產(chǎn)業(yè)集聚、地區(qū)制度環(huán)境與成本加成率

劉信恒

(桂林理工大學(xué) 商學(xué)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(jià)格對(duì)其邊際成本的偏離程度，它反映了企業(yè)的市場(chǎng)勢(shì)力[1]。Lerner最先使用勒納指數(shù)度量?jī)r(jià)格與邊際成本的偏離程度，衡量市場(chǎng)中壟斷勢(shì)力的強(qiáng)弱，以此來(lái)反映市場(chǎng)結(jié)構(gòu)[2]。隨著新貿(mào)易理論的產(chǎn)生，學(xué)者們將國(guó)際貿(mào)易理論與產(chǎn)業(yè)組織理論相結(jié)合，開始探討在不同的度量方法下成本加成率所蘊(yùn)含的不同福利含義和政策意義。近年來(lái)，隨著企業(yè)異質(zhì)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(xiàn)對(duì)企業(yè)成本加成率的理論研究，主要集中在兩個(gè)方面：一是假設(shè)成本加成率是外生不變的，二是假設(shè)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(shè)存在明顯的缺陷。為解決這一缺陷，部分學(xué)者逐漸放松了外生不變的成本加成率假設(shè)，通過建立市場(chǎng)結(jié)構(gòu)與需求函數(shù)來(lái)研究?jī)?nèi)生可變的成本加成率問題[4]。而實(shí)證研究主要從以下兩個(gè)方面展開：一是關(guān)于成本加成率的測(cè)算。目前成本加成率的測(cè)算主要有會(huì)計(jì)法和生產(chǎn)函數(shù)法。會(huì)計(jì)法主要使用增加值、員工薪酬和中間投入來(lái)計(jì)算成本加成率。這種方法最突出的優(yōu)點(diǎn)是數(shù)據(jù)易得、計(jì)算簡(jiǎn)單明了，相比函數(shù)法可能會(huì)提供更多有用的信息；缺點(diǎn)是會(huì)計(jì)法忽略了外部沖擊和經(jīng)濟(jì)周期等因素的影響，導(dǎo)致無(wú)法反映各經(jīng)濟(jì)變量之間的內(nèi)在聯(lián)系，因而得出的結(jié)論具有一定的片面性。生產(chǎn)函數(shù)法除了目前應(yīng)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(huì)計(jì)法能夠反映現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，同時(shí)能很好地解釋一些經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，但缺點(diǎn)是對(duì)數(shù)據(jù)的質(zhì)量要求過高。二是關(guān)于企業(yè)成本加成率影響因素的研究。學(xué)者們分別從市場(chǎng)分割、產(chǎn)品創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)政策以及人力資本等方面對(duì)企業(yè)成本加成率的影響因素進(jìn)行了分析[5][6][7][8]，其中一個(gè)非常重要的視角是從產(chǎn)業(yè)集聚進(jìn)行解讀。Zhao利用2002～2004年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)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(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)采用倍差法研究得出相似的結(jié)論[10]。但這些文獻(xiàn)使用的樣本跨度過小，也沒有對(duì)“集聚效應(yīng)”和“擁擠效應(yīng)”進(jìn)行定量區(qū)分，從而無(wú)法全面地分析產(chǎn)業(yè)集聚影響成本加成率的內(nèi)在機(jī)制，也未考慮地區(qū)制度環(huán)境對(duì)成本加成率的影響，進(jìn)而無(wú)法考察企業(yè)所在地的地區(qū)制度環(huán)境差異是否會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)企業(yè)成本加成率的影響存在差異。

近年來(lái)契約制度研究日漸興起，契約制度的經(jīng)濟(jì)績(jī)效研究備受學(xué)界關(guān)注。部分學(xué)者認(rèn)為一國(guó)的絕對(duì)技術(shù)水平、生產(chǎn)和貿(mào)易模式以及產(chǎn)業(yè)間的相對(duì)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(xué)者從勞動(dòng)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(duì)生產(chǎn)率的影響[12][13][14]。那么一個(gè)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(duì)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(duì)成本加成率的影響。

