以及加工貿(mào)易的方式具有沉沒成本低且規(guī)模報酬不變或遞減的特征，這導致企業(yè)得以通過這樣的方式進入國際市場，形成了以出口為基礎的開放經(jīng)濟均衡，這不僅造成中國企業(yè)的生產(chǎn)表現(xiàn)為規(guī)模報酬不變或遞減，而且導致在此條件下市場分割與中國企業(yè)出口正相關(guān)關(guān)系的產(chǎn)生，導致中國對外貿(mào)易的依賴和行為扭曲。然而，對于出口市場中沉沒成本仍然高于國內(nèi)市場的企業(yè)，其市場的擴張仍然依賴于本地市場擴張所帶來的規(guī)模經(jīng)濟，仍然將形成以本地市場為基礎的開放均衡，導致市場分割與企業(yè)出口間負相關(guān)關(guān)系的產(chǎn)生。綜上所述，本文提出如下研究假設：

方言壁壘將會導致共同方言市場的產(chǎn)生，而共同方言市場的擴張將提高企業(yè)的本地市場規(guī)模，但其對企業(yè)出口的影響取決于行業(yè)的規(guī)模經(jīng)濟與沉沒成本特征。若企業(yè)處于規(guī)模報酬遞減、沉沒成本較低的行業(yè)，則方言壁壘將導致企業(yè)出口的增加，企業(yè)將建立以出口市場為基礎的開放均衡；若企業(yè)處于規(guī)模報酬遞增、沉沒成本較高的行業(yè)，則方言壁壘將導致企業(yè)出口的減少，企業(yè)將建立以本地市場為基礎的開放均衡。

三、數(shù)據(jù)說明與計量模型的構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)說明

為了刻畫中國企業(yè)的出口行為，本文所采用的企業(yè)數(shù)據(jù)來自2005 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。本文在國民經(jīng)濟行業(yè)分類的基礎上進一步剔除了非制造業(yè)企業(yè)。樣本期間，中國行政區(qū)域的劃分經(jīng)過了不斷的調(diào)整，本文對樣本所涉及的區(qū)域行政編碼進行了統(tǒng)一。本文刪除了總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)、總資產(chǎn)小于流動資產(chǎn)的企業(yè)樣本，刪除了增加值、就業(yè)人數(shù)和銷售額為負的企業(yè)樣本，并刪除了職工人數(shù)少于8 人的企業(yè)樣本。

本文以縣級行政區(qū)劃為分析單位，使用源于中國研究服務數(shù)據(jù)平臺的漢語方言數(shù)據(jù)來刻畫方言特征。其中，根據(jù)許寶華和宮田一郎（1999）所編的《漢語方言大詞典》及中國社會科學院和澳大利亞人文科學院（1987）所編的《中國語言地圖集》，本文將漢語方言從粗略到細致依次分為：漢語、方言大區(qū)、方言區(qū)、方言片（次方言）。①商務印書館在2012 年重新修訂了《中國語言地圖集（第2 版）》，但由于本文所選取的樣本均在2012 年之前，采用該更新的數(shù)據(jù)庫可能不合適，且增加了出口影響方言的內(nèi)生性問題風險。此外，2007 年后中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫就不再匯報中間品與增加值的信息。因此，為了突破諸多研究限制和最大程度地避免內(nèi)生性問題，本文最終并未選取《中國語言地圖集（第2 版）》作為整理資料的依據(jù)，而是采用了1987 年出版的《中國語言地圖集》。本文采取方言片作為基本的方言單元。我們在整理后依據(jù)數(shù)據(jù)庫中所報告的中國2 282 個縣級行政區(qū)劃所使用的具體漢語方言片來構(gòu)建每個縣的共同方言市場規(guī)模。此外，對共同市場的刻畫還需要人口分布方面的信息。一方面，本文采用了2000 年人口普查數(shù)據(jù)所報告的縣級人口數(shù)據(jù)；另一方面，本文采用2005 年全國1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)從2000 年人口普查中進行分層抽樣所得，覆蓋了除中國臺灣、香港和澳門外的其他31 個省份，抽樣調(diào)查樣本占到了全國1%的人口，并在調(diào)查中涵蓋了收入、職業(yè)等豐富的居民基本信息，能夠很好地反映人口在不同地區(qū)的分布。

（二）計量模型構(gòu)建

本文運用Heckman兩階段選擇模型對方言多樣性的出口效應進行估計。當企業(yè)進行出口決策時，它們將面臨擴展邊際與集約邊際兩方面的選擇。根據(jù)Heckman兩階段選擇模型，本文設定第一階段考察企業(yè)的擴展邊際，將模型形式設定如下：

