黃瑞玲 余飛

摘?要

現有關于市場分割的研究較少涉及微觀企業(yè)層面，同時關于市場分割程度的測度方法也有失偏頗。本文由消費品、資本品和勞動力市場分割指數的平均值構造了總體市場分割程度指數，采用?1998-2007?年的中國工業(yè)企業(yè)的微觀數據，檢驗了中國省域間總體市場分割對當地企業(yè)增加值率的影響。研究結果表明，總體市場分割與企業(yè)增加值率呈倒U型關系，同時還計算出其中影響效果轉利為害的閾值，經過內生性處理和區(qū)分不同區(qū)域、不同企業(yè)所有制性質和企業(yè)所屬的不同要素密集度類型的異質性檢驗發(fā)現，結論是穩(wěn)健可靠的。本文認為我國應當改變傳統的過分注重國外市場的扭曲思維，提高對國內市場需求的關注程度;各地政府應逐漸摒棄“護犢子”的政策思維，逐步放開市場保護，推動市場走向整合;各地應當實現制度創(chuàng)新和政策完善，同時將政策思維轉向限制人口但不限制人才上。

關鍵詞?市場分割?企業(yè)增加值率?倒U型關系

一、引?言

2011年，我國在工業(yè)總產值方面超越美國，躋身為世界第一大工業(yè)生產基地，并逐步形成了完備的工業(yè)行業(yè)體系。然而，一個比較尷尬的事實是，我國工業(yè)部門在反映工業(yè)生產效率和附加值水平的增加值率方面與發(fā)達國家甚至是世界平均水平相比均有明顯差距。據2011年工業(yè)與信息化部發(fā)表的相關報告顯示，發(fā)達國家、世界整體以及我國的2000-2010年的平均工業(yè)增加值率分別為40%、35%和26.5%。此外，根據《中國工業(yè)統計年鑒》數據測算，我國工業(yè)增加值率自2005的31.4%下滑到了2014年的21.2%，雖然過去三年有所好轉，但在2017年也僅為24.0%。種種數據都反映出我國工業(yè)大而不強的客觀現實。

國內市場的一體化是我國以內需為導向的工業(yè)經濟良性循環(huán)的重要前提。然而，根源于我國從計劃經濟向市場經濟轉軌時期的市場分割現象卻割裂了區(qū)域間的經濟聯系，嚴重侵蝕著國內的分工合作和市場整合的效益（劉瑞明，2012）。各地方政府基于保障當地經濟增長、財政收入以及勞動力就業(yè)等緣由，通過行政手段阻礙外地企業(yè)、產品或資本、勞動等生產要素進入當地市場或限制當地的這些經濟要素流向外地，這種地方保護主義的行為嚴重阻礙了我國內部市場規(guī)模經濟效益的產生（趙奇?zhèn)?、熊性美?009）。具體地，市場分割主要包括產品（消費品）市場分割和以資本品和勞動力市場構成的要素市場的分割兩種類型。消費品市場分割會抑制企業(yè)規(guī)模經濟的孕育，阻礙市場競爭機制的形成，從而削弱產品的市場競爭力。要素市場分割則會通過對要素自由流動的限制使市場難以實現對資源的跨區(qū)域有效配置，導致企業(yè)無法獲得亟需的資源支撐其生產和研發(fā)活動，最終將會對企業(yè)的經營績效產生負面影響（盛仕斌、徐海，1999）。從這個意義上來看，地方政府旨在為當地企業(yè)發(fā)展提供“保駕護航”的市場分割行為似乎并不能為當地企業(yè)帶來切實的經濟效益。

微觀企業(yè)的行為和經營績效往往是我們檢驗和判斷制度規(guī)則的重要標準，而目前的相關文獻多從宏觀層面研究地方保護或市場分割對產業(yè)結構、技術效率等的影響。因此，在“工業(yè)4.0”和“中國制造2025”的國際形勢和戰(zhàn)略背景下，探究市場分割對微觀企業(yè)的增加值率的影響機制及效果，將對我國提升在世界產業(yè)價值鏈中的地位具有重大理論和現實指導意義。

二、文獻綜述

（一）市場分割程度的測度

對于市場分割程度的測度，在現有的研究中主要形成了“產業(yè)結構法”（Young，2002;鄭毓盛、李崇高，2003）、“經濟周期法”（Poncet?and?Sandra，2004;徐勇、趙永亮，2007;許統生、洪勇，2013）、“貿易法”（Naughton，1999;Poncet，2003;黃賾琳、王敬云，2004）、“問卷調查法”（李善同等，2004）和“價格指數法”（桂琦寒等，2006;陸銘、陳釗，2009;徐保昌、謝建國，2016;曹春方等，2018）等方法。上述市場分割程度的測度方法各有優(yōu)點，但是也存在明顯缺陷。產業(yè)結構法缺乏一定的理論基礎，相反存在市場一體化程度不變而地區(qū)市場專業(yè)化水平上升的可能;用經濟周期的同步性反映市場分割程度也存在如較高的市場分割程度是由其他因素造成的問題（趙奇?zhèn)?、熊性美?009）;貿易法中并不能排除規(guī)模經濟、要素稟賦、商品間的替代彈性等因素對于市場分割程度的影響（Engel?and?Rogers，1998;Parsley?and?Wei，2001）;問卷調查法具有較大的主觀性，易于受到樣本量、樣本選擇是否隨機、問卷設計是否合理等因素的干擾。

（二）市場分割對企業(yè)的影響

現有關于市場分割對微觀企業(yè)的影響的研究主要集中于市場分割影響企業(yè)生產率、企業(yè)跨區(qū)域經營和企業(yè)出口國內附加值三個方面。

關于市場分割影響企業(yè)生產率層面。Gtz（1999）通過構建企業(yè)生產率進步模型，發(fā)現政府的市場保護行為有利于本地企業(yè)生產率的提高。在Melitz（2003）的文章中，在國內市場是統一的假設前提下，出口企業(yè)的生產率相較于非出口企業(yè)更高，其中一個隱含的論斷是倘若國內市場分割較為嚴重，那么生產效率低下的企業(yè)就會囿于過高的國內貿易成本而選擇出口。這與張艷等（2014）、趙玉奇和柯善咨（2016）持有的我國國內市場分割是導致出口企業(yè)生產率低于國內貿易的企業(yè)的“生產率悖論”的重要原因的觀點是一致的。張杰等（2011）利用1999-2007年我國工業(yè)企業(yè)數據，實證證實了我國市場分割程度較低的省份比市場分割程度較高的省份的企業(yè)生產率更高。申廣軍和王雅琦（2015）也利用1998-2007年的工業(yè)企業(yè)數據得出了同樣的結論，并進一步發(fā)現，市場分割主要是通過降低研發(fā)投入、抑制規(guī)模經濟、過度保護國企和增加尋租行為等路徑制約企業(yè)生產率提升的?；谕瑯拥臄祿?，王磊和鄧芳芳（2016）探討了市場分割與資源錯配的關系，研究發(fā)現，國內市場分割指數減少一個百分點可以使企業(yè)資源錯配程度降低3.94%。與上述的認為市場分割對企業(yè)生產率有負面影響的觀點不同的是，徐保昌和謝建國（2016）、劉維剛等（2017）的研究均顯示只有較高強度的市場分割才會阻礙本地企業(yè)生產率的提升，而在一定程度內的市場分割反而會對企業(yè)生產率產生正面影響。