本文在Melitz和Ottaviano模型基礎(chǔ)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(jī)制模型中，分析產(chǎn)業(yè)集聚影響成本加成率的內(nèi)在機(jī)制，利用中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，系統(tǒng)考察產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)企業(yè)成本加成率的影響效應(yīng)。本文可能在以下幾個(gè)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(duì)成本加成率的影響，而本文引入地區(qū)制度環(huán)境進(jìn)行研究，彌補(bǔ)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(jì)27017個(gè)觀測(cè)值，而本文研究樣本跨度為10年(1998～2007年)，共計(jì)1740266個(gè)觀測(cè)值，樣本量是他們的65倍，研究結(jié)論更能反映中國(guó)的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)；最后，以往的研究沒有對(duì)“集聚效應(yīng)”和“擁擠效應(yīng)”進(jìn)行定量區(qū)分，從而無(wú)法全面地分析產(chǎn)業(yè)集聚影響成本加成率的內(nèi)在機(jī)制，而本文構(gòu)建中介效應(yīng)模型，揭示產(chǎn)業(yè)集聚通過“集聚效應(yīng)”和“擁擠效應(yīng)”影響企業(yè)的成本加成率，并且計(jì)算兩者在總效應(yīng)中所占的比重，并發(fā)現(xiàn)“擁擠效應(yīng)”占主導(dǎo)地位。

二、理論機(jī)制分析

本部分在借鑒Melitz和Ottaviano模型基礎(chǔ)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(jī)制模型中，分析產(chǎn)業(yè)集聚影響成本加成率的內(nèi)在機(jī)制。

假定有兩個(gè)國(guó)家A和B，A為本國(guó)，B為外國(guó)，與之對(duì)應(yīng)的市場(chǎng)分別用MA和MB表示，且MA

(1)

(2)

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

(3)

式(3)中，M表示市場(chǎng)規(guī)模，即消費(fèi)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(biāo)hj表示從h國(guó)出口至j國(guó)，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(gè)市場(chǎng)的利潤(rùn)：

(13)

(14)

(15)

(16)

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

(17)

(18)

進(jìn)一步可以求出自由進(jìn)入條件為：

(19)

(20)

式(19)～(20)中，k為效率參數(shù)。出于簡(jiǎn)化分析的需要，將外國(guó)和本國(guó)假設(shè)為鏡像國(guó)家。那么對(duì)于既有出口又有內(nèi)銷的企業(yè)來(lái)說(shuō)，本文根據(jù)產(chǎn)量來(lái)計(jì)算權(quán)重，然后采用加權(quán)的方式計(jì)算得到企業(yè)成本加成率平均值，最終得到：

(21)

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

(22)

對(duì)式(21)求導(dǎo)，可以得到產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)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(shí)外溢效應(yīng)、勞動(dòng)力共享效應(yīng)和技術(shù)外溢效應(yīng)提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率,即集聚效應(yīng)；另一方面產(chǎn)業(yè)的集聚超過了區(qū)域的承載量會(huì)帶來(lái)環(huán)境惡化、生產(chǎn)投入要素價(jià)格上漲、交通擁堵等過度競(jìng)爭(zhēng)的問題，導(dǎo)致企業(yè)定價(jià)能力降低和生產(chǎn)率下降，即擁擠效應(yīng)。綜上分析：產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)企業(yè)成本加成率的影響效應(yīng)是促進(jìn)還是抑制，取決于擁擠效應(yīng)和集聚效應(yīng)這兩種相互對(duì)立勢(shì)力的博弈，據(jù)此提出如下假設(shè)：

