劉信恒

(桂林理工大學 商學院，廣西 桂林 541004)

一、引言

產(chǎn)業(yè)組織理論將企業(yè)的成本加成率定義為企業(yè)產(chǎn)品價格對其邊際成本的偏離程度，它反映了企業(yè)的市場勢力[1]。Lerner最先使用勒納指數(shù)度量價格與邊際成本的偏離程度，衡量市場中壟斷勢力的強弱，以此來反映市場結構[2]。隨著新貿(mào)易理論的產(chǎn)生，學者們將國際貿(mào)易理論與產(chǎn)業(yè)組織理論相結合，開始探討在不同的度量方法下成本加成率所蘊含的不同福利含義和政策意義。近年來，隨著企業(yè)異質性模型的發(fā)展,深入探討企業(yè)成本加成率問題成為可能。

現(xiàn)有文獻對企業(yè)成本加成率的理論研究，主要集中在兩個方面：一是假設成本加成率是外生不變的，二是假設成本加成率是內(nèi)生可變的[3]。但是，外生不變的成本加成率假設存在明顯的缺陷。為解決這一缺陷，部分學者逐漸放松了外生不變的成本加成率假設，通過建立市場結構與需求函數(shù)來研究內(nèi)生可變的成本加成率問題[4]。而實證研究主要從以下兩個方面展開：一是關于成本加成率的測算。目前成本加成率的測算主要有會計法和生產(chǎn)函數(shù)法。會計法主要使用增加值、員工薪酬和中間投入來計算成本加成率。這種方法最突出的優(yōu)點是數(shù)據(jù)易得、計算簡單明了，相比函數(shù)法可能會提供更多有用的信息；缺點是會計法忽略了外部沖擊和經(jīng)濟周期等因素的影響，導致無法反映各經(jīng)濟變量之間的內(nèi)在聯(lián)系，因而得出的結論具有一定的片面性。生產(chǎn)函數(shù)法除了目前應用最廣泛的De Loecker和Warzynski開發(fā)的方法外[1]，還包括索洛余值法。生產(chǎn)函數(shù)法相比會計法能夠反映現(xiàn)實的經(jīng)濟活動，同時能很好地解釋一些經(jīng)濟現(xiàn)象，但缺點是對數(shù)據(jù)的質量要求過高。二是關于企業(yè)成本加成率影響因素的研究。學者們分別從市場分割、產(chǎn)品創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)政策以及人力資本等方面對企業(yè)成本加成率的影響因素進行了分析[5][6][7][8]，其中一個非常重要的視角是從產(chǎn)業(yè)集聚進行解讀。Zhao利用2002～2004年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進行研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)的成本加成率具有顯著的抑制作用[9]。Lu等利用1998～2005年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫采用倍差法研究得出相似的結論[10]。但這些文獻使用的樣本跨度過小，也沒有對“集聚效應”和“擁擠效應”進行定量區(qū)分，從而無法全面地分析產(chǎn)業(yè)集聚影響成本加成率的內(nèi)在機制，也未考慮地區(qū)制度環(huán)境對成本加成率的影響，進而無法考察企業(yè)所在地的地區(qū)制度環(huán)境差異是否會導致產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)成本加成率的影響存在差異。

近年來契約制度研究日漸興起，契約制度的經(jīng)濟績效研究備受學界關注。部分學者認為一國的絕對技術水平、生產(chǎn)和貿(mào)易模式以及產(chǎn)業(yè)間的相對生產(chǎn)率都受到地區(qū)制度環(huán)境的影響[11]。此外，還有些學者從勞動分工深化、提高投資效率的角度分析了地區(qū)制度環(huán)境對生產(chǎn)率的影響[12][13][14]。那么一個顯而易見的問題是，如果考慮企業(yè)所處地區(qū)的契約制度環(huán)境，產(chǎn)業(yè)集聚對成本加成率的影響是否發(fā)生改變？鑒于此，本文將主要研究產(chǎn)業(yè)集聚、地區(qū)制度環(huán)境對成本加成率的影響。

本文在Melitz和Ottaviano模型基礎上[4]，將產(chǎn)業(yè)集聚引入出口與內(nèi)銷企業(yè)成本加成率的決定機制模型中，分析產(chǎn)業(yè)集聚影響成本加成率的內(nèi)在機制，利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，系統(tǒng)考察產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)成本加成率的影響效應。本文可能在以下幾個方面深化和豐富了已有的研究：首先，以往的研究忽略了地區(qū)制度環(huán)境對成本加成率的影響，而本文引入地區(qū)制度環(huán)境進行研究，彌補了現(xiàn)有研究的不足；其次研究樣本上，以往的研究樣本跨度較小，如Zhao的研究只有三年(2002～2004年)樣本[9]，共計27017個觀測值，而本文研究樣本跨度為10年(1998～2007年)，共計1740266個觀測值，樣本量是他們的65倍，研究結論更能反映中國的經(jīng)濟現(xiàn)實；最后，以往的研究沒有對“集聚效應”和“擁擠效應”進行定量區(qū)分，從而無法全面地分析產(chǎn)業(yè)集聚影響成本加成率的內(nèi)在機制，而本文構建中介效應模型，揭示產(chǎn)業(yè)集聚通過“集聚效應”和“擁擠效應”影響企業(yè)的成本加成率，并且計算兩者在總效應中所占的比重，并發(fā)現(xiàn)“擁擠效應”占主導地位。