其中，f代表企業(yè)，i代表行業(yè)，j代表縣；ex為企業(yè)選擇是否出口的虛擬變量，若出口為1，不出口則為0；Common表示共同方言市場規(guī)模；X表示企業(yè)層面的控制變量，包括生產(chǎn)率、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)經(jīng)營年限與企業(yè)所有制變量，控制了企業(yè)層面的特征；Y表示地區(qū)層面的控制變量，包括地區(qū)受教育水平、人口密度、外商直接投資和到港口距離變量，控制隨地區(qū)發(fā)生變化的特征與因素。為了避免無法觀測因素所帶來的重要變量缺失的問題，本文在模型中控制了行業(yè)（φi）與省份（φp）層面的固定效應，計算了城市層面的聚類穩(wěn)健標準差。參考張杰與鄭文平（2015）對補貼出口效應的研究，選擇政府補貼（Sub）作為模型的識別變量，若獲得補貼則變量為1，否則為0。在模型（1）中，本文最關(guān)注共同方言市場變量（Common）的估計系數(shù)。我們預期共同方言市場變量的估計系數(shù)在規(guī)模報酬遞增的行業(yè)中顯著為正，在規(guī)模報酬遞減的行業(yè)中顯著為負。

Heckman兩階段選擇模型的第二階段為企業(yè)出口規(guī)模的決定模型，考察了企業(yè)出口的集約邊際。在第二階段模型中，我們加入了第一階段模型所估計得到的逆米爾斯比，以克服樣本選擇偏差。若逆米爾斯比顯著不為0，則第二階段模型存在樣本選擇問題，Heckman兩階段選擇模型能夠有效解決樣本選擇偏差。本文將第二階段模型設定如下：

其中，exvalue為企業(yè)出口交貨值，取出口交貨值加1 后的對數(shù)作為被解釋變量；模型還考慮了企業(yè)層面（X）與地區(qū)層面（Y）的控制變量，對控制變量的設定與第一階段模型保持一致；為了避免不可觀察因素導致的遺漏關(guān)鍵解釋變量問題，本文在模型（2）中考慮了行業(yè)與省份層面的固定效應，以控制不隨時間變化而僅隨行業(yè)或省份變化的不可觀察因素。在模型（2）中，我們并沒有加入補貼變量，而是加入了逆米爾斯比（λfij）變量。在模型（2）中，本文最關(guān)注共同方言市場變量（Common）的估計系數(shù)。根據(jù)新貿(mào)易理論的理論預測，我們預期共同方言市場變量的估計系數(shù)在規(guī)模報酬遞增的行業(yè)中顯著為正，在規(guī)模報酬遞減的行業(yè)中顯著為負，進而通過兩組估計之間的差異對方言的出口效應進行推斷。

本文將采用Rajan 和Zingales（1998）提出的雙重差分模型就共同方言市場影響企業(yè)出口的行業(yè)差異性進行識別，并對其機制進行檢驗與分析?；陔p重差分法的研究思路，本文通過引入地區(qū)層面的共同方言市場變量與行業(yè)層面的規(guī)模經(jīng)濟變量，從而進一步檢驗共同方言市場規(guī)模擴張影響具有不同規(guī)模經(jīng)濟的行業(yè)企業(yè)出口行為的差異性。具體方程如下：

其中，本文在基準模型基礎上加入了共同方言市場與規(guī)模經(jīng)濟變量的交乘項，并在模型中加入了各自的直接項；Scalei表示行業(yè)i的規(guī)模經(jīng)濟變量，本文采用規(guī)模報酬系數(shù)與資本轉(zhuǎn)售率指標對規(guī)模經(jīng)濟進行度量。一方面，當采用規(guī)模報酬系數(shù)作為規(guī)模經(jīng)濟的代理變量時，規(guī)模報酬系數(shù)越大，則規(guī)模報酬遞增程度越強，我們預期此時交乘項的估計系數(shù)顯著為正，即共同方言市場規(guī)模的擴大對規(guī)模經(jīng)濟效應更大的行業(yè)的出口促進效應更大。另一方面，當采用資本轉(zhuǎn)售率指標作為規(guī)模經(jīng)濟的代理變量時，資本轉(zhuǎn)售率指標越大，則規(guī)模經(jīng)濟程度越低，我們預期此時交乘項的估計系數(shù)顯著為負。