關于市場分割影響企業(yè)跨區(qū)域經營層面。國內市場規(guī)模由于可以為本土企業(yè)提供更好的要素和需求條件以及更完善的相關支持和產業(yè)，對于企業(yè)競爭力的培育至關重要（Porter，1998）。然而，市場分割的存在導致企業(yè)在國內跨地區(qū)經營的成本甚至高于跨國經營的成本（Boisot?and?Meyer，2008）。所以，很多企業(yè)寧可進入國際市場也不從事國內跨區(qū)域經營。宋淵洋和黃禮偉（2014）的基于我國微觀企業(yè)數據的研究有力印證了上述市場分割抑制了企業(yè)國內跨區(qū)域經營行為的觀點，此外，他們還認為地區(qū)制度環(huán)境差、地區(qū)之間的制度距離大也是重要的制約因素。吳小節(jié)等（2012）也指出我國當前的地方市場分割制度安排通過影響宏觀的經濟管理體制的約束、產業(yè)基礎環(huán)境的培育和企業(yè)競爭力的形成等方面抑制企業(yè)跨區(qū)域橫向和縱向整合。曹春方等（2015）進一步研究發(fā)現相對于民營企業(yè)，國有企業(yè)有更少的異地子公司分布，這主要源于地方政府對國企的過度保護降低了國企的經營績效。然而，市場分割對企業(yè)跨區(qū)域經營的影響并不都是負面的。王永健等（2014）認為市場分割在增加了企業(yè)跨區(qū)域經營成本、抑制了企業(yè)的技術創(chuàng)新的同時，也為企業(yè)提供了制度套利的機會。

關于市場分割影響企業(yè)出口國內附加值層面。隨著經濟全球化的縱深發(fā)展，國際價值鏈分工日益深化、細化，而商品市場分割的存在阻礙了國內市場整合，使我國在全球價值鏈競爭中限制了自身比較優(yōu)勢，從而降低了出口競爭力（劉會政、朱光，2018）。呂越等（2018）通過構建市場分割影響中國企業(yè)附加值貿易的理論框架，利用微觀企業(yè)層面的數據實證檢驗得出市場分割會通過提高加工貿易占比、抑制創(chuàng)新和促進中間品進口三個渠道對企業(yè)出口的國內附加值率產生負面影響。而高翔等（2018）的研究得出的結論則恰好相反，他們研究發(fā)現要素市場扭曲反而對我國企業(yè)的出口國內附加值率有顯著的促進作用，這是因為其中對我國企業(yè)出口國內附加值率起提升作用的“相對價格效應”大于起抑制作用的“成本加成效應”。也有文獻從市場分割的具體形式之一——政府補貼這一角度入手研究其對企業(yè)出口國內附加值的影響。如蔡承彬（2018）的研究表明政府補貼對企業(yè)出口的國內附加值有顯著的提升作用，且政府補貼對企業(yè)出口的國內附加值存在企業(yè)年齡、出口規(guī)模和所有制類型等方面的異質性。同樣的，許家云和徐瑩瑩（2019）就政府補貼對制造業(yè)企業(yè)全球價值鏈升級的影響效應的研究結果也發(fā)現政府補貼顯著提升了企業(yè)出口的國內附加值率。

通過以上相關文獻的梳理，我們可以發(fā)現，雖然前人已經就市場分割的測度方法以及市場分割對企業(yè)生產率、跨區(qū)域經營和出口國內附加值等課題做出了大量深入的探索，也為本文接下來的研究提供了一定的經驗啟示，但是仍然存在兩方面的不足：第一，已有文獻大多聚焦于研究市場分割對宏觀區(qū)域或中觀行業(yè)層面的影響，僅有少量文獻探討市場分割對于微觀企業(yè)的影響，但僅從企業(yè)出口、企業(yè)跨區(qū)域經營以及企業(yè)生產率等視角切入。而國民經濟核算所定義下的企業(yè)增加值率與包括全要素生產率在內的眾多經濟質量評價指標相比，測算簡單易行，更加合乎會計學、統計學和管理學邏輯（范金等，2017）。國務院在2015年5月頒布的《中國制造2025》中提出了中國制造業(yè)企業(yè)增加值率在2020年和2025年分別比2015年提高2個和4個百分點的發(fā)展要求，可見提高企業(yè)增加值率的問題早已引起黨中央的高度重視。然而，作為制約我國國內企業(yè)跨區(qū)域橫向和縱向整合、形成市場規(guī)模經濟效應，最終抑制企業(yè)增加值率的提升的重要因素的市場分割現象，關于其對企業(yè)增加值率的作用及機制方面的研究，仍有較大的拓展空間。第二，關于市場分割程度的測算，在產業(yè)結構法、經濟周期法、貿易法、問卷調查法和價格指數法等諸多方法中，大多研究選用了價格指數法（陸銘、陳釗，2009;曹春方等，2018;Parsley?and?Wei，2001）。然而，在具體操作中，卻不約而同地將市場分割的內涵局限于狹隘的產品市場分割，從而只是選取了各地區(qū)的居民商品消費價格指數來測算市場分割，卻忽略了分割程度可能更高的要素市場，顯然由此測算出的市場分割程度指數與其實際值將會存在較大偏差。

基于已有文獻的不足，本文試圖作出適當的補充。本文利用1998-2007年的中國工業(yè)企業(yè)數據庫與以相鄰省份價格指數衡量的省級市場分割程度指數的匹配數據，實證分析了市場分割對于工業(yè)企業(yè)增加值率的影響，并進一步就影響效果是否具有區(qū)域、行業(yè)和所有制等方面的異質性進行了檢驗。本文的邊際貢獻為：（1）通過構建市場分割影響企業(yè)增加值率的理論模型，厘清了市場分割影響企業(yè)增加值率的理論機制。（2）在方法論方面，將市場分割的內涵分解為消費品市場分割、資本品市場分割和勞動力市場分割，進而通過分別測算三種市場分割類型的市場分割程度，最終逐年取三者的平均值來實現對總體市場分割程度的估算。（3）在實踐中，本文的研究結論可以為我國從市場分割角度入手，充分考慮企業(yè)所處的不同區(qū)域、行業(yè)或所有制形式，對癥下藥，設計差異化的政策方案，從而推動提高企業(yè)增加值率提供理論指導。

三、理論模型

Reinganum（1981）首次提出了企業(yè)生產率提升的決策方法，此后Gtz（1999）、Fudenberg和Tirole（1985）以及Ederington和Mc?Calman（2011，2013）又對其進行了拓展與完善。而徐保昌和謝建國（2016）開創(chuàng)性地將市場分割因素引入了他們的經驗模型，考察了在壟斷競爭的環(huán)境中地區(qū)市場分割如何影響本地企業(yè)的生產率提升決策。本文通過參考上述文獻，將市場分割與企業(yè)增加值率相結合，創(chuàng)新性地構建了市場分割影響企業(yè)增加值率的理論模型。