二、理論機制分析

本部分在借鑒Melitz和Ottaviano模型基礎上[4]，將產(chǎn)業(yè)集聚引入出口與內(nèi)銷企業(yè)成本加成率的決定機制模型中，分析產(chǎn)業(yè)集聚影響成本加成率的內(nèi)在機制。

假定有兩個國家A和B，A為本國，B為外國，與之對應的市場分別用MA和MB表示，且MA

(1)

(2)

式(2)中，pmax表示需求為0時,第τ種消費品的最高定價。N表示消費品種類，則企業(yè)對第τ種消費品的需求函數(shù)可以表示為：

(3)

式(3)中，M表示市場規(guī)模，即消費者數(shù)量。

假定企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為：

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

(10)

(11)

(12)

式(13)～(16)中，下標hj表示從h國出口至j國，μ表示冰山貿(mào)易成本且大于1，表示綜合要素成本，從而可以得到企業(yè)在兩個市場的利潤：

(13)

(14)

(15)

(16)

在市場可以自由進入條件下，正如Melitz和Ottaviano所述，企業(yè)進入市場，必須支付一定的沉沒成本，企業(yè)可以觀測到自己的邊際成本cf和生產(chǎn)率分布G(c)[4]。給定自由進入條件下，均衡時企業(yè)的預期利潤為零，即：

(17)

(18)

進一步可以求出自由進入條件為：

(19)

(20)

式(19)～(20)中，k為效率參數(shù)。出于簡化分析的需要，將外國和本國假設為鏡像國家。那么對于既有出口又有內(nèi)銷的企業(yè)來說，本文根據(jù)產(chǎn)量來計算權重，然后采用加權的方式計算得到企業(yè)成本加成率平均值，最終得到：

(21)

繼續(xù)推導可以得到產(chǎn)業(yè)集聚對非出口企業(yè)成本加成率的影響效應：

(22)

對式(21)求導，可以得到產(chǎn)業(yè)集聚對出口企業(yè)成本加成率的影響：

(23)

(24)

根據(jù)式(22)～(24)可知，不管是出口企業(yè)的成本加成率還是非出口企業(yè)的成本加成率都受到兩方面的影響，一方面是產(chǎn)業(yè)集聚通過知識外溢效應、勞動力共享效應和技術外溢效應提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率,即集聚效應；另一方面產(chǎn)業(yè)的集聚超過了區(qū)域的承載量會帶來環(huán)境惡化、生產(chǎn)投入要素價格上漲、交通擁堵等過度競爭的問題，導致企業(yè)定價能力降低和生產(chǎn)率下降，即擁擠效應。綜上分析：產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)成本加成率的影響效應是促進還是抑制，取決于擁擠效應和集聚效應這兩種相互對立勢力的博弈，據(jù)此提出如下假設：

假設1a：集聚效應占主導時，產(chǎn)業(yè)集聚促進成本加成率的提升；

假設1b：擁擠效應占主導時，產(chǎn)業(yè)集聚抑制成本加成率的提升。

在中國經(jīng)濟與制度轉型的背景下，由于中國各地區(qū)在地理、歷史、文化以及自然資源稟賦方面存在明顯的差異，會導致各地區(qū)的制度演化和收斂的初始條件存在差異。這些差異會影響中國各地區(qū)制度環(huán)境的培育和發(fā)展進程，進而有可能導致各地區(qū)的制度環(huán)境存在明顯的差異。那么，企業(yè)所在地區(qū)制度環(huán)境是否會影響產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)成本加成率的影響效應，即是否存在交互效應，值得進一步探究。

產(chǎn)權保護、合約實施等制度方面的因素對企業(yè)行為和經(jīng)濟績效的影響受到學界的廣泛關注。通過對現(xiàn)有文獻的梳理和總結可以發(fā)現(xiàn)，制度因素主要通過以下幾個途徑影響企業(yè)成本加成率：一是通過影響生產(chǎn)率(邊際成本)進而影響企業(yè)的成本加成率。勞動分工是生產(chǎn)率進步的重要推動力，但在勞動分工細化的過程中，隨之產(chǎn)生了諸如合約關系增加、協(xié)調成本上升等限制勞動分工進一步深化的弊端，Costiont的理論模型指出，良好的地區(qū)制度環(huán)境能夠有效地降低分工深化帶來的弊端，有助于勞動分工進一步精細化[12]。Hart和Moore在不完全合約理論分析中指出，合約的不完全性會導致投資方在事后談判中被“敲竹杠(holdup)”的風險增加，引致投資效率低下，而地區(qū)制度環(huán)境完善的地區(qū)可以降低被“敲竹杠(holdup)”的風險，提升投資效率，最終有利于生產(chǎn)率的提升，進而對成本加成率產(chǎn)生正向影響[15]。盛丹和王永進通過構建理論模型指出，外資在選擇區(qū)位和簽訂合約時，良好的地區(qū)制度環(huán)境是其考慮的重要因素，外資進入帶來的競爭壓力、模仿示范效應和產(chǎn)業(yè)聯(lián)動效應等都有助于本土企業(yè)生產(chǎn)率的提升[14]。二是通過影響企業(yè)的定價能力進而影響企業(yè)的成本加成率。中國在逐漸對外經(jīng)濟開放過程中，面臨一個較為突出的現(xiàn)象是各地區(qū)在財稅上的“錦標賽競爭”，這使得不同地區(qū)之間存在嚴重的市場分割和地方保護現(xiàn)象，抑制了企業(yè)的自主定價能力。與位于制度環(huán)境較差的地區(qū)相比，在制度環(huán)境越完善的地區(qū)，企業(yè)的定價能力越強。因為地方保護嚴重的地區(qū)，企業(yè)間的合約不能得到完全實施，會造成產(chǎn)品價格扭曲，出于利潤最大化的考慮，合作者更愿意與地區(qū)制度環(huán)境完善地區(qū)的企業(yè)簽訂合約。綜上分析提出如下假設：