（三）指標構(gòu)建

1. 被解釋變量：企業(yè)出口。本文從擴展邊際與集約邊際兩個角度對企業(yè)出口進行刻畫。對于企業(yè)出口的擴展邊際，本文利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的出口交貨值度量企業(yè)出口傾向，出口則賦值為1，不出口則為0；對于企業(yè)出口的集約邊際，本文采用出口交貨值加1 的對數(shù)形式表示。

2. 核心解釋變量：共同方言市場規(guī)模。本文通過判斷中國任意兩兩縣級行政區(qū)域的次方言是否相同，以識別其是否處于共同方言區(qū)域。本文借鑒新經(jīng)濟地理學的市場潛力指數(shù)的構(gòu)造方式，即一省區(qū)所面臨的潛在市場容量是一個空間加權(quán)平均值，該指標與本地區(qū)及其他地區(qū)的市場規(guī)模呈正比，但與其他地區(qū)到該地區(qū)的距離呈反比?；诖?，本文構(gòu)造的共同方言市場規(guī)模變量如下：

其中，下標j表示縣級行政區(qū)劃；s表示與縣級行政區(qū)j相配對的區(qū)或縣；F表示不同地區(qū)所使用的方言或主導方言；I（·）表示一個示性函數(shù)，用來判別地區(qū)j與地區(qū)s是否屬于共同方言市場，若兩地區(qū)所使用的方言或主導方言相同，則取值為1，否則為0；pop為人口數(shù)，dis為兩地區(qū)間的球面距離。在計算共同方言市場變量時，本文將本地區(qū)視為自身的共同方言市場，并將自身到自身的地理距離取值為1。本文以地區(qū)人口數(shù)量作為該地區(qū)市場規(guī)模的代理變量，但由于不同地區(qū)間的地理距離是不同的，隨著地理距離的增加，市場規(guī)模效應呈遞減趨勢，本文采用地理距離的倒數(shù)作為權(quán)重，對共同方言市場的人口數(shù)量進行加權(quán)求和，并得到其在最大潛在共同方言市場中所占的比重，作為共同方言市場規(guī)模的代理變量。

為了展現(xiàn)中國不同地區(qū)的共同方言市場規(guī)模差異性，本文在表1 和表2 中對共同方言市場排名前10 位和后10 位的縣級行政區(qū)劃進行了分析。表1 展示了共同方言市場排名前10 位的縣級行政區(qū)劃，全國共同方言市場規(guī)模最大的縣級行政區(qū)劃是上海市浦東新區(qū)，其共同方言市場規(guī)模指標值為0.554。從表1 中我們能夠發(fā)現(xiàn)，除了云南省昆明市官渡區(qū)以外，共同方言市場規(guī)模較大的地區(qū)均集中于北京市、上海市和廣東省等出口集聚的地區(qū)。表2 則展示了共同方言市場排名后10 位的縣級行政區(qū)劃，全國共同方言市場規(guī)模最小的縣級行政區(qū)劃是江西省鄱陽縣，其共同市場規(guī)模指標值為0.041。從表2 中我們能夠發(fā)現(xiàn)，共同方言市場規(guī)模較小的地區(qū)均集中于江西、新疆、山西和安徽等出口較少的地區(qū)。

表 1 共同方言市場排名前10 位的縣級行政區(qū)劃

表 2 共同方言市場排名后10 位的縣級行政區(qū)劃

3. 規(guī)模經(jīng)濟。共同方言市場對規(guī)模經(jīng)濟特征不同行業(yè)的企業(yè)出口行為的影響是存在差異的。為了識別行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟特征，本文從行業(yè)規(guī)模報酬系數(shù)與沉沒成本兩個角度來測度。

一方面，本文假設企業(yè)的生產(chǎn)方程服從柯布-道格拉斯的生產(chǎn)函數(shù)形式，企業(yè)的規(guī)模報酬特征應當由勞動力與資本的參數(shù)決定。本文參照Olley 和Pakes（1996）提出的方法，對行業(yè)的生產(chǎn)方程進行估計，進而通過規(guī)模報酬系數(shù)識別每個行業(yè)的規(guī)模經(jīng)濟特征。該方法可以有效解決缺失變量問題以及由企業(yè)進入退出帶來的樣本選擇偏差問題。具體形式如下：