假設(shè)1a：集聚效應(yīng)占主導(dǎo)時(shí)，產(chǎn)業(yè)集聚促進(jìn)成本加成率的提升；

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

在中國(guó)經(jīng)濟(jì)與制度轉(zhuǎn)型的背景下，由于中國(guó)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(huì)導(dǎo)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(huì)影響中國(guó)各地區(qū)制度環(huán)境的培育和發(fā)展進(jìn)程，進(jìn)而有可能導(dǎo)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(huì)影響產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)企業(yè)成本加成率的影響效應(yīng)，即是否存在交互效應(yīng)，值得進(jìn)一步探究。

產(chǎn)權(quán)保護(hù)、合約實(shí)施等制度方面的因素對(duì)企業(yè)行為和經(jīng)濟(jì)績(jī)效的影響受到學(xué)界的廣泛關(guān)注。通過對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的梳理和總結(jié)可以發(fā)現(xiàn)，制度因素主要通過以下幾個(gè)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(jìn)而影響企業(yè)的成本加成率。勞動(dòng)分工是生產(chǎn)率進(jìn)步的重要推動(dòng)力，但在勞動(dòng)分工細(xì)化的過程中，隨之產(chǎn)生了諸如合約關(guān)系增加、協(xié)調(diào)成本上升等限制勞動(dòng)分工進(jìn)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(lái)的弊端，有助于勞動(dòng)分工進(jìn)一步精細(xì)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(huì)導(dǎo)致投資方在事后談判中被“敲竹杠(holdup)”的風(fēng)險(xiǎn)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(fēng)險(xiǎn)，提升投資效率，最終有利于生產(chǎn)率的提升，進(jìn)而對(duì)成本加成率產(chǎn)生正向影響[15]。盛丹和王永進(jìn)通過構(gòu)建理論模型指出，外資在選擇區(qū)位和簽訂合約時(shí)，良好的地區(qū)制度環(huán)境是其考慮的重要因素，外資進(jìn)入帶來(lái)的競(jìng)爭(zhēng)壓力、模仿示范效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)聯(lián)動(dòng)效應(yīng)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(jià)能力進(jìn)而影響企業(yè)的成本加成率。中國(guó)在逐漸對(duì)外經(jīng)濟(jì)開放過程中，面臨一個(gè)較為突出的現(xiàn)象是各地區(qū)在財(cái)稅上的“錦標(biāo)賽競(jìng)爭(zhēng)”，這使得不同地區(qū)之間存在嚴(yán)重的市場(chǎng)分割和地方保護(hù)現(xiàn)象，抑制了企業(yè)的自主定價(jià)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(jià)能力越強(qiáng)。因?yàn)榈胤奖Ｗo(hù)嚴(yán)重的地區(qū)，企業(yè)間的合約不能得到完全實(shí)施，會(huì)造成產(chǎn)品價(jià)格扭曲，出于利潤(rùn)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(shè)：

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

假設(shè)2b：假設(shè)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(duì)成本加成率的抑制作用。

三、計(jì)量模型、指標(biāo)測(cè)度與數(shù)據(jù)處理

(一)計(jì)量模型的設(shè)定

為檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)成本加成率的影響效應(yīng)，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(biāo)作為控制變量，設(shè)定如下計(jì)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(chǎng)上的定價(jià)能力，具體測(cè)算方法將在下文詳細(xì)介紹。aggit是本文的核心解釋變量，表示縣級(jí)三分位行業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚程度指標(biāo)，將在下文詳細(xì)介紹具體的測(cè)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(guó)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(yīng)，εfit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

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(xiàng)(aggit×zhiduRt)添加到基準(zhǔn)模型式(25)中，以此來(lái)考察產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)企業(yè)成本加成率的影響效應(yīng)是否受地區(qū)制度環(huán)境的影響，得到如下擴(kuò)展計(jì)量模型：

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

(26)