假設2a：假設1a成立下，地區(qū)制度環(huán)境的改善強化了產(chǎn)業(yè)集聚對成本加成率的促進作用。

假設2b：假設1b成立下，地區(qū)制度環(huán)境的改善有助于緩解產(chǎn)業(yè)集聚對成本加成率的抑制作用。

三、計量模型、指標測度與數(shù)據(jù)處理

(一)計量模型的設定

為檢驗產(chǎn)業(yè)集聚對成本加成率的影響效應，本文借鑒Zhao的研究思路[9]，選取其中有代表性的企業(yè)層面指標作為控制變量，設定如下計量模型：

mkpfit=α0+α1aggit+eXfit+βR+βi+βt+βf+εfit

(25)

式(25)中，f、i和t分別刻畫企業(yè)、行業(yè)和年份。mkpfit是本文的被解釋變量成本加成率，它反映了企業(yè)在市場上的定價能力，具體測算方法將在下文詳細介紹。aggit是本文的核心解釋變量，表示縣級三分位行業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚程度指標，將在下文詳細介紹具體的測算方法。Xfit表示企業(yè)層面控制變量，具體包括：是否外資企業(yè)虛擬變量(fdi)、是否國有企業(yè)虛擬變量(state)、企業(yè)規(guī)模(scale)、企業(yè)人員工資(wage)、企業(yè)年齡(age)和融資約束(finance)。βi、βR、βt和βf分別表示行業(yè)、地區(qū)、年份和企業(yè)固定效應，εfit表示隨機擾動項。

本文將地區(qū)制度環(huán)境變量(zhiduRt)以及其與產(chǎn)業(yè)集聚的交乘項(aggit×zhiduRt)添加到基準模型式(25)中，以此來考察產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)成本加成率的影響效應是否受地區(qū)制度環(huán)境的影響，得到如下擴展計量模型：

mkpfit=α0+α1aggit+α2aggit×zhiduRt+α3zhiduRt+eXfit+βR+βi+βt+βf+εfit

(26)

式(26)中，zhiduRt為t時期R地區(qū)的制度環(huán)境指數(shù)，具體使用如下公式來計算：zhiduRt=markindex(1-semg),其中markindex用來刻畫市場化指數(shù)，詳細數(shù)據(jù)來自樊綱等編制的中國市場化報告指數(shù)[16](P263)；semg是借鑒陸銘和陳釗的價格指數(shù)法計算的市場分割指數(shù)[17]。在式(26)中，交乘項(aggit×zhiduRt)的系數(shù)α2刻畫了產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)制度環(huán)境對企業(yè)成本加成率的交互作用，如果α2大于0且顯著，表明二者在影響成本加成率方面存在互補性，即在地區(qū)制度環(huán)境越完善的地區(qū)，產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)成本加成率的抑制作用越小，這是本文關注的重點。

(二)關鍵指標測算

1.成本加成率的測算

本文借鑒De Loecker和Warzynski(2012)的方法來測算制造業(yè)企業(yè)成本加成率[1]。首先，本文假設企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為柯布-道格拉斯函數(shù)，在此基礎上獲取測量誤差和估計產(chǎn)出；其次，根據(jù)全要素生產(chǎn)率的變化規(guī)律，估計出所有方程參數(shù)；最后，由于真實的產(chǎn)出數(shù)據(jù)和實際觀測到的產(chǎn)出數(shù)據(jù)可能存在誤差，本文假定真實的產(chǎn)出數(shù)據(jù)與實際觀測到的數(shù)據(jù)滿足lnQft=lnyft+?ft?？紤]t時期企業(yè)f成本最小化問題，假定如下拉格朗日函數(shù)：

(27)

(28)

即t時期企業(yè)f的成本加成率等于勞動產(chǎn)出份額和產(chǎn)出的勞動彈性的比值。最后將生產(chǎn)函數(shù)的估計回歸殘差和參數(shù)的估計值代入式(28)，即可以得到企業(yè)成本加成率的估計值。

2.產(chǎn)業(yè)集聚(aggit)指標的測算

產(chǎn)業(yè)集聚的衡量指標主要包括區(qū)位熵指數(shù)、Gi指數(shù)、EG指數(shù)、DO指數(shù)和M指數(shù)等[18]。區(qū)位熵與其他指標相比具有能夠反映各種要素的空間分布、不受區(qū)域規(guī)模的影響、易于理解以及計算方便等優(yōu)點，因此本文借鑒Rosenthal和Strange的研究[18],采用區(qū)位熵測度產(chǎn)業(yè)集聚程度，測算公式如下：

(29)