（一）需求函數

為了簡化起見，考慮這樣一種經濟場景，存在一個經濟系統，該系統是由許多互相對稱的國家有機構成的;每個地區(qū)企業(yè)的全部或部分產品在本地內銷售，且企業(yè)的數量在樣本期內是穩(wěn)定的;每個地區(qū)的市場中存在標準化產品部門和差異化產品部門兩個部門，其中，市場對標準化產品的需求量為D0（t），對差異化產品的需求量為D（t），從而可以得到如下本地市場中代表性消費者的跨期效用函數：

U=∫SymboleB@

0（D0（t）+logD（t）e-λt）dt??????????????????????????????????????????????（1）

假設本地代表性消費者的差異化產品的消費函數形式為CES函數：

D（t）=[∫H（t）0（qit）β-1βdi]ββ-1???????????????????????????????????????????????（2）

上式中，H（t）表示的是差異化產品在時間t的種類;qit表示t時間產品i的市場消費量，β代表任意兩種產品之間的替代彈性，并滿足β>0。則倘若假定代表性消費者存在數額為E的預算約束，那么在時間t產品j的市場需求量為：

qjt=Ep-βjtP1-β??????????????????????????????????????????????????????（3）

其中，P表示本地市場中產品的價格指數，此外，pjt表示在時間t產品j的市場價格。這里以企業(yè)增加值率為標準，將企業(yè)劃分為高增加值率企業(yè)和低增加值率企業(yè)，那么可以將本地產品市場價格指數表示為1-β次冪的形式：

P1-β=nl[rl（phl）1-β+（1-rl）（pll）1-β]+nd[rd（phd）1-β+?（1-rd）（pld）1-β]+nf[rf（phf）1-β+（1-rf）（plf）1-β]????????????????????????????????????????????????????????????（4）

上式中，n為企業(yè)的數量;l為本地企業(yè)，d為本國的外地企業(yè)，f為外國進入本地的企業(yè);r指的是企業(yè)中高增加值率企業(yè)所占的比重，且0SymbolcB@

rSymbolcB@

1;ph表示高增加值率企業(yè)生產的產品的價格，而pl表示低增加值率企業(yè)生產的產品的價格。

（二）企業(yè)生產函數

為方便起見，這里假設勞動為唯一投入的生產要素，且各地區(qū)工資水平隨勞動力市場供求狀況而變化。此前已將本地企業(yè)劃分為高增加值率企業(yè)和低增加值率企業(yè)，假定高增加值率企業(yè)的生產函數為：Lajt=Fc+qitφ，低增加值率企業(yè)的生產函數為：Lait=Fc+qit，其中，La代表企業(yè)投入的勞動數額，Fc代表企業(yè)生產的固定成本投入，φ是指高增加值率企業(yè)的增加值率水平指數，且滿足φ>1。一個企業(yè)倘若將其增加值率提升為高增加值率水平需要付出的成本為G（t），且有G'（t）<0

，G（SymboleB@

）=0，這說明企業(yè)越早提升為高增加值率企業(yè)需要支付的成本越高。

（三）地方市場分割

假定本地市場分割程度指數為S，市場分割成本系數為γ，由此造成國內其他地區(qū)企業(yè)及國外企業(yè)進入本地市場銷售時，需要多付出Sγ比例的成本。國內其他地區(qū)的企業(yè)和外國企業(yè)將產品運往本地市場均需承擔一定的“冰山成本”，假設國內其他地區(qū)企業(yè)和外國企業(yè)運輸過程中的冰山成本分別為τu、τω，且τu>1，τω>1。那么在壟斷競爭的市場條件下，各類企業(yè)的產品按照邊際成本加成法定價，本地代表性企業(yè)在本區(qū)域內的市場價格為：

phl=β（β-1）φ，pll=ββ-1?????????????????????????????????????????????（5）

本國其他地區(qū)企業(yè)運往本地的產品的市場價格為：

phd=βτu（1+Sγ）（β-1）φ，pld=βτu（1+Sγ）β-1??????????????????????????????（6）

外國企業(yè)運往本地的產品的市場價格為：

phf=βτω（1+Sγ）（β-1）φ，plf=βτω（1+Sγ）β-1?????????????????????????????（7）

壟斷競爭的市場條件下，異質性企業(yè)間邊際成本存在差異，在不考慮高增加值率企業(yè)采用成本的情況下，可以得到如下本地企業(yè)的利潤函數：

πhl=[β（β-1）φ]1-βEβP1-β-Fc，πl(wèi)l=（ββ-1）1-βEβP1-β-Fc??????????????????（8）

（四）企業(yè)增加值率提升

在初始時間0時，本地企業(yè)均為低增加值率企業(yè)，這里假設企業(yè)提升其增加值率的時間為Ta，那么本地企業(yè)增加值率提升的生命周期利潤函數可表示為：

∏（Ta）=∫Ta0e-λtπl(wèi)ldt+∫SymboleB@

Tae-λtπhldt-e-λTaG（Ta）????????????????????（9）

由上式易知，企業(yè)生命周期的利潤額是企業(yè)施行提升增加值率決策的時間的函數，再對企業(yè)生命周期利潤函數在Ta上一階求導，就可以得出如下本地企業(yè)提升增加值率行為的門檻條件：

（ββ-1）1-βE（φβ-1-1）βP1-β=λG（Ta）-G'（Ta）??????????????????????????（10）

求解上式中的rl，可得本地企業(yè)增加值率提升的路徑函數：

rl（t）=Enlβ[λG（Ta）-G'（Ta）]-?nd[1+rd（φβ-1-1）][τu（1+Sγ）]1-βnl（φβ-1-1）-?nf[1+rf（φβ-1-1）][τω（1+Sγ）]1-βnl（φβ-1-1）-1φβ-1-1，t（0，+SymboleB@

）????????（11）

再對本地企業(yè)增加值率提升的路徑函數在市場分割程度S上求取一階導數，得出本地高增加值率企業(yè)的占比與本地市場分割程度之間的關系，再根據前文給出的產品間的替代彈性系數β>1，高增加值率企業(yè)的增加值率水平φ>1，所以有：

drldS=ndτuγ[1+rd（φβ-1-1）]（β-1）[τu（1+Sγ）]-βnl（φβ-1-1）+nfτωγ[1+rf（φβ-1-1）]（β-1）[τω（1+Sγ）]-βnl（φβ-1-1）>0????????????????（12）