式(26)中，zhiduRt為t時(shí)期R地區(qū)的制度環(huán)境指數(shù)，具體使用如下公式來(lái)計(jì)算：zhiduRt=markindex(1-semg),其中markindex用來(lái)刻畫市場(chǎng)化指數(shù)，詳細(xì)數(shù)據(jù)來(lái)自樊綱等編制的中國(guó)市場(chǎng)化報(bào)告指數(shù)[16](P263)；semg是借鑒陸銘和陳釗的價(jià)格指數(shù)法計(jì)算的市場(chǎng)分割指數(shù)[17]。在式(26)中，交乘項(xiàng)(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(duì)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(bǔ)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(duì)企業(yè)成本加成率的抑制作用越小，這是本文關(guān)注的重點(diǎn)。

(二)關(guān)鍵指標(biāo)測(cè)算

1.成本加成率的測(cè)算

本文借鑒De Loecker和Warzynski(2012)的方法來(lái)測(cè)算制造業(yè)企業(yè)成本加成率[1]。首先，本文假設(shè)企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為柯布-道格拉斯函數(shù)，在此基礎(chǔ)上獲取測(cè)量誤差和估計(jì)產(chǎn)出；其次，根據(jù)全要素生產(chǎn)率的變化規(guī)律，估計(jì)出所有方程參數(shù)；最后，由于真實(shí)的產(chǎn)出數(shù)據(jù)和實(shí)際觀測(cè)到的產(chǎn)出數(shù)據(jù)可能存在誤差，本文假定真實(shí)的產(chǎn)出數(shù)據(jù)與實(shí)際觀測(cè)到的數(shù)據(jù)滿足lnQft=lnyft+?ft?？紤]t時(shí)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(shí)期企業(yè)f的成本加成率等于勞動(dòng)產(chǎn)出份額和產(chǎn)出的勞動(dòng)彈性的比值。最后將生產(chǎn)函數(shù)的估計(jì)回歸殘差和參數(shù)的估計(jì)值代入式(28)，即可以得到企業(yè)成本加成率的估計(jì)值。

2.產(chǎn)業(yè)集聚(aggit)指標(biāo)的測(cè)算

產(chǎn)業(yè)集聚的衡量指標(biāo)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(biāo)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(jì)算方便等優(yōu)點(diǎn)，因此本文借鑒Rosenthal和Strange的研究[18],采用區(qū)位熵測(cè)度產(chǎn)業(yè)集聚程度，測(cè)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(guó)i行業(yè)在t年的就業(yè)人數(shù)，Lt刻畫在t年全國(guó)所有制造業(yè)的總就業(yè)人數(shù)。需要說(shuō)明的是，使用就業(yè)人數(shù)測(cè)算產(chǎn)業(yè)集聚程度具有以下優(yōu)勢(shì)：就業(yè)人數(shù)不具有貨幣價(jià)格屬性，各年具有可比性，無(wú)需進(jìn)行跨期調(diào)整；工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中企業(yè)就業(yè)人數(shù)統(tǒng)計(jì)連續(xù)性較強(qiáng)；Ciccone和Robert認(rèn)為，所有經(jīng)濟(jì)活動(dòng)都是由人來(lái)完成，從業(yè)人員的聚集更能反映經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的集聚現(xiàn)象，國(guó)際上關(guān)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(lái)研究產(chǎn)業(yè)集聚，既符合國(guó)際慣例又可以與國(guó)際上的研究結(jié)果進(jìn)行比較[19]。為了保證研究結(jié)論的可靠性本文還測(cè)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(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(三)數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文利用1998～2007年的中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，其統(tǒng)計(jì)了全部國(guó)有企業(yè)和規(guī)模以上的非國(guó)有企業(yè)，涵蓋了企業(yè)基本信息、財(cái)務(wù)狀況和生產(chǎn)狀況等指標(biāo)。本文參照Brandt的做法對(duì)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行處理[20]。具體做法如下：首先，剔除關(guān)鍵指標(biāo)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(huì)計(jì)準(zhǔn)則的樣本，如流動(dòng)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(dāng)期折舊大于累計(jì)折舊；最后，本文以1998年為基期的出廠價(jià)格指數(shù)對(duì)工業(yè)增加值進(jìn)行平減，以1998年為基期的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)對(duì)固定資產(chǎn)進(jìn)行平減，平減指數(shù)均來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