其中，Y、L和K分別表示企業(yè)增加值、就業(yè)人數(shù)和資本存量的對數(shù)形式。ηit是被企業(yè)決策者觀察到了而沒有被研究人員觀察到的生產(chǎn)率沖擊；εit是同時沒有被企業(yè)決策者與研究人員觀察到的生產(chǎn)率沖擊。通過對式（6）的估計，我們能夠得到勞動力與資本的估計系數(shù)。本文利用勞動力與資本的彈性估計系數(shù)之和，就能夠求得企業(yè)的規(guī)模報酬系數(shù)。根據(jù)中國國民經(jīng)濟行業(yè)分類的二位行業(yè)劃分，中國制造業(yè)中共有7 個行業(yè)處于規(guī)模報酬遞增，22 個行業(yè)處于規(guī)模報酬遞減。①因篇幅所限，本文未在文中匯報各行業(yè)的規(guī)模報酬遞增與遞減的特征；如有需要，可向作者索取。從總體上看，中國制造業(yè)行業(yè)普遍未發(fā)揮出規(guī)模經(jīng)濟，這也印證了朱希偉等（2005）的研究發(fā)現(xiàn)，即中國制造業(yè)企業(yè)普遍缺乏本地市場規(guī)模，選擇進入沉沒成本較低且規(guī)模報酬遞減的生產(chǎn)區(qū)段中，從而無法發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟以及本地市場效應。

另一方面，由于企業(yè)生產(chǎn)方程的設定具有較強的假設性，生產(chǎn)方程的設定將會影響到結(jié)果的準確性。根據(jù)Krugman（1979）和Krugman（1980）的模型設定，沉沒成本與固定成本是企業(yè)規(guī)模經(jīng)濟產(chǎn)生的重要原因。因此，本文將從沉沒成本的角度對行業(yè)的規(guī)模特征進行進一步刻畫。具體而言，本文采用Balasubramanian 和Sivadasan（2009）提出的行業(yè)資本轉(zhuǎn)售率指標，作為行業(yè)沉沒成本的代理變量。資本轉(zhuǎn)售率越高，行業(yè)沉沒成本則越低，進而行業(yè)的規(guī)模效應也就越小。

4. 識別變量與控制變量。（1）識別變量：補貼虛擬變量。本文選擇補貼作為模型的識別變量。具體地，中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫報告了每個企業(yè)受到政府的生產(chǎn)性補貼，本文根據(jù)這一信息將補貼變量設定為虛擬變量的形式，若企業(yè)獲得補貼則賦值為1，未獲得則為0，將其加入到第一階段模型估計中去。

（2）企業(yè)層面的控制變量（X）。本文還加入了生產(chǎn)率、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)經(jīng)營年限與企業(yè)所有制作為控制變量。具體變量設定如下：①全要素生產(chǎn)率（TFP）。本文采用Olley 和Pakes（1996）的方法計算了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，在模型中加入了全要素生產(chǎn)率作為控制變量。②企業(yè)規(guī)模。本文采用總員工數(shù)量的對數(shù)形式作為企業(yè)規(guī)模的代理變量。③企業(yè)經(jīng)營年限。本文將企業(yè)經(jīng)營年限變量定義為2006 減去該企業(yè)成立年份的對數(shù)形式。④企業(yè)所有制。本文按照企業(yè)工商注冊代碼將企業(yè)類型劃分為國有企業(yè)、外資企業(yè)與民營企業(yè)，分別設定國有企業(yè)與外資企業(yè)虛擬變量以控制所有制形式對企業(yè)出口的影響，若企業(yè)所有制形式為國有企業(yè)或外資企業(yè)，則賦值為1，否則為0。

（3）城市層面的控制變量（Y）。本文利用2005 年全國1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)與2006 年《城市統(tǒng)計年鑒》，在計量模型中加入了城市受教育水平、城市人口密度、城市外商直接投資、城市最近港口距離，以控制城市層面特征的影響。具體地，我們對城市層面的控制變量設定如下：①城市受教育水平。我們采用2005 年全國1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)中涉及的個人受教育信息，對城市平均受教育年限進行估算：文盲為0 年，半文盲為1 年，小學程度為5 年，初中程度為9 年，高中程度為12 年，大專及本科程度為16 年，研究生程度為19 年。②城市人口密度。我們采用該城市的常住總?cè)丝跀?shù)與該地區(qū)地理面積之比作為其代理變量。③外商直接投資。我們采用該城市外商直接投資占GDP比重作為其代理變量。④城市離最近港口的距離。我們采用該城市與距其最近港口的球面距離作為其代理變量，以控制貿(mào)易成本的影響。