由上式推導可以發(fā)現，本地的企業(yè)中高增加值率企業(yè)占整體的比重與本地的市場分割程度呈正向關系，這表明市場分割行為有助于企業(yè)增加值率的提升。這與Ederington和Mc?Calman（2011）的研究類似，他們研究發(fā)現，在企業(yè)數量穩(wěn)定的條件下，高增加值率企業(yè)占整體的比重關于地區(qū)間貿易壁壘的一階導數為正，因而貿易壁壘的加強將會提升企業(yè)的增加值率。本文中的市場分割即是貿易壁壘的具體體現形式。究其原因，可以發(fā)現，對市場設置壁壘，進行人為分割，會使本地市場免于受到外地企業(yè)、產品或勞動力流入以及本地企業(yè)、產品或勞動力流出的負面影響，本地企業(yè)會面臨更小的外來競爭壓力，在這種安定的市場環(huán)境下，本地企業(yè)的市場份額得以有效維持，進而激勵了企業(yè)為擴大規(guī)模和市場份額而采取的技術引進、研發(fā)創(chuàng)新等增加值率提升行為的投資。

緊接著，可以分別求得本地高增加值率企業(yè)的占比在本地市場分割程度上的二階導數：

d2rldS2=βndτu2γ2[1+rd（φβ-1-1）]（β-1）[τu（1+Sγ）]-（1+β）nl（φβ-1-1）-?βnfτω2γ2[1+rf（φβ-1-1）]（β-1）[τω（1+Sγ）]-（1+β）nl（φβ-1-1）<0???????????????（13）

上式表明，本地企業(yè)中高增加值率企業(yè)占整體的比重與在市場分割程度上的二階導數為負數，這反映出，隨著本地市場分割程度的加強，市場分割通過激勵本地企業(yè)采取增加值率提升行為，最終推動本地企業(yè)增加值率提升的作用效果在逐漸減弱。

出現上述情況的原因主要在于市場分割對本地企業(yè)的增加值率提升行為具有兩種作用相反的影響。雖然企業(yè)加大研發(fā)投入、引進國外尖端技術以及實現規(guī)模經濟促進了企業(yè)增加值率的顯著提升，在市場分割強度較低的情況下，企業(yè)的增加值率提升行為得到正面激勵，此時市場分割對企業(yè)增加值率的正面促進效用大于負面抑制效用。但是隨著市場分割程度的提升，本地企業(yè)中那些管理體制不健全的企業(yè)易于產生惰性，從而缺乏進取精神，在這種安定的缺乏競爭的市場環(huán)境中，企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新、引進先進技術和追求規(guī)模效應的企業(yè)增加值率提升行為會大為縮減。甚至在市場分割程度足夠大時，由此帶來的負面影響會足以對沖其正面影響，從而導致整體的作用效果微乎其微。

以函數VAR（S，A）表示市場分割通過作用于企業(yè)增加值率提升決策而對企業(yè)的增加值率產生影響，其中，VAR是指企業(yè)增加值率，而A是指企業(yè)增加值率提升的戰(zhàn)略決策。則根據上述模型的推算，必然會有：

VAR（S，A）S>0，2VAR（S，A）S2<0??????????????????????????????????（14）

市場分割除了通過影響企業(yè)增加值率的提升決策作用于企業(yè)增加值率之外，還能通過影響資源的合理配置以及技術溢出效應等途徑作用于企業(yè)增加值率。這是因為：第一，本地的市場分割會引起地區(qū)之間資源配置的不合理，阻礙了外地市場優(yōu)質生產要素向本地區(qū)的自由流動，進而損害了生產要素市場中的資源配置效率（毛其淋、盛斌，2012）。當外部市場存在較低價格的勞動力或本地產品相對外地更有價格優(yōu)勢時，市場分割的存在增加了企業(yè)的生產成本或降低了企業(yè)的利潤水平，在其他條件不變的情形下，企業(yè)生產成本的增加或利潤水平的降低將會導致企業(yè)增加值率的降低。顯然，市場分割的強度越大，它們對勞動力以及產品的跨區(qū)域自由流動的阻礙作用就會越強，那么進而對本地企業(yè)的增加值率提升的抑制作用就會越大。第二，已有研究發(fā)現，外地企業(yè)的進入會對本地企業(yè)產生水平溢出和垂直溢出兩種技術溢出效應（Javorcik，2004）。市場分割的存在在阻礙了外地企業(yè)、勞動力及產品進入本地以及本地優(yōu)質廉價的產品或企業(yè)開辟外部市場的同時，也抑制了技術溢出效應對本地企業(yè)增加值率的正面提升作用，并且這種抑制效果會隨著市場分割強度的提升而加強。以函數VAR（S，O）表示市場分割通過影響資源優(yōu)化配置和企業(yè)技術溢出效應等途徑影響企業(yè)增加值率，其中O是指資源優(yōu)化配置和企業(yè)技術溢出效應等途徑，則根據上述論述，定有：

VAR（S，O）S>0，2VAR（S，O）S2<0??????????????????????????????（15）

假定市場分割對企業(yè)增加值率的總體影響為VAR（S），則市場分割對企業(yè)增加值率的總體影響顯然是可加分的函數的形式，即有：

VAR（S）=VAR（S，A）+VAR（S，O）??????????????????（16）

對上述等式求導，就可以得到企業(yè)增加值率在市場分割上的一階導數：

VAR（S）S=VAR（S，A）S+VAR（S，O）S??????????????????????（17）

根據前文的分析，市場分割對企業(yè)的增加值率存在正反兩種影響，因而上述的市場分割對于企業(yè)增加值率的影響的函數并非是單調的。當市場分割程度維持在一定的限度內，市場分割通過影響企業(yè)增加值率提升決策對企業(yè)增加值率產生的正面促進作用大于其通過影響資源的優(yōu)化配置和技術溢出效應等途徑而對企業(yè)增加值率產生的負面抑制作用，則有：

VAR（S，A）S>VAR（S，O）S????????????????????????????????（18）

上式表明，較低強度的市場分割有助于企業(yè)增加值率的提升。但是，隨著市場分割程度的提升，其通過影響企業(yè)增加值率提升決策而對企業(yè)增加值率的正面作用會逐漸降低，相反，通過影響資源的優(yōu)化配置和技術溢出效應等渠道對企業(yè)增加值率的抑制作用將會越來越大。最終當市場分割程度足夠大時，其對于企業(yè)增加值率的正面促進作用會小于或等于負面抑制作用，則有：

VAR（S，A）SSymbolcB@

VAR（S，O）S?????????????????????????????（19）

即上式表明，當市場分割足夠強時，其通過影響資源優(yōu)化配置和技術溢出效應而抑制企業(yè)增加值率提升的負面作用將占據主導地位，進而阻礙了本地企業(yè)增加值率的提升。此外，即使市場分割通過影響資源優(yōu)化配置和技術溢出效應的渠道阻礙企業(yè)增加值率提升的效果有限，但同時市場分割通過激勵企業(yè)的增加值率提升決策而對企業(yè)增加值率的正面促進作用足夠小甚至無限趨于零，那么綜合來說，市場分割也將抑制企業(yè)增加值率的提升。