四、 基準(zhǔn)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)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(jié)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(jié)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(jì)，其產(chǎn)品在市場(chǎng)上具有更強(qiáng)的自主定價(jià)能力。繼續(xù)加入企業(yè)年齡進(jìn)行檢驗(yàn)(結(jié)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(fù)，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(shè)備隨著企業(yè)年齡的增長(zhǎng)會(huì)出現(xiàn)老化；二是企業(yè)隨著年齡的增長(zhǎng)可能會(huì)怠于技術(shù)的革新，這兩方面都會(huì)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(fù)，表明融資約束對(duì)成本加成率具有負(fù)效應(yīng)。第(5)列則在第(4)列的基礎(chǔ)上加入人員工資發(fā)現(xiàn)，人員工資系數(shù)顯著為負(fù)，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(dǎo)致人力成本上升，最終引致企業(yè)成本壓力增加，進(jìn)而抑制了企業(yè)的定價(jià)能力。第(6)列在第(5)列的基礎(chǔ)上加入是否外資企業(yè)和是否國(guó)有企業(yè)虛擬變量，檢驗(yàn)結(jié)果表明外資顯著促進(jìn)了企業(yè)成本加成率的提升，原因是外資企業(yè)相對(duì)于本土企業(yè)本身具有更高的技術(shù)特征且依托于良好的市場(chǎng)體制；國(guó)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(guó)有企業(yè)長(zhǎng)期受到計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制的保護(hù)，總體來(lái)說(shuō)它們?nèi)狈夹g(shù)革新的動(dòng)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(jié)論不變，且系數(shù)波動(dòng)小，表明本文的檢驗(yàn)結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。綜上，假設(shè)1b得到了驗(yàn)證。

表1 主要變量定義和數(shù)據(jù)來(lái)源說(shuō)明

表2 基準(zhǔn)回歸

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

為了考察結(jié)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(lái)進(jìn)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(yàn)的結(jié)果來(lái)看，本部分最為關(guān)注的交乘項(xiàng)(aggit×zhiduRt)的估計(jì)系數(shù)為正，但是不顯著，表明在不考慮企業(yè)層面變量時(shí)，不能獲得產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)成本加成率的影響會(huì)受到地區(qū)制度環(huán)境影響的結(jié)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(xiàng)(aggit×zhiduRt)的估計(jì)系數(shù)大部分顯著為正，且估計(jì)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(jì)結(jié)果來(lái)看，交乘項(xiàng)(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(duì)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(duì)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(jì)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(shè)2b得到了驗(yàn)證。

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

(三)內(nèi)生性檢驗(yàn)

核心解釋變量與被解釋變量之間會(huì)因?yàn)槠髽I(yè)的自選擇問題和逆向因果導(dǎo)致內(nèi)生性問題。本文借鑒王永進(jìn)等的研究方法[21]，選取1995年縣級(jí)企業(yè)數(shù)量的歷史數(shù)據(jù)構(gòu)建產(chǎn)業(yè)集聚的工具變量，在此基礎(chǔ)上采用工具變量?jī)呻A段法進(jìn)行估計(jì)。由表4的第(1)和(3)列的檢驗(yàn)結(jié)果可知產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)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(yàn)，地區(qū)制度環(huán)境顯著促進(jìn)了成本加成率的提升。根據(jù)已有文獻(xiàn)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(jìn)行檢驗(yàn)，根據(jù)表4中的第(2)和(4)列檢驗(yàn)結(jié)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(yàn)發(fā)現(xiàn)，KP-LM統(tǒng)計(jì)量和Wald rk F統(tǒng)計(jì)量均在1%的水平上顯著，意味著拒絕了識(shí)別不足工具變量原假設(shè)和弱工具變量原假設(shè)。綜上分析可知，在用工具變量法控制逆向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題后，本文的核心結(jié)論依然穩(wěn)健。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.不同情形下的成本加成率的衡量