四、實證結(jié)果與分析

（一）出口效應的分組估計

為了檢驗方言壁壘對中國企業(yè)出口所造成的影響，本文利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與方言數(shù)據(jù)，采用Heckman兩階段模型對方程（1）與方程（2）進行估計，并均在估計中控制了省份與行業(yè)的固定效應。為了避免異方差問題對回歸結(jié)果的影響，本文均計算了穩(wěn)健標準差。基于此，本文從規(guī)模經(jīng)濟與二元邊際的角度分別探討方言壁壘的出口效應。

本文采用Olley 和Pakes（1996）的方法估計了式（6）的資本與勞動產(chǎn)出彈性，并根據(jù)資本產(chǎn)出彈性與勞動產(chǎn)出彈性之和計算了規(guī)模報酬系數(shù)。規(guī)模報酬系數(shù)大于1 的行業(yè)被劃分為規(guī)模報酬遞增行業(yè)，而規(guī)模報酬系數(shù)小于1 的行業(yè)則被識別為規(guī)模報酬遞減的行業(yè)。本文根據(jù)我們對規(guī)模報酬遞增與遞減行業(yè)劃分的子樣本，分別對方程（1）和方程（2）進行估計。本文采用補貼作為Heckman兩階段模型的識別變量，識別變量在表3 中的估計結(jié)果均在1%的顯著性水平上顯著為正，即補貼提高了中國企業(yè)出口的擴展邊際，這一估計結(jié)果與張杰和鄭文平（2015）的研究結(jié)論一致。本文采用第一階段Probit模型構(gòu)造逆米爾斯比，再將其加入到計量方程（2）中以得到其估計結(jié)果。逆米爾斯比的估計系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為正，這表明本文的估計確實存在樣本選擇性偏誤，Heckman兩階段模型的估計是有效的。具體的估計結(jié)果如表3 所示。

表 3 共同方言市場出口效應的分組估計結(jié)果

一方面，對于規(guī)模報酬遞增行業(yè)，共同方言市場變量在企業(yè)出口的擴展邊際方程中的估計系數(shù)為0.056，且在5%的顯著性水平上顯著為正；而對于規(guī)模報酬遞減行業(yè)而言，共同方言市場變量的估計系數(shù)則為?0.108，且在1%的顯著性水平上顯著為負。這一估計結(jié)果表明，方言壁壘的減少將導致共同方言市場規(guī)模的擴大，促使規(guī)模報酬遞增行業(yè)的企業(yè)進入出口市場，而造成規(guī)模報酬遞減行業(yè)的企業(yè)退出出口市場，從而導致共同方言市場更大地區(qū)的企業(yè)更集中于出口規(guī)模報酬遞增行業(yè)的產(chǎn)品。另一方面，本文對規(guī)模報酬遞增行業(yè)與遞減行業(yè)集約邊際的估計結(jié)果分別為0.634 和?1.640，且均在顯著性水平上顯著。這說明方言壁壘所帶來的出口效應在規(guī)模報酬遞增行業(yè)與遞減行業(yè)上存在巨大差異，共同方言市場規(guī)模的擴大將提高規(guī)模報酬遞增行業(yè)的企業(yè)出口規(guī)模，但卻會降低規(guī)模報酬遞減行業(yè)的企業(yè)出口規(guī)模。方言將通過降低本地市場規(guī)模的擴張，造成本地出口結(jié)構(gòu)偏向于規(guī)模報酬遞減的行業(yè)和部門，從而不利于本地市場效應與規(guī)模經(jīng)濟優(yōu)勢的發(fā)揮。

為了保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文在計量模型中加入了一系列企業(yè)層面與地區(qū)層面的固定效應，以避免遺漏重要解釋變量問題。一方面，本文加入了生產(chǎn)率、企業(yè)規(guī)模、經(jīng)營年限以及所有制等企業(yè)層面的控制變量。企業(yè)的生產(chǎn)率、規(guī)模、經(jīng)營年限對企業(yè)出口二元邊際的影響均顯著為正，表明生產(chǎn)率、企業(yè)規(guī)模與經(jīng)營年限均能夠提高企業(yè)出口的擴展邊際與集約邊際。本文還加入了國有企業(yè)與外資企業(yè)的虛擬變量以控制所有制因素對企業(yè)出口所帶來的影響。根據(jù)表3 的估計結(jié)果，國有企業(yè)顯著抑制了企業(yè)出口的擴展邊際，對集約邊際卻并沒有顯著的影響，外資企業(yè)則在集約邊際與擴展邊際上的估計系數(shù)均顯著為正，表明外資企業(yè)無論在出口傾向還是出口規(guī)模上均顯著高于內(nèi)資企業(yè)。另一方面，本文進一步加入了地區(qū)受教育水平、人口密度、外商直接投資和到港口距離等地區(qū)層面的控制變量。其中，地區(qū)受教育水平在規(guī)模報酬遞增行業(yè)中的估計系數(shù)顯著為正，但在規(guī)模報酬遞減行業(yè)中的估計系數(shù)卻顯著為負。人口密度、到港口距離的估計系數(shù)顯著為負，外商直接投資的估計系數(shù)則顯著為正。