四、模型、變量及數據

（一）模型設定及變量選取

基于上文的分析，為了驗證市場分割是否確實與企業(yè)增加值率呈倒U型關系，本文構建了市場分割程度指標作為核心解釋變量，選取企業(yè)增加值率為被解釋變量，再合理選取了一系列控制變量，初步構建了如下的基準回歸模型：

varabit=α0+α1averageat+α2average2at+α3controlsabit+λa+λb+λt+μabit????（20）

上式中a、b、i、t分別代表省份、行業(yè)、企業(yè)以及年份;varabit是指企業(yè)的增加值率，averageat表示市場分割程度，controlsabit為本文選取的影響企業(yè)增加值率的一系列地方特征和企業(yè)特性的控制變量的集合，λa、λb和λt分別表示省份、行業(yè)以及年份控制因素，而μabit為模型的隨機擾動項。為保證變量選取的科學合理性，具體的變量選取情況說明如下：

1.被解釋變量：企業(yè)增加值率

關于企業(yè)增加值率的核算，根據國家統計局的具體定義，企業(yè)增加值是指企業(yè)在報告期內以貨幣表現的工業(yè)生產活動的最終成果，是企業(yè)全部生產活動的總成果扣除了在生產過程中消耗或轉移的物質產品和勞務價值后的余額，是企業(yè)生產過程中新增加的價值（張杰等，2013）。因而，本文沿用張杰等的方法，以企業(yè)新增價值占總產出的比重來測算企業(yè)增加值率。其中，企業(yè)新增價值即增加值以企業(yè)總產值扣除企業(yè)中間投入加上應交增值稅來表示，企業(yè)總產出以銷售收入加存貨增加來表示。那么具體測算公式如下：

VAR=VA/TO?????????????????????????????????????????????（21）

上式中VAR表示企業(yè)增加值率，VA表示企業(yè)增加值，TO表示企業(yè)總產出。

2.核心解釋變量：市場分割程度

本文沿用Parsley和Wei（2001）、陸銘和陳釗（2009）、曹春方等（2018）的價格指數法測度市場分割程度。這是因為相對于產業(yè)結構法、經濟周期法、貿易法和問卷調查法等方法而言，雖然價格法也存在利用某一類或幾類商品的價格指數測度市場分割程度不能代表市場整體情況的問題，但是一方面來看，目前的市場價格指數統計分類已經比較細化，已然基本囊括了我們生活的方方面面;另一方面，市場可以分為商品市場和要素市場，在“一價定律”下，無論商品和要素市場哪一方的流動受到阻礙，都會使另一方的市場價格趨同。因此，這種基于修正的“一價原理”的“價格法”是測度市場分割程度的更合理的方法（趙奇?zhèn)?、熊性美?009）。

本文的地區(qū)范疇是指省、自治區(qū)或直轄市。在價格指數法下，為了測度各地區(qū)消費品、資本品和勞動力市場的分割程度，進而估算總體市場分割程度，需要構建t×s×n的三維面板數據，其中t是指年份，s是指地區(qū)（省、自治區(qū)或直轄市），n是指商品或要素。具體地，在測算消費品市場分割程度時，本文的樣本選取了各地區(qū)的居民消費價格指數中在1998-2007年持續(xù)統計的8類商品，包括食品、煙酒及用品、衣著、家庭設備及用品、醫(yī)療保健用品、交通和通訊工具、娛樂教育文化用品以及居住等;在測算資本品市場分割程度時，選取了各地區(qū)固定資產投資價格指數作為基礎數據，其中包括建筑安裝工程、設備工及器具和其他費用三大構成要素;在測度勞動力市場分割程度時，選取了各地區(qū)包括國有單位職工實際平均工資指數、城鎮(zhèn)集體單位職工實際平均工資指數和其他單位職工實際平均工資指數三個要素構成的職工實際平均工資指數作為基礎數據。根據Parsley和Wei（2001）、陸銘和陳釗（2009）、曹春方等（2018）的方法，具體的測算方法如下：

首先，分別計算出各相鄰省份商品或要素的相對價格：

ΔQnabt=lnpnatpnbt-lnpnat-1pnbt-1=lnpnatpnat-1-lnpnbtpnbt-1????????????????????（22）

上式中，n是指商品或要素的種類，a和b分別表示兩個相鄰的省、自治區(qū)或直轄市。為了避免由于地區(qū)位置順序不同而導致上式結果符號相反，再對上式進行取絕對值處理，進而得到相對價格的絕對值：

ΔQnabt=lnpnatpnat-1-lnpnbtpnbt-1??????????????????????????????????（23）

最終可以得到64組相鄰省份10年的時序數據。但是，ΔQnabt中并沒有剔除商品或要素的種類效應的影響，從而造成對相鄰地區(qū)的市場分割程度的高估。因而，這里采用Parsley和Wei（2001）提出的去產品均值的方法消除商品或要素種類效應的影響。假定ΔQnabt=an+εnabt，其中，an是指由商品或要素n本身的特性而引起的價格變動，而εnabt則表示的是由商品或要素本身特性之外的兩地的經濟關系所決定的價格變動。那么，對t年n類商品或要素64對相鄰地區(qū)組合間的相對價格ΔQnabt取均值，再分別減去該均值，則得到實際的相對價格變動qnabt為：

qnabt=ΔQnabt-ΔQ-nt????????????????????????????????????????????（24）

接下來，計算64組相鄰地區(qū)間各類商品或要素的相對價格變動的方差var（qnabt）var（qnabt），再按陸銘和陳釗（2006）及陳敏等（2008）的方法將64對相鄰地區(qū)間的指數按地區(qū)進行合并，就可以得到最終的無量綱化的各省、自治區(qū)或直轄市的各類市場的分割指數。如北京的各類市場的分割指數就是北京與河北之間、北京與天津之間的各類市場分割指數的平均值，其他地區(qū)的各類市場的分割指數也是該地區(qū)與其所有相鄰地區(qū)間的各類市場分割指數的平均值。

最終，我們取消費品、資本品和勞動力市場分割指數的年平均值就可以得到各地區(qū)歷年的總體市場分割指數。

3.控制變量

除了三種類型的市場分割會對工業(yè)企業(yè)的增加值率產生影響外，企業(yè)自身的某些特性和當地市場的某些特征也可能會對本地企業(yè)的增加值率產生顯著影響。因而，參照已有的國內外研究和相關理論，本文選取了如下的幾個典型變量作為控制變量，以控制它們可能對企業(yè)增加值率產生的影響。

企業(yè)規(guī)模（coscale）。新貿易理論強調了規(guī)模經濟對企業(yè)的影響，不同規(guī)模的企業(yè)可能在吸收外部技術溢出以及自我創(chuàng)新的能力方面存在顯著差異，同時，不同規(guī)模的企業(yè)在社會聲譽和信用以及政府支持的力度方面也有所不同。而企業(yè)從業(yè)人員數、銷售額以及資產總額是企業(yè)規(guī)模的常用衡量因素，本文采用企業(yè)的資產總額的對數衡量企業(yè)規(guī)模。

企業(yè)經營年限（coyear）。相關研究表明，企業(yè)成立年份越久，越容易在社會積累良好的市場聲譽，從而逐漸形成強大的品牌效應（宋淵洋，黃禮偉，2014）。此外，隨著企業(yè)經營年份的增長，企業(yè)逐漸孕育出有益于自身良性發(fā)展的企業(yè)文化和經營管理體制，從而形成企業(yè)增加值率提升的重要驅動力。因此，本文將企業(yè)成立年數納入控制變量的集合。