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

(30)

表4 內(nèi)生性檢驗(yàn)

式(30)中p、c、va、pr和ncm分別表示企業(yè)產(chǎn)品單位價(jià)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(huì)計(jì)法測(cè)算成本加成率的檢驗(yàn)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚系數(shù)顯著為負(fù)，產(chǎn)業(yè)集聚與地區(qū)制度環(huán)境的交乘項(xiàng)顯著為正。此外，上文的基準(zhǔn)檢驗(yàn)分析中，本文采用成本加成率測(cè)算的原始值進(jìn)行檢驗(yàn)分析，出于平穩(wěn)性考慮，這里對(duì)原始測(cè)算值進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理加入到回歸方程中，結(jié)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(yàn)結(jié)果都表明產(chǎn)業(yè)集聚與成本加成率存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。上述分析表明，本文核心結(jié)論不因成本加成率的測(cè)算方法不同而有所差異。

2.不同測(cè)算方法下的產(chǎn)業(yè)集聚指標(biāo)。

在上文的回歸分析中，本文采用區(qū)位商來(lái)衡量產(chǎn)業(yè)集聚度，考慮檢驗(yàn)結(jié)論的可靠性，這里嘗試用Gi指數(shù)和EG指數(shù)來(lái)構(gòu)造產(chǎn)業(yè)集聚度指標(biāo)，具體測(cè)算公式如下：

(31)

(32)

式(31)～(32)中，上標(biāo)R和下標(biāo)i分別表示地區(qū)和行業(yè)。Hi為三分位行業(yè)的赫芬達(dá)爾指數(shù)，反映行業(yè)i的企業(yè)規(guī)模分布或競(jìng)爭(zhēng)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(yàn)結(jié)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(fù)。上述分析表明本文核心結(jié)論不因產(chǎn)業(yè)集聚程度測(cè)算方法不同而有所差異。

(五)分樣本回歸

1.所有制異質(zhì)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(tái))占實(shí)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(bào)了外資企業(yè)和本土企業(yè)的回歸估計(jì)，結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)不同所有制企業(yè)的成本加成率的影響均顯著為負(fù)，根據(jù)回歸系數(shù)絕對(duì)值的大小可知，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)本土企業(yè)成本加成率的抑制作用要強(qiáng)于外資企業(yè)?？赡艿脑蚴峭赓Y企業(yè)在選址時(shí)，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(zhì)競(jìng)爭(zhēng)加劇，所以表現(xiàn)出產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)本土企業(yè)的抑制作用要強(qiáng)于外資企業(yè)。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度異質(zhì)性分析

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

3.出口企業(yè)和非出口企業(yè)的異質(zhì)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(lái)檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)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(jì)。結(jié)果顯示產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)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(duì)值的大小可知，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)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(guó)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(chǔ)設(shè)施等因素優(yōu)勢(shì)，大量出口企業(yè)集聚于此，加劇了出口企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)，降低了出口企業(yè)的定價(jià)能力，最終表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)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(zhì)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(dòng)密集型、資本密集型和技術(shù)密集型子樣本。回歸結(jié)果列示于表7的第(1)～(3)列，結(jié)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(jì)系數(shù)絕對(duì)值可知，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)技術(shù)密集型企業(yè)成本加成率的抑制作用最強(qiáng)，勞動(dòng)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(shù)密集型企業(yè)大多從事高新技術(shù)開發(fā)，區(qū)位選擇時(shí)更多地關(guān)注知識(shí)的溢出效應(yīng)，另一方面各地為了吸引高新技術(shù)企業(yè)落戶本地，專門設(shè)立了高新技術(shù)園區(qū)。高新技術(shù)園區(qū)企業(yè)由于鄰近效應(yīng)，在產(chǎn)品生產(chǎn)上存在同質(zhì)化現(xiàn)象進(jìn)而降低了高新技術(shù)企業(yè)的定價(jià)能力。