（二）出口效應的雙重差分檢驗

在表3 的基礎上，本文進一步加入了行業(yè)的規(guī)模經(jīng)濟特征，以識別共同方言市場擴張影響企業(yè)出口的效應在不同行業(yè)上的差異性。基于此，本文分別采用規(guī)模報酬系數(shù)與資本轉(zhuǎn)售率作為行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟的代理變量，以行業(yè)層面規(guī)模經(jīng)濟變量與地區(qū)共同方言市場變量的交乘項來識別共同方言市場影響企業(yè)出口的機制，估計結(jié)果如表4 所示。

表 4 共同方言市場出口效應的雙重差分法估計結(jié)果

表4 報告了采用雙重差分法所得到的估計結(jié)果。本文在模型中加入了省份與行業(yè)層面的固定效應，但并未加入行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟特征的直接項，以避免多重共線性的影響。對于雙重差分法的估計，本文在模型中同樣加入了企業(yè)層面和地區(qū)層面的控制變量，以避免遺漏解釋變量的問題，且控制變量的估計結(jié)果均保持了穩(wěn)健。根據(jù)表4 的估計結(jié)果，本文分別采用規(guī)模報酬系數(shù)與資本轉(zhuǎn)售率以對行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟特征進行刻畫，通過估計其與共同方言市場變量交乘項的估計系數(shù)，以識別方言壁壘對企業(yè)出口影響的機制。表4 中的列（1）和列（2）展示了共同方言市場與規(guī)模報酬系數(shù)的交乘項估計結(jié)果：無論對于企業(yè)出口的擴展邊際還是集約邊際而言，交乘項的估計系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為正，這表明共同方言市場的擴張對企業(yè)出口擴展邊際與集約邊際都有促進作用，但這種促進作用隨著規(guī)模報酬系數(shù)的增大而不斷提高，共同方言市場的本地市場擴張效應偏向于更具規(guī)模經(jīng)濟的行業(yè)。表4 中的列（3）和列（4）則展示了共同方言市場與資本轉(zhuǎn)售率的交乘項估計結(jié)果：在擴展邊際與集約邊際方程中，交乘項估計系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為負，這表明共同方言市場對企業(yè)出口擴展邊際與集約邊際的促進作用隨著資本轉(zhuǎn)售率的提高而不斷降低，即隨著行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟的降低而不斷降低。這同樣證實了前兩列的估計結(jié)果與推論。

（三）穩(wěn)健性檢驗與分析① 因篇幅所限，本文未在文中報告穩(wěn)健性估計結(jié)果；如有需要，可向作者索取。

1. 共同方言市場的重新度量。為了確保本文得到的結(jié)果并不因指標的變化而變化，在原有公式的基礎上，本文采用每個縣級行政區(qū)劃的GDP作為新的權(quán)重對共同方言市場指標進行重新度量。在此基礎上，本文對方程（1）?方程（4）進行估計，就共同方言市場規(guī)模影響企業(yè)出口的擴展邊際與集約邊際分別進行檢驗與分析。本文檢驗發(fā)現(xiàn)：無論是擴展邊際還是集約邊際，共同方言市場規(guī)模對規(guī)模報酬遞增行業(yè)的影響均顯著為正，而對規(guī)模報酬遞減行業(yè)的影響則顯著為負，即方言壁壘對本地市場效應的限制將導致本地出口結(jié)構(gòu)偏向那些不具有規(guī)模經(jīng)濟的行業(yè)，這一結(jié)果與基準估計保持一致。此外，在擴展邊際與集約邊際的估計方程中，規(guī)模報酬系數(shù)與地區(qū)共同方言市場的交乘項估計系數(shù)顯著為正，而與資本轉(zhuǎn)售率的交乘項估計系數(shù)則顯著為負，均表明共同方言市場擴張所帶來的出口效應隨著行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟的提高而不斷提高，即雙重差分模型的估計結(jié)果同樣是穩(wěn)健的。