企業(yè)所有制性質（property）。相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)可能會獲得更多的政府部門的政策優(yōu)待，張杰等（2013）的研究對這一推斷作出了有力論證。因而本文設置了企業(yè)所有制性質的虛擬變量作為控制變量，當企業(yè)為國有企業(yè)時，記為0，當企業(yè)為非國有企業(yè)時，記為1。

企業(yè)創(chuàng)新能力（inovation）。企業(yè)創(chuàng)新能力的大小決定了企業(yè)系統自主完成各項創(chuàng)新活動的程度，關乎著企業(yè)能否有效吸收外部技術溢出，能否將科學的概念轉化為實際的生產力以及能否在營銷、管理、企業(yè)文化等方面不斷推陳出新、與時俱進，進而形成企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的強大合力。所以，本文也將企業(yè)創(chuàng)新能力作為控制變量。參照相關文獻，本文用新產品產值占工業(yè)總產值的比重來代表企業(yè)創(chuàng)新能力（趙玉奇、柯善咨，2016）。

企業(yè)融資能力（finance）。企業(yè)融資能力反映了企業(yè)持續(xù)獲取發(fā)展所需的優(yōu)質資金的能力，企業(yè)在擴大生產規(guī)模、更新機器設備、開展研發(fā)活動中都需要大量的資金支持，在這種情形下，如果一個企業(yè)能夠通過多種渠道快速籌措企業(yè)發(fā)展所需的資金，那么它將更有機會在市場競爭中占據有利地位。本文采用資產負債率來反映企業(yè)融資能力。

企業(yè)盈利能力（pability）。企業(yè)盈利狀況是企業(yè)現金流是否充足的直接體現，現金流是否充足又反映了企業(yè)所面臨的資金約束的大小，這最終又決定了企業(yè)是否有足夠的能力擴大生產規(guī)模、引進或研發(fā)先進技術，進而提高企業(yè)增加值率。本文采用企業(yè)主營業(yè)務凈利潤率來反映企業(yè)盈利能力，具體計算公式為：主營業(yè)務凈利潤率=凈利潤/主營業(yè)務收入凈額。

地方政府規(guī)模（govscale）。相關研究表明，政府規(guī)模越大，控制了過多的社會資源，反而會通過對市場的過多直接干預而導致資源配置效率的損失（Restuccia?and?Rogerson，2008;朱荃、張?zhí)烊A，2016），也有研究認為政府規(guī)模與地方經濟增長及異質性企業(yè)經營存在倒U型關系（李筱樂，2014）?；谏鲜龇治?，本文將政府規(guī)模也納入控制變量的集合，具體參照已有文獻的常用做法，以地方政府財政支出占GDP的比重來對其進行度量（Persson，2002;馬光榮、李力行，2012）。

地方人力資本水平（humancap）。在地方市場分割的情況下，區(qū)域間勞動力的自然流動受到嚴重阻礙，則本地居民的受教育狀況直接決定了當地企業(yè)能否具有源源不斷的優(yōu)質人才供給，進而影響了企業(yè)長期的高質量發(fā)展。本文采用各省取對數后的受教育年限表示地方人力資本水平。

地方貿易開放度（traopen）。內生經濟增長理論一直強調國際貿易對一國產生的宏微觀經濟效應。一方面，進口貿易是進口國獲取國際先進技術溢出、提升本國技術水平的重要渠道;另一方面，出口貿易是企業(yè)參與全球價值鏈競爭，開拓國際市場的關鍵路徑（Grossman?and?Helpman，1990）。因此，各省的貿易開放度也可能會對微觀企業(yè)的增加值率產生影響，這里用各省進出口總額與GDP之比表示該地的貿易開放度。

此外，本文還設置了行業(yè)（industry）、省份（province）及年份（year）的啞變量，以控制企業(yè)所處的四分位行業(yè)效應、省份效應以及年份效應對模型估計的影響。

（二）數據來源及處理

本文用于測算消費品、資本品和勞動力市場分割程度以及度量地方政府規(guī)模、地方人力資本水平和地方貿易開放度等的原始數據來源于1999-2008年的《中國統計年鑒》。而測算企業(yè)增加值率以及度量企業(yè)規(guī)模、企業(yè)經營年限、企業(yè)所有制性質、企業(yè)創(chuàng)新能力、企業(yè)融資能力和企業(yè)盈利能力的變量的原始數據來源于1998-2007年中國工業(yè)企業(yè)數據庫。此外，需要注意的是：（1）由于在測算市場分割程度時，海南與西藏有部分數據缺失或未納入統計范疇，同時，中國工業(yè)企業(yè)數據庫只是涵蓋了內陸的工業(yè)企業(yè)，故本文所選取的樣本為內陸地區(qū)的其他29個省、自治區(qū)和直轄市的工業(yè)企業(yè);（2）由于那些沒有完備的會計系統的個體戶的數據可能存在異常，故剔除從業(yè)人數少于8人的工業(yè)企業(yè);此外，剔除工業(yè)銷售額、營業(yè)收入、就業(yè)人數、固定資產總額等本文所需的關鍵變量缺省或為負值的企業(yè);（3）為避免因少數企業(yè)上報虛假數據或工業(yè)企業(yè)數據庫原始數據錄入錯誤導致的異常值的影響，本文還對樣本數據按1%的口徑進行了縮尾處理。經過上述處理，最終得到1998-2007年共計1361086個樣本。

（三）變量的描述性統計

上表1給出了主要變量的描述性統計，從上表中可看出，本文所使用的工業(yè)企業(yè)樣本總量為1361086個，企業(yè)增加值率均值為0.28974;消費品市場、資本品市場和勞動力市場分割程度差異顯著，其中，勞動力市場分割程度均值最大，達到0.00128，其次是消費品市場分割程度，均值為0.00031，資本品市場分割程度均值最小，其均值為0.00014。此外，其他省級層面和企業(yè)層面的控制變量的平均值、標準差、最小值以及最大值情況表中也已經給出。從各變量數據的基本統計特征來看，經過對原始數據的一系列前期處理后，數據整體質量較好，已經基本排除了異常值等可能對接下來的估計產生的影響。