式(29)中，LfiRt刻畫f企業(yè)t年i行業(yè)在R地區(qū)的就業(yè)人數(shù)，LRt刻畫R地區(qū)在t年制造業(yè)的就業(yè)人數(shù)，Lit刻畫全國i行業(yè)在t年的就業(yè)人數(shù)，Lt刻畫在t年全國所有制造業(yè)的總就業(yè)人數(shù)。需要說明的是，使用就業(yè)人數(shù)測算產(chǎn)業(yè)集聚程度具有以下優(yōu)勢：就業(yè)人數(shù)不具有貨幣價格屬性，各年具有可比性，無需進行跨期調整；工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中企業(yè)就業(yè)人數(shù)統(tǒng)計連續(xù)性較強；Ciccone和Robert認為，所有經(jīng)濟活動都是由人來完成，從業(yè)人員的聚集更能反映經(jīng)濟活動的集聚現(xiàn)象，國際上關于產(chǎn)業(yè)集聚的研究大部分都是使用從業(yè)人員數(shù)據(jù)，因此使用從業(yè)人數(shù)來研究產(chǎn)業(yè)集聚，既符合國際慣例又可以與國際上的研究結果進行比較[19]。為了保證研究結論的可靠性本文還測算了Gi指數(shù)和EG指數(shù)等產(chǎn)業(yè)集聚的不同衡量指標進行穩(wěn)健性檢驗。

(三)數(shù)據(jù)說明

本文利用1998～2007年的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，其統(tǒng)計了全部國有企業(yè)和規(guī)模以上的非國有企業(yè)，涵蓋了企業(yè)基本信息、財務狀況和生產(chǎn)狀況等指標。本文參照Brandt的做法對工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進行處理[20]。具體做法如下：首先，剔除關鍵指標如總資產(chǎn)、就業(yè)人數(shù)和銷售額等的異常值樣本；其次，剔除不滿足規(guī)模以上樣本；再次，剔除一些明顯違反會計準則的樣本，如流動資產(chǎn)大于總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)凈值大于總資產(chǎn)，或者當期折舊大于累計折舊；最后，本文以1998年為基期的出廠價格指數(shù)對工業(yè)增加值進行平減，以1998年為基期的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)對固定資產(chǎn)進行平減，平減指數(shù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》。

四、 基準實證檢驗結果分析

(一)基準回歸結果

表2第(1)列中僅將核心解釋變量產(chǎn)業(yè)集聚放入回歸方程，回歸結果表明產(chǎn)業(yè)集聚程度上升顯著抑制了企業(yè)的成本加成率。由加入企業(yè)規(guī)?；貧w后的第(2)列結果可知，企業(yè)規(guī)模系數(shù)顯著為正，意味著規(guī)模越大的企業(yè)其成本加成率越高，可能的原因是規(guī)模大的企業(yè)，更容易獲得規(guī)模經(jīng)濟，其產(chǎn)品在市場上具有更強的自主定價能力。繼續(xù)加入企業(yè)年齡進行檢驗(結果見第(3)列)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)年齡的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，表明年齡越大的企業(yè)成本加成率越低，可能的解釋為：一是企業(yè)的生產(chǎn)設備隨著企業(yè)年齡的增長會出現(xiàn)老化；二是企業(yè)隨著年齡的增長可能會怠于技術的革新，這兩方面都會引致企業(yè)生產(chǎn)率下滑。將融資約束加入第(4)列回歸發(fā)現(xiàn)，融資約束的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，表明融資約束對成本加成率具有負效應。第(5)列則在第(4)列的基礎上加入人員工資發(fā)現(xiàn)，人員工資系數(shù)顯著為負，表明人員工資越高的企業(yè)其成本加成率越低，可能的解釋是較高的人員工資導致人力成本上升，最終引致企業(yè)成本壓力增加，進而抑制了企業(yè)的定價能力。第(6)列在第(5)列的基礎上加入是否外資企業(yè)和是否國有企業(yè)虛擬變量，檢驗結果表明外資顯著促進了企業(yè)成本加成率的提升，原因是外資企業(yè)相對于本土企業(yè)本身具有更高的技術特征且依托于良好的市場體制；國有企業(yè)顯著抑制了企業(yè)的成本加成率，由于歷史的原因，國有企業(yè)長期受到計劃經(jīng)濟體制的保護，總體來說它們?nèi)狈夹g革新的動力。綜上分析，在考慮企業(yè)層面控制變量的影響后，產(chǎn)業(yè)集聚抑制企業(yè)成本加成率的結論不變，且系數(shù)波動小，表明本文的檢驗結果具有較好的穩(wěn)健性。綜上，假設1b得到了驗證。

表1 主要變量定義和數(shù)據(jù)來源說明

表2 基準回歸

(二)產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)制度環(huán)境的交互效應

為了考察結果的穩(wěn)健性，本文采用逐步添加企業(yè)層面變量的方法來進行考察。表3第(1)列不納入任何企業(yè)層面控制變量，從檢驗的結果來看，本部分最為關注的交乘項(aggit×zhiduRt)的估計系數(shù)為正，但是不顯著，表明在不考慮企業(yè)層面變量時，不能獲得產(chǎn)業(yè)集聚對成本加成率的影響會受到地區(qū)制度環(huán)境影響的結論。在表3第(2)～(5)列中逐步添加企業(yè)層面控制變量后發(fā)現(xiàn)，交乘項(aggit×zhiduRt)的估計系數(shù)大部分顯著為正，且估計系數(shù)的大小和顯著性水平逐步提升。從表3第(5)列的估計結果來看，交乘項(aggit×zhiduRt)的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著，表明制度環(huán)境越好的地區(qū)，產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)成本加成率的抑制作用越小，即地區(qū)制度環(huán)境有利于緩解產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)成本加成率的抑制作用。此外，本文還發(fā)現(xiàn)地區(qū)制度環(huán)境變量(zhiduRt)的估計系數(shù)在5%的水平上顯著為正，這表明制度環(huán)境顯著提升了企業(yè)成本加成率。假設2b得到了驗證。