2. 遺漏重要解釋變量。由于不同地區(qū)采用方言種類的不同同樣會影響該地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，而方言的種類同樣是決定共同方言市場大小的關(guān)鍵因素。因此，為了避免遺漏方言類型而導致內(nèi)生性問題，本文進一步加入了方言類型的固定效應。一個地區(qū)方言多樣性的高低不僅會影響本地區(qū)的市場規(guī)模效應，進而影響企業(yè)出口，而且也會影響當?shù)氐墓餐窖允袌鲆?guī)模。這種潛在機制導致了第三方共同影響因素的存在，也導致了潛在的內(nèi)生性問題。因此，本文借鑒徐現(xiàn)祥等（2015）對方言多樣性的測算方法計算方言多樣性指數(shù)，采用HHI的方式，對方言多樣性程度進行度量。本文在考慮了方言固定效應與方言多樣性后，發(fā)現(xiàn)估計結(jié)果保持穩(wěn)健。無論對于擴展邊際還是集約邊際，在方言多樣性估計系數(shù)的絕對值方面，規(guī)模報酬遞增行業(yè)均大于規(guī)模報酬遞減行業(yè)的估計結(jié)果。這說明方言多樣性同樣降低了本地市場效應，導致其對規(guī)模報酬遞增行業(yè)所帶來的出口抑制效應顯著大于規(guī)模報酬遞減行業(yè)。

本文所采用的地區(qū)層面的共同方言市場的出口效應，還受到其他遺漏變量的影響，如地區(qū)性政策、地方官員偏好、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素不僅可能影響共同方言市場的規(guī)模，而且還會影響企業(yè)的出口，這就將導致遺漏解釋變量的問題。因此，本文在方程中加入了產(chǎn)業(yè)政策、市長受教育水平以及當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量作為控制變量，以對本文的估計結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗與分析。具體地，本文以當?shù)毓I(yè)總產(chǎn)值占GDP的比重度量當?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，采用所在城市市長的受教育年限體現(xiàn)地方官員的偏好，采用該省二位行業(yè)是否實施產(chǎn)業(yè)政策的虛擬變量度量地區(qū)性政策。在加入控制變量后，本文所得到的估計結(jié)果均與基準回歸保持一致。

3. 內(nèi)生性問題。本文借鑒林建浩和趙子樂（2017）的研究，選擇遺傳距離作為工具變量。為了計算不同城市間的遺傳距離，本文使用趙桐茂等（1991）的免疫球蛋白Gm單體型頻率數(shù)據(jù)，去掉其中的Gm3;5型以及只包含少數(shù)民族樣本的城市。本文采用Hedrick（1971）所提出的基因距離算法，根據(jù)Nei（1972）的方法計算得到兩地區(qū)間更為穩(wěn)定的遺傳距離DIH變量，作為兩地區(qū)間的遺傳距離的代理變量。根據(jù)趙桐茂等（1991）、林建浩和趙子樂（2017）的建議，本文選定上海市作為構(gòu)造遺傳距離的基準城市，在兩個城市相對于基準城市的絕對遺傳距離基礎上，再計算相對遺傳距離。遺傳距離的計算方法只能測算出不同群體在血統(tǒng)上的分離時間，卻無法反映共同遺傳基因的市場規(guī)模。因此，本文在共同方言市場規(guī)模的基礎上，以人口規(guī)模與遺傳距離的比值作為權(quán)重，進而根據(jù)遺傳距離計算共同方言市場規(guī)模的工具變量。本文選取所計算出的全部相對遺傳距離中最小的前10%作為具有共同遺傳距離的市場。本文采用工具變量法后估計發(fā)現(xiàn)：共同方言市場對規(guī)模報酬遞增行業(yè)的企業(yè)出口擴展邊際與集約邊際的估計結(jié)果均在1%的顯著性水平上顯著為正，但對規(guī)模報酬遞減行業(yè)的企業(yè)出口擴展邊際與集約邊際的估計結(jié)果均在1%顯著性水平上顯著為負，這與基準估計所得到的結(jié)果相同。與此同時，我們應當注意到采用工具變量法估計所得到的系數(shù)，在絕對值上相比基準估計均有所增大，這表明內(nèi)生性問題確實導致了共同方言市場效應的低估，但工具變量估計并未改變本文基準估計所得到的基本結(jié)論。