五、實證結果及分析

（一）基準回歸結果及相關解釋

表2給出了總體市場分割影響企業(yè)增加值率的基準回歸結果。其中，模型（1）和（2）分別匯報了OLS法下不加入控制變量和加入控制變量后總體市場分割影響企業(yè)增加值率的估計結果，模型（3）和（4）分別匯報了固定效應模型下不加入控制變量和加入控制變量后總體市場分割影響企業(yè)增加值率的估計結果。具體回歸結果顯示，模型（1）—（4）中變量總體市場分割指數（average）回歸的一次項系數均顯著為正，而二次項系數顯著為負，這反映出在一定的總體市場分割程度之內，總體市場分割程度的加劇反而有利于提升企業(yè)增加值率，但當總體市場分割程度超過一定的限度，其對企業(yè)增加值率提升的負面作用便會超過正面作用，從而總體上阻礙了企業(yè)增加值率的提升。這主要是因為地方政府通過補貼、限制外地企業(yè)進駐或商品及生產要素的區(qū)域間正常流動等手段對本地企業(yè)提供適當的扶持，有助于本地企業(yè)避免受到其他地區(qū)競爭對手的挑戰(zhàn)，從而有效維持了企業(yè)在本地的市場份額，特別是對于處于萌芽期但具有良好發(fā)展前景的企業(yè)，消費品市場分割所帶來的和平穩(wěn)定的內部市場環(huán)境將能夠促使其依托內部市場逐漸積累一定的人力資本和知識存量，培育自身的競爭優(yōu)勢和抗風險能力。但是當市場分割超過一定程度時，一方面，內部管理機制不健全的企業(yè)易于養(yǎng)成惰性，越來越缺乏進取心和企業(yè)家精神，進而引進技術、擴大規(guī)模和研發(fā)創(chuàng)新的意識日益淡薄;另一方面，外部市場的嚴重阻塞會使得生產率水平較高的企業(yè)的創(chuàng)新產出在滿足了當地的需求后剩余產品無法向外輸出，導致企業(yè)產能過剩和資源浪費，從而缺乏能力和動力擴大生產規(guī)模和開展研發(fā)活動。

本文還根據基準回歸結果計算了綜合市場分割對企業(yè)增加值率的影響由正轉負的閾值。根據OLS回歸下的模型（2）的結果可計算出閾值，即轉折點為0.00157，也就是說，從全樣本看，在綜合市場分割程度小于0.00157的條件下，綜合市場分割程度的加強有利于企業(yè)增加值率的提升，而當綜合市場分割程度超過0.00157時，其程度的進一步加強反而不利于提升企業(yè)增加值率。而根據FE回歸下的模型（4）的結果可計算出閾值為0.00163，其同樣表明在全樣本下綜合市場分割程度低于0.00163時是會顯著促進企業(yè)增加值率的提升的，而當超過這一閾值時，對企業(yè)增加值率的提升將會產生阻礙作用。

控制變量方面，OLS回歸和固定效應模型兩種回歸方法下以企業(yè)總資產表示的企業(yè)規(guī)模的回歸系數均顯著為負，表明企業(yè)規(guī)模的擴大可能不利于企業(yè)增加值率的提升，這可能是由于企業(yè)規(guī)模越大，越容易獲得政府的政策優(yōu)惠和形成壟斷地位，從而抑制了企業(yè)的技術進步的主觀能動性;兩種回歸結果都顯示企業(yè)經營年限（coyear）的回歸系數顯著為正，說明企業(yè)經營年限越長，越能積累提升增加值率的內生動能;企業(yè)所有制性質（property）的估計系數顯著為負，這表明在其他條件相同，當企業(yè)為國有企業(yè)時，其比民營企業(yè)更有助于企業(yè)增加值率的提升;企業(yè)創(chuàng)新能力變量（inovation）的回歸系數顯著為正，顯然，一般來說，企業(yè)創(chuàng)新能力越高，其增加值率也相應越高;以企業(yè)資產負債率代表的企業(yè)融資能力（finance）的估計系數顯著為負，這與我們的常識相符，企業(yè)資產負債率越高，企業(yè)的融資能力則相應越低;企業(yè)盈利能力（pability）的回歸系數顯著為正，即企業(yè)盈利能力越高，企業(yè)增加值率通常也會越高;以地方財政支出占GDP比重表示的政府規(guī)模（govscale）的回歸系數顯著為正，可知政府職能的擴大能夠通過為企業(yè)提供各種便利性，從而成為企業(yè)增加值率提升的外部動因;在OLS回歸方法下，以地區(qū)居民平均受教育年限表示的地方人力資本水平（humancap）的回歸系數顯著為正，顯示地方人力資本水平的提升是促進當地企業(yè)增加值率進步的重要因素;以企業(yè)進出口貿易額與GDP之比表示的地方貿易開放度（traopen）的回歸系數顯著為正，表明地區(qū)經濟開放度越高，越有利于企業(yè)的長期發(fā)展。

（二）穩(wěn)健性檢驗：內生性問題的處理

上一小節(jié)已經針對總體市場分割對企業(yè)增加值率的影響作了基準回歸，并且結果初步證實總體市場分割與企業(yè)增加值率之間存在倒U型關系，但是上述回歸結果是否是可靠而穩(wěn)健的，需要進行進一步的驗證。為了驗證基準回歸結果的可靠性，本文進一步進行如下處理：首先是選取總體市場分割的替代指標進行重新估計，主要是為了排除市場分割程度指數的測量誤差對回歸結果的干擾。本文參照呂越等（2018）的做法，選取樊綱等編制的中國市場化指數作為市場分割的替代變量進行回歸，具體地，以各地區(qū)市場化進程總得分替代綜合市場分割指數;其次，考慮到可能存在遺漏變量或市場分割與企業(yè)增加值率呈反向因果關系而導致的內生性問題，本文分別以總體市場分割的滯后一期和樊綱等的市場化指數作為工具變量納入模型使用2SLS法進行了進一步的估計，本文還以市場分割程度指數的滯后一期和被解釋變量企業(yè)增加值率的一期和兩期滯后項作為工具變量進行了系統GMM估計和差分GMM估計，以便通過對2SLS法、系統GMM法和差分GMM法的對比，增強穩(wěn)健性檢驗的效果。

表3匯報了總體市場分割影響企業(yè)增加值率的基準回歸的內生性處理的估計結果。其中，模型（1）和模型（2）分別給出了以總體市場分割的滯后一期及樊綱等的市場化指數中各地區(qū)市場化進程總得分為工具變量的2SLS法的估計結果，模型（3）和模型（4）分別給出了以被解釋變量企業(yè)增加值率的一期和二期滯后以及總體市場分割程度指數的一期滯后為工具變量的系統GMM法和差分GMM法的估計結果。結果顯示，總體市場分割程度的回歸系數的正負性及顯著性情況與前文的基準回歸一致，各控制變量的回歸系數也與基準回歸的大體一致，所以關于總體市場分割影響企業(yè)增加值率的基準回歸結果是穩(wěn)健可靠的。

分割對于企業(yè)增加值率的影響效應，而并沒有考慮企業(yè)的異質性對于回歸結果的影響。那么，總體市場分割對企業(yè)增加值率的影響效果是否會因企業(yè)所在區(qū)域、所有制性質和所屬行業(yè)要素密集度類型而異呢？為此，本文接下來具體區(qū)分不同區(qū)域、不同企業(yè)所有制性質和企業(yè)所屬的不同要素密集度類型作了進一步回歸。表4反映了總體市場分割影響企業(yè)增加值率的分區(qū)域、分企業(yè)所有制性質和分所屬行業(yè)要素密集度類型的異質性檢驗結果。