表3 產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)制度環(huán)境的交互效應

(三)內(nèi)生性檢驗

核心解釋變量與被解釋變量之間會因為企業(yè)的自選擇問題和逆向因果導致內(nèi)生性問題。本文借鑒王永進等的研究方法[21]，選取1995年縣級企業(yè)數(shù)量的歷史數(shù)據(jù)構建產(chǎn)業(yè)集聚的工具變量，在此基礎上采用工具變量兩階段法進行估計。由表4的第(1)和(3)列的檢驗結果可知產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)成本加成率具有抑制作用，且通過了1%的顯著性檢驗，地區(qū)制度環(huán)境顯著促進了成本加成率的提升。根據(jù)已有文獻的做法，本文還選擇產(chǎn)業(yè)集聚的滯后一期作為工具變量進行檢驗，根據(jù)表4中的第(2)和(4)列檢驗結果可知產(chǎn)業(yè)集聚同樣顯著抑制了企業(yè)成本加成率。工具變量有效性檢驗發(fā)現(xiàn)，KP-LM統(tǒng)計量和Wald rk F統(tǒng)計量均在1%的水平上顯著，意味著拒絕了識別不足工具變量原假設和弱工具變量原假設。綜上分析可知，在用工具變量法控制逆向因果導致的內(nèi)生性問題后，本文的核心結論依然穩(wěn)健。

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.不同情形下的成本加成率的衡量

在上文的檢驗分析中，本文用函數(shù)法測算企業(yè)的成本加成率，出于穩(wěn)健性的考慮，這里用會計法重新測算成本加成率。具體測算方法如下：

(30)

表4 內(nèi)生性檢驗

式(30)中p、c、va、pr和ncm分別表示企業(yè)產(chǎn)品單位價格、邊際成本、工業(yè)增加值、支付的工資總額以及凈中間投入。表5中第(1)和第(5)列列示了用會計法測算成本加成率的檢驗結果，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚系數(shù)顯著為負，產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)制度環(huán)境的交乘項顯著為正。此外，上文的基準檢驗分析中，本文采用成本加成率測算的原始值進行檢驗分析，出于平穩(wěn)性考慮，這里對原始測算值進行取對數(shù)處理加入到回歸方程中，結果列于表5中的第(2)和第(6)列中。替換核心被解釋變量的檢驗結果都表明產(chǎn)業(yè)集聚與成本加成率存在負相關關系。上述分析表明，本文核心結論不因成本加成率的測算方法不同而有所差異。

2.不同測算方法下的產(chǎn)業(yè)集聚指標。

在上文的回歸分析中，本文采用區(qū)位商來衡量產(chǎn)業(yè)集聚度，考慮檢驗結論的可靠性，這里嘗試用Gi指數(shù)和EG指數(shù)來構造產(chǎn)業(yè)集聚度指標，具體測算公式如下：

(31)

(32)

式(31)～(32)中，上標R和下標i分別表示地區(qū)和行業(yè)。Hi為三分位行業(yè)的赫芬達爾指數(shù)，反映行業(yè)i的企業(yè)規(guī)模分布或競爭程度狀況。其他字母與上文表示的含義一致。Gi指數(shù)和EG指數(shù)的檢驗結果分別列示于表5第(3)、(7)列和第(4)、(8)列中，可見產(chǎn)業(yè)集聚的回歸系數(shù)仍均在1%的水平上顯著為負。上述分析表明本文核心結論不因產(chǎn)業(yè)集聚程度測算方法不同而有所差異。

(五)分樣本回歸

1.所有制異質性分析

本文借鑒Lu和Yu的研究思路[22]，根據(jù)外商資本(包括港澳臺)占實收資本的比重將總樣本劃分為外資企業(yè)和本土企業(yè)。表6的第(1)(2)列分別匯報了外資企業(yè)和本土企業(yè)的回歸估計，結果表明產(chǎn)業(yè)集聚對不同所有制企業(yè)的成本加成率的影響均顯著為負，根據(jù)回歸系數(shù)絕對值的大小可知，產(chǎn)業(yè)集聚對本土企業(yè)成本加成率的抑制作用要強于外資企業(yè)。可能的原因是外資企業(yè)在選址時，產(chǎn)業(yè)的地理集聚是其考慮的重要因素。在行業(yè)內(nèi)，同一地區(qū)的本土企業(yè)是外資企業(yè)的跟隨者，以外資企業(yè)為中心形成的產(chǎn)業(yè)集聚引致本土企業(yè)間同質競爭加劇，所以表現(xiàn)出產(chǎn)業(yè)集聚對本土企業(yè)的抑制作用要強于外資企業(yè)。

表5 穩(wěn)健性檢驗

2.行業(yè)競爭程度異質性分析

根據(jù)BEJK的理論分析，企業(yè)的定價能力受行業(yè)競爭程度影響，因此產(chǎn)業(yè)集聚對成本加成率的作用方向和程度可能會受到企業(yè)所在行業(yè)競爭程度的影響[23]。本文借鑒錢學鋒等的研究思路[24]，計算企業(yè)所在行業(yè)的三分位赫芬達爾指數(shù)并將低于均值的行業(yè)定義為高競爭行業(yè)，反之則為低競爭行業(yè)。表6中的第(3)和第(4)列分別列示了高競爭行業(yè)和低競爭行業(yè)的回歸估計，產(chǎn)業(yè)集聚的回歸系數(shù)均顯著為負，表明產(chǎn)業(yè)集聚抑制了不同競爭程度行業(yè)的企業(yè)成本加成率；根據(jù)回歸系數(shù)絕對值的大小可知，產(chǎn)業(yè)集聚對成本加成率的抑制作用在高競爭行業(yè)更為明顯?？赡艿慕忉屖窃诟吒偁幮袠I(yè)中，大量性質相似的企業(yè)集中在某一區(qū)域加劇了企業(yè)之間的競爭，進而降低了企業(yè)的定價能力，所以表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)集聚對高競爭行業(yè)的抑制作用要強于低競爭行業(yè)。