4. 樣本穩(wěn)健性分析。本文將那些出口額占銷售額比重超過90%的企業(yè)識別為外向型企業(yè)，并將其從樣本中刪去，以保證樣本的穩(wěn)健性。估計結(jié)果表明，在規(guī)模報酬遞增行業(yè)中，共同方言市場變量的估計系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為正；但在規(guī)模報酬遞減行業(yè)中，估計系數(shù)卻在5%的顯著性水平上顯著為負。這表明基準回歸中的估計結(jié)果仍然是穩(wěn)健的。進一步發(fā)現(xiàn)，規(guī)模報酬系數(shù)與共同方言市場交乘項的估計系數(shù)顯著為正，而共同方言市場與資本轉(zhuǎn)售率的估計系數(shù)顯著為負，這同樣證實了基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。本文再采用1998?2007 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的面板數(shù)據(jù)，假設各縣的共同方言市場規(guī)模變量不隨時間而變化，發(fā)現(xiàn)在控制年份固定效應后，估計結(jié)果仍然保持穩(wěn)健。

五、結(jié)論與啟示

全面形成國內(nèi)統(tǒng)一的大市場格局是中國發(fā)揮本地市場效應與規(guī)模經(jīng)濟優(yōu)勢的關(guān)鍵，突破不同地區(qū)在文化與語言上的無形壁壘是進一步推進區(qū)域均衡發(fā)展戰(zhàn)略的重點。尤其是，方言造成的本地市場分割嚴重限制了本地市場效應的發(fā)揮，導致本地規(guī)模報酬遞增行業(yè)的出口競爭力下降，從而抑制本地出口企業(yè)發(fā)揮潛在的規(guī)模經(jīng)濟。本文在這樣的現(xiàn)實背景下，利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與方言數(shù)據(jù)，測算了中國不同縣級行政區(qū)的共同方言市場規(guī)模，構(gòu)建計量模型檢驗了共同方言市場對企業(yè)出口擴展邊際與集約邊際的影響。本文從規(guī)模經(jīng)濟分組與雙重差分兩個角度對共同方言市場的出口效應進行檢驗。本文的研究發(fā)現(xiàn)，共同方言市場規(guī)模的擴大不僅將導致規(guī)模報酬遞增行業(yè)內(nèi)企業(yè)數(shù)量的增加，而且也將導致企業(yè)出口規(guī)模的擴大，同時促進了規(guī)模報酬遞增行業(yè)的企業(yè)在擴展邊際與集約邊際上的擴張。在采用行業(yè)層面的規(guī)模報酬系數(shù)與資本轉(zhuǎn)售率構(gòu)建雙重差分模型進行估計后，本文同樣證實了共同方言市場規(guī)模擴張所帶來的出口效應，共同方言市場規(guī)模的擴張對企業(yè)出口的影響存在顯著的規(guī)模經(jīng)濟偏向特征，將導致本國出口結(jié)構(gòu)更加偏向規(guī)模報酬遞增行業(yè)，從而有利于發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟。本文的研究拓展了現(xiàn)有研究對文化與經(jīng)濟之間關(guān)系的討論，為該領(lǐng)域研究提供了新的視角與證據(jù)。

本文從方言的視角豐富了本地市場效應以及市場分割影響出口的研究，為方言影響經(jīng)濟績效的機制分析提供了重要證據(jù)。本文的研究表明，方言是文化的重要表現(xiàn)形式，文化的版圖約束了市場的擴展，形成了經(jīng)濟上的文化塊狀結(jié)構(gòu)。打破方言和族群以語言為特征的身份識別與認知障礙，有利于打破地區(qū)間的市場分割，形成全國有效的統(tǒng)一市場，從而利用規(guī)模經(jīng)濟形成中國對外貿(mào)易的新動能。雖然歷史文化與方言的形成是一個持久的過程，對地方市場形成的影響也是深遠的，但本文的研究結(jié)論仍然支撐了現(xiàn)有區(qū)域均衡發(fā)展戰(zhàn)略的實施路徑。政府能夠通過改革戶籍制度促進地區(qū)間的人口流動，削弱方言對本地市場的主導作用，從而消除方言對市場分割帶來的無形壁壘。此外，政府應當進一步推廣普通話、提高本地基礎教育的質(zhì)量和水平，從而從根本上改變方言所帶來的溝通障礙與隔閡。但我們也應當看到，方言所帶來的市場分割只是其經(jīng)濟效應的一部分，方言所帶來的文化多樣性同樣可能促進創(chuàng)新性思想的產(chǎn)生，從各個方面對經(jīng)濟發(fā)展帶來更多的可能性。因此，如何權(quán)衡好文化與方言所帶來的復雜效應，以及保存好文化與方言標記同樣是未來的重大挑戰(zhàn)。