首先是區(qū)域異質性，總體市場分割與東部、中部和西部地區(qū)的企業(yè)增加值率呈倒U型關系，且通過了顯著性檢驗，可見市場分割與企業(yè)增加值率之間的倒U型關系不會因所在區(qū)域的差異而有改變。其次是企業(yè)異質性，市場分割關于國有、民營及外商投資企業(yè)增加值率的回歸的一次項系數均顯著為正，二次項系數均顯著為負，說明企業(yè)的所有權性質并不會影響市場分割與企業(yè)增加值率之間的倒U型關系。最后是行業(yè)異質性，市場分割關于勞動密集型、資本密集型和技術密集型行業(yè)內企業(yè)的增加值率的回歸的一次項系數均顯著為正，二次項系數均顯著為負，表明企業(yè)所屬行業(yè)的異質性也不會對市場分割與企業(yè)增加值率之間的倒U型關系造成影響。

本文還根據分樣本回歸結果分別計算了綜合市場分割對企業(yè)增加值率的影響效果由正轉負的閾值。首先，分企業(yè)所有制性質來看，綜合市場分割對國有、民營和外商投資企業(yè)增加值率的影響轉利為害的閾值分別為?0.00131、0.00152?和?0.00140，這意味著國有企業(yè)、民營企業(yè)和外商投資企業(yè)所能承受的綜合市場分割的限度分別為?0.00131、0.00152?和?0.00140，倘若超過這一限度，便會對企業(yè)增加值率的提升產生阻礙作用。其次，分區(qū)域來看，綜合市場分割影響東、中、西部地區(qū)企業(yè)增加值率的閾值分別為?0.00128、0.00047?和?0.00085，即，東、中、西部地區(qū)的整體市場分割程度指數分別不超過?0.00128、0.00047?和?0.00085?的情況下，市場分割程度的逐漸增大是有利于提升當地企業(yè)增加值率的，倘若超過該地對應的閾值，便會對當地企業(yè)增加值率的提升產生阻礙作用。最后，分企業(yè)所屬要素密集度類型來看，綜合市場分割對勞動密集型、資本密集型和技術密集型企業(yè)增加值率的影響轉利為害的閾值分別為?0.00197、0.00163?和?0.00175，也就是說，勞動密集型企業(yè)對于綜合市場分割的承受能力是最大的，其次是技術密集型企業(yè)，而最小的是資本密集型企業(yè)。

綜上所述，在分別區(qū)分不同區(qū)域、不同企業(yè)所有制性質和企業(yè)所屬的不同要素密集度類型而進一步做出分樣本異質性檢驗后，結果仍然顯示市場分割與企業(yè)增加值率之間的倒U型關系不因區(qū)域、企業(yè)所有權性質和企業(yè)所屬的不同要素密集度類型的變化而改變，這進一步證明本文的結論是穩(wěn)健可靠的。

六、結論及政策建議

當前，我國發(fā)展處于轉型期和換擋期，實現經濟的高質量發(fā)展是當前的緊要任務。與此同時，雖然諸多研究都表明我國省份地區(qū)間的市場分割程度日趨緩和，國內市場一體化整合的趨勢正在逐步加強，但是省份區(qū)域間的市場分割仍然是我國經濟良性發(fā)展的重要桎梏。市場分割的本質是各地方政府基于維護本地利益的目的，通過行政性手段，限制外地資源進入本地市場或限制本地資源流向外地的行為（銀溫泉、才婉茹，2001），是一種人為造成的市場的非整合狀態(tài)。然而，本文通過研究則證明市場分割與微觀企業(yè)的增加值率之間呈倒U型關系，即市場分割只有在一定的限度之內，其分割程度的逐漸增強才有利于企業(yè)增加值率的提升，而當市場分割程度超過某一臨界值，其強度的進一步增加反而阻礙了企業(yè)增加值率的提升?？梢姡つ窟^分地對本地企業(yè)實施保護，人為對市場進行分割反而是一種以損失未來發(fā)展紅利為代價的短視行為。

本文的研究加深了我們對地方政府施行保護主義舉措的動機的理解。事實上，我國如今正處于社會主義市場經濟建設的加速期，在我國仍將長期處于社會主義初級階段的基本國情下，各地方政府適當地采取地方保護主義舉措可能更有利于區(qū)域企業(yè)乃至經濟的可持續(xù)發(fā)展（陸銘、陳釗，2009）。因而社會主義市場經濟改革應當契合這一經濟現實，順應市場規(guī)律，逐步推進。結合本文的研究結論，為了促進我國經濟的高質量發(fā)展，本文提出如下政策建議：

針對消費品市場，我國應當改變傳統的過分注重國外市場的扭曲思維，提高對國內市場需求的關注程度。在消費品市場分割局勢下，之所以地方企業(yè)經營狀況沒有受到傷害，主要是由于國際市場需求對國內市場需求的替代。而在如今以美國為首的西方發(fā)達國家采取“以鄰為壑”的貿易保護主義舉措的背景下，我國必須改變對國際市場過度依賴的局面。隨著市場機制的逐步健全，社會經濟的不斷進步和企業(yè)實力的日益增強，“以鄰為壑”的區(qū)域消費品市場分割程度逐漸減弱，那么在國內外市場并駕齊驅，市場需求空間更為廣闊的情況下，企業(yè)利用這一大國經濟的多樣化和規(guī)?；瘍?yōu)勢，將更可能實現規(guī)模經濟。

針對資本品市場，各地政府應審時度勢，逐漸摒棄“護犢子”的政策思維，逐步放開市場保護，推動市場走向整合。在市場機制日益健全、企業(yè)日益發(fā)展壯大的情況下，各地政府應當順應這一市場走勢，伺機逐步放開對當地市場的保護，不對本地和外地企業(yè)相互投資和并購加以限制，一方面能夠促進資本要素配置的市場化、合理化，從而企業(yè)將會更可能實現利潤最大化，也會更有能力和動力進行研發(fā)創(chuàng)新;另一方面，資本品市場趨于整合的前提是法律法規(guī)的日益完善和市場環(huán)境的逐漸透明化，這會有效壓縮企業(yè)開展尋租活動的制度空間，提高尋租的成本和難度，從而使得企業(yè)無須通過“找政府”來獲取發(fā)展資源，通過成熟的市場機制也有很大的機會獲得所需項目和資源。

針對勞動力市場，勞動力市場分割與企業(yè)增加值率呈倒U型關系的結論在某種程度上為各地進一步深化戶籍制度改革指明了方向。與消費品和資本品市場分割相比，我國各地之間勞動力市場分割的情況更為嚴重。不過，一個典型的事實是，勞動力市場分割的長期存在是符合現實需求的，設定合理的門檻限制外來人口的大規(guī)模流入在任何時刻都是有必要的。為了使勞動力市場分割維持在能發(fā)揮正面效應的限度內，各地應當通過制度創(chuàng)新和政策完善，將政策思維轉向限制人口但不限制人才上。例如施行科學的人才篩選機制;合理引導高素質人才盡可能流入研發(fā)部門;避免制定單一化的、“唯學歷論”的選才用才標準，多加關注專業(yè)技能型人才等。

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