3.出口企業(yè)和非出口企業(yè)的異質性分析。根據(jù)企業(yè)的生產(chǎn)率狀況，企業(yè)被區(qū)分為出口企業(yè)和非出口企業(yè)。因此，本文將總樣本劃分為出口企業(yè)和非出口企業(yè)樣本，來檢驗產(chǎn)業(yè)集聚對成本加成率的影響差異。表6中的第(5)和第(6)列列示了出口企業(yè)和非出口企業(yè)的回歸估計。結果顯示產(chǎn)業(yè)集聚對出口企業(yè)和非出口企業(yè)的成本加成率有抑制作用，根據(jù)回歸系數(shù)絕對值的大小可知，產(chǎn)業(yè)集聚對出口企業(yè)的成本加成率的抑制作用要大于非出口企業(yè)。原因是出口企業(yè)主要分布在我國的東部沿海地區(qū)，而東部沿海地區(qū)由于存在自然資源稟賦、政府政策和基礎設施等因素優(yōu)勢，大量出口企業(yè)集聚于此，加劇了出口企業(yè)的競爭，降低了出口企業(yè)的定價能力，最終表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)集聚對出口企業(yè)成本加成率的抑制作用要大于非出口企業(yè)[25]。

表6 分樣本分析

4.要素密集度異質性分析

考慮到不同要素密集型企業(yè)受產(chǎn)業(yè)集聚的影響程度可能存在差異。本文根據(jù)要素密集程度將總樣本劃分為勞動密集型、資本密集型和技術密集型子樣本?；貧w結果列示于表7的第(1)～(3)列，結果顯示產(chǎn)業(yè)集聚抑制了不同要素密集型企業(yè)的成本加成率。根據(jù)估計系數(shù)絕對值可知，產(chǎn)業(yè)集聚對技術密集型企業(yè)成本加成率的抑制作用最強，勞動密集型企業(yè)次之而資本密集型企業(yè)最弱。可能的解釋是：技術密集型企業(yè)大多從事高新技術開發(fā)，區(qū)位選擇時更多地關注知識的溢出效應，另一方面各地為了吸引高新技術企業(yè)落戶本地，專門設立了高新技術園區(qū)。高新技術園區(qū)企業(yè)由于鄰近效應，在產(chǎn)品生產(chǎn)上存在同質化現(xiàn)象進而降低了高新技術企業(yè)的定價能力。

5.地區(qū)層面異質性分析

中國的經(jīng)濟存在區(qū)域發(fā)展不均衡的現(xiàn)狀，這可能導致產(chǎn)業(yè)集聚的影響存在差異，據(jù)此本文將總樣本根據(jù)企業(yè)所在區(qū)域劃分為東部、中部和西部三個子樣本，分別進行回歸，結果列示于表7的第(4)～(6)列中，回歸結果顯示：產(chǎn)業(yè)集聚均抑制了三個地區(qū)的成本加成率。根據(jù)回歸系數(shù)的絕對值可知，產(chǎn)業(yè)集聚對東部地區(qū)企業(yè)的成本加成率抑制作用最強，中部企業(yè)次之而西部企業(yè)最弱。可能的原因在于：首先，東部地區(qū)擁有交通便利等基礎設施優(yōu)勢，總體上的地理優(yōu)勢優(yōu)于中西部地區(qū)；其次，東部地區(qū)最早實行對外開放，經(jīng)濟發(fā)展水平和制度完善程度也優(yōu)于中西部地區(qū)，這使得我國工業(yè)布局由東向西呈遞減式布局，產(chǎn)業(yè)密集程度也隨之呈現(xiàn)由東向西遞減。如上文所指大量企業(yè)集聚于東部，加劇了東部企業(yè)之間的競爭，進而降低了企業(yè)的定價能力，最終表現(xiàn)出對東部地區(qū)企業(yè)的成本加成率抑制作用最強。

表7 分樣本回歸

五、機制檢驗

(一)構建中介效應模型

雖然上文分析表明產(chǎn)業(yè)集聚抑制了企業(yè)的成本加成率，但是還沒就影響機制進行深入的探討。根據(jù)本文第二部分的影響機制分析，本文借鑒Lu和Yu的研究方法[22]，將全要素生產(chǎn)率(tfpfit)和企業(yè)產(chǎn)品價格(pricefit)作為中介變量，在此基礎上構建如下中介效應模型對作用機制進行實證檢驗：

mkpfit=α0+α1aggit+eXfit+βR+βi+βt+βf+εfit

(33)

tfpfit=b0+b1aggit+eXfit+βR+βi+βt+βf+εfit

(34)

pricefit=c0+c1aggit+eXfit+βR+βi+βt+βf+εfit

(35)

mkpfit=d0+d1aggit+d2tfpfit+d3pricefit+eXfit+βR+βi+βt+βf+εfit

(36)

式(33)～(36)均與上文分析的模型一致。tfpfit表示t時期企業(yè)f的全要素生產(chǎn)率，用以刻畫企業(yè)的邊際成本，理由是邊際成本與全要素生產(chǎn)率負相關，因此可以通過產(chǎn)業(yè)集聚對全要素生產(chǎn)率的影響間接地反映產(chǎn)業(yè)集聚對邊際成本的影響。pricefit考察企業(yè)f在t時期的定價能力。指標構造借鑒Lu和Yu的研究思路[22]，根據(jù)全要素生產(chǎn)率與邊際成本存在負相關關系，本文假設MRC=1/tfpfit,又因mkp=pricefit/MRC,進一步處理后可以得到企業(yè)產(chǎn)品價格的對數(shù)等于成本加成率的對數(shù)減去全要素生產(chǎn)率的對數(shù)。

(二)中介效應模型檢驗結果

1.產(chǎn)業(yè)集聚對成本加成率的機制檢驗

表8匯報了產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)成本加成率的作用機制回歸估計結果。第(1)列是以全要素生產(chǎn)率(tfpfit)作為被解釋變量，檢驗結果顯示產(chǎn)業(yè)集聚的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這表明產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有促進效應，降低了邊際成本。理由是產(chǎn)業(yè)集聚通過知識共享、勞動力共享和技術共享等產(chǎn)生的“集聚效應”，提升了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。表8第(3)列是以企業(yè)產(chǎn)品價格(pricefit)作為被解釋變量的回歸，顯示產(chǎn)業(yè)集聚的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，表明產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)的定價能力具有抑制作用。可能的原因是產(chǎn)業(yè)集聚帶來的“擁擠效應”加劇了區(qū)域內(nèi)同質企業(yè)的競爭，進而引致區(qū)域內(nèi)企業(yè)采取價格競爭策略。表8第(2)列和第(4)列匯報了被解釋變量(mkpfit)對中介變量和其他自變量的估計，顯示中介變量全要素生產(chǎn)率(tfpfit)的估計系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明全要素生產(chǎn)率提高(邊際成本降低)明顯促進了企業(yè)成本加成率提升；中介變量企業(yè)產(chǎn)品價格(pricefit)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明企業(yè)定價能力提高有助于企業(yè)成本加成率提升。

值得注意的是，在基準模型中分別加入中介變量tfpfit(第(2)列)和pricefit(第(4)列)之后，與沒有添加任何中介變量的基準模型(第(5)列)相比較，產(chǎn)業(yè)集聚的估計系數(shù)絕對值出現(xiàn)了一定幅度的改變，這意味著生產(chǎn)率和定價能力中介效應存在；進一步，在同時加入中介變量tfpfit和pricefit(第(6)列)之后，與第(5)列相比，產(chǎn)業(yè)集聚的估計系數(shù)絕對值變小。這充分表明企業(yè)生產(chǎn)率提高和定價能力降低是產(chǎn)業(yè)集聚影響企業(yè)成本加成率的重要渠道。此外，為了計算兩種中介效應的大小，以便確定“全要素生產(chǎn)率”和“定價能力”在作用機制過程中到底哪個居于主導地位。本文借鑒高翔等的計算方法[26]，根據(jù)表8的回歸結果計算得到“生產(chǎn)率”的作用為0.14，“定價能力”的作用為-0.38②。這表明定價能力(擁擠效應)對企業(yè)成本加成率的抑制作用大于生產(chǎn)率(集聚效應)的促進作用，最終表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)集聚對成本加成率具有抑制作用。

表8 影響渠道Ⅰ：中介效應檢驗

2.地區(qū)制度環(huán)境對成本加成率的機制檢驗

上文通過建立中介效應模型揭示了產(chǎn)業(yè)集聚通過集聚效應提高生產(chǎn)率，降低邊際成本進而提高了企業(yè)的成本加成率；并通過擁擠效應加劇區(qū)域內(nèi)企業(yè)的競爭，抑制企業(yè)的定價能力，進而抑制企業(yè)成本加成率提升。但是，集聚效應對成本加成率的促進作用小于擁擠效應對成本加成率的抑制作用，這就從產(chǎn)業(yè)集聚的視角解釋了中國企業(yè)成本加成率下降的事實和機制。另外，本文還有一個重要發(fā)現(xiàn)，完善的地區(qū)制度環(huán)境在提高企業(yè)成本加成率的同時，對產(chǎn)業(yè)集聚對成本加成率的抑制起到了一定的緩解作用。下一步，本文將選擇合適的中介變量構建中介效應模型來進一步檢驗其背后的作用機理。本文先考察地區(qū)制度環(huán)境提高成本加成率的渠道。結合表8的第(2)(4)(6)列可知，企業(yè)成本加成率主要由生產(chǎn)率與定價能力決定，即生產(chǎn)率提高(邊際成本降低)與定價能力提高都有助于提高企業(yè)的成本加成率。本文通過設定式(37)和式(38)來檢驗生產(chǎn)率與定價能力是否是地區(qū)制度環(huán)境影響企業(yè)成本加成率的渠道：

tfpfit=b0+b2zhiduRt+eXfit+βR+βi+βt+βf+εfit

(37)

pricefit=c0+c2zhiduRt+eXfit+βR+βi+βt+βf+εfit

(38)

表9第(1)列匯報了以生產(chǎn)率為因變量的回歸估計結果。檢驗結果發(fā)現(xiàn)地區(qū)制度環(huán)境(zhiduRt)的估計系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明地區(qū)制度環(huán)境顯著提升了企業(yè)的生產(chǎn)率。對此可能的解釋是良好的地區(qū)制度環(huán)境通過深化勞動分工、緩解道德風險、提高投資效率對生產(chǎn)率產(chǎn)生正的影響。表9第(2)列匯報了定價能力對地區(qū)制度環(huán)境進行回歸估計的結果，從回歸的結果可知，地區(qū)制度環(huán)境(zhiduRt)的估計系數(shù)在10%的水平上顯著為正，表明地區(qū)制度環(huán)境改善增強了企業(yè)的定價能力，主要原因是地區(qū)制度環(huán)境改善，緩解了國內(nèi)市場分割對產(chǎn)品價格的扭曲。綜上分析可知，地區(qū)制度環(huán)境通過提高生產(chǎn)率和提升定價能力的渠道促進了企業(yè)成本加成率提升。

3.交互效應檢驗

為了考察地區(qū)制度環(huán)境是否是通過促進生產(chǎn)率和定價能力的提升來緩解產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)成本加成率的抑制作用，本文構建如下模型來進行實證檢驗：

tfpfit=b0+b1aggit+b3aggit×zhiduRt+b2zhiduRt+eXfit+βR+βi+βt+βf+εfit

(39)

pricefit=c0+c1aggit+c3aggit×zhiduRt+c2zhiduRt+eXfit+βR+βi+βt+βf+εfit

(40)

在式(39)和式(40)中，交乘項(aggit×zhiduRt)的估計系數(shù)b3和c3是本文最為關注的。如果b3和c3顯著為正，則表明地區(qū)制度環(huán)境越好，產(chǎn)業(yè)集聚對定價能力的抑制作用越小，對全要素生產(chǎn)率的促進作用越強，即地區(qū)制度環(huán)境降低了產(chǎn)業(yè)集聚對定價能力的抑制作用，強化了產(chǎn)業(yè)集聚對生產(chǎn)率的促進作用。由表9的第(3)和第(4)列可知，交乘項(aggit×zhiduRt)的回歸系數(shù)顯著為正，表明地區(qū)制度環(huán)境優(yōu)化確實緩解了產(chǎn)業(yè)集聚對定價能力的抑制作用，強化了產(chǎn)業(yè)集聚對生產(chǎn)率的促進作用，對這一檢驗結果的可能解釋是：一方面制度環(huán)境良好的地區(qū)吸引更多的外資投資或外資企業(yè)入駐，進一步提高了企業(yè)的生產(chǎn)率；另一方面如上文分析，地區(qū)制度環(huán)境緩解了國內(nèi)市場分割對產(chǎn)品價格的扭曲，增強了企業(yè)的定價能力，這些均有助于緩解產(chǎn)業(yè)集聚對成本加成率可能帶來的負面影響。進一步結合上文的檢驗結果(即生產(chǎn)率和定價能力是決定企業(yè)成本加成率的重要渠道)，不難得到地區(qū)制度環(huán)境通過提高生產(chǎn)率和企業(yè)定價能力，進而有助于緩解產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)成本加成率的抑制作用。

表9 影響渠道Ⅱ：地區(qū)制度環(huán)境的影響

六、結論和政策建議

本文研究主要有以下發(fā)現(xiàn)：產(chǎn)業(yè)集聚抑制了企業(yè)成本加成率的提升，通過中介效應模型檢驗發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚通過提高企業(yè)生產(chǎn)率對企業(yè)成本加成率具有促進作用，即集聚效應；還通過抑制企業(yè)的定價能力對成本加成率產(chǎn)生負面影響，即擁擠效應。但是集聚效應的促進作用小于擁擠效應的抑制作用，最終表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)集聚對成本加成率具有抑制作用；在制度環(huán)境越好的地區(qū)，產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)成本加成率的抑制作用越小，即地區(qū)制度環(huán)境緩解了產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)成本加成率的抑制作用。

本文的研究結論表明就企業(yè)成本加成率而言，產(chǎn)業(yè)集聚的擁擠效應居于主導地位，該結論對政府的產(chǎn)業(yè)政策具有重要的指導意義。政府應出臺相應的政策引導企業(yè)合理集聚，在充分利用集聚效應的同時，避免出現(xiàn)過度集聚帶來的擁擠效應；進一步深化中西部地區(qū)的改革，完善中西部地區(qū)的基礎設施建設，為企業(yè)向中西部地區(qū)遷移創(chuàng)造條件，緩解東西部發(fā)展的不均衡狀況；地區(qū)制度環(huán)境能夠弱化產(chǎn)業(yè)集聚的擁擠效應，因此完善國內(nèi)地區(qū)制度環(huán)境建設，打破國內(nèi)市場分割，特別是西部欠發(fā)達地區(qū)的制度優(yōu)化存在較大的改善空間。黨的十九大報告明確提出：“對內(nèi)要以打破地域分割和行業(yè)壟斷、清除市場壁壘為重點，加快清理廢除妨礙統(tǒng)一市場和公平競爭的各種規(guī)定和做法”，在此目標的指導下，應繼續(xù)推進地區(qū)制度環(huán)境建設和深化國內(nèi)市場一體化改革的進程，打破地方保護主義和行業(yè)壟斷，減少地方政府對市場的干預，降低國內(nèi)貿(mào)易成本，建立一個更加有機統(tǒng)一的國內(nèi)大市場，形成以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局。

注釋：

①由于篇幅限制，具體推導過程備索。