5.地區(qū)層面異質(zhì)性分析

中國(guó)的經(jīng)濟(jì)存在區(qū)域發(fā)展不均衡的現(xiàn)狀，這可能導(dǎo)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(gè)子樣本，分別進(jìn)行回歸，結(jié)果列示于表7的第(4)～(6)列中，回歸結(jié)果顯示：產(chǎn)業(yè)集聚均抑制了三個(gè)地區(qū)的成本加成率。根據(jù)回歸系數(shù)的絕對(duì)值可知，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)東部地區(qū)企業(yè)的成本加成率抑制作用最強(qiáng)，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(chǔ)設(shè)施優(yōu)勢(shì)，總體上的地理優(yōu)勢(shì)優(yōu)于中西部地區(qū)；其次，東部地區(qū)最早實(shí)行對(duì)外開放，經(jīng)濟(jì)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(guó)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(jìng)爭(zhēng)，進(jìn)而降低了企業(yè)的定價(jià)能力，最終表現(xiàn)出對(duì)東部地區(qū)企業(yè)的成本加成率抑制作用最強(qiáng)。

表7 分樣本回歸

五、機(jī)制檢驗(yàn)

(一)構(gòu)建中介效應(yīng)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(jī)制進(jìn)行深入的探討。根據(jù)本文第二部分的影響機(jī)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(jià)格(pricefit)作為中介變量，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型對(duì)作用機(jī)制進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)：

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(shí)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(fù)相關(guān)，因此可以通過產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響間接地反映產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)邊際成本的影響。pricefit考察企業(yè)f在t時(shí)期的定價(jià)能力。指標(biāo)構(gòu)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(fù)相關(guān)關(guān)系，本文假設(shè)MRC=1/tfpfit,又因mkp=pricefit/MRC,進(jìn)一步處理后可以得到企業(yè)產(chǎn)品價(jià)格的對(duì)數(shù)等于成本加成率的對(duì)數(shù)減去全要素生產(chǎn)率的對(duì)數(shù)。

(二)中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)結(jié)果

1.產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)成本加成率的機(jī)制檢驗(yàn)

表8匯報(bào)了產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)企業(yè)成本加成率的作用機(jī)制回歸估計(jì)結(jié)果。第(1)列是以全要素生產(chǎn)率(tfpfit)作為被解釋變量，檢驗(yàn)結(jié)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(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有促進(jìn)效應(yīng)，降低了邊際成本。理由是產(chǎn)業(yè)集聚通過知識(shí)共享、勞動(dòng)力共享和技術(shù)共享等產(chǎn)生的“集聚效應(yīng)”，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(jià)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(fù)，表明產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)企業(yè)的定價(jià)能力具有抑制作用?？赡艿脑蚴钱a(chǎn)業(yè)集聚帶來(lái)的“擁擠效應(yīng)”加劇了區(qū)域內(nèi)同質(zhì)企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)，進(jìn)而引致區(qū)域內(nèi)企業(yè)采取價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)策略。表8第(2)列和第(4)列匯報(bào)了被解釋變量(mkpfit)對(duì)中介變量和其他自變量的估計(jì)，顯示中介變量全要素生產(chǎn)率(tfpfit)的估計(jì)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(jìn)了企業(yè)成本加成率提升；中介變量企業(yè)產(chǎn)品價(jià)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(jià)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(zhǔn)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(zhǔn)模型(第(5)列)相比較，產(chǎn)業(yè)集聚的估計(jì)系數(shù)絕對(duì)值出現(xiàn)了一定幅度的改變，這意味著生產(chǎn)率和定價(jià)能力中介效應(yīng)存在；進(jìn)一步，在同時(shí)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(jì)系數(shù)絕對(duì)值變小。這充分表明企業(yè)生產(chǎn)率提高和定價(jià)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(jì)算兩種中介效應(yīng)的大小，以便確定“全要素生產(chǎn)率”和“定價(jià)能力”在作用機(jī)制過程中到底哪個(gè)居于主導(dǎo)地位。本文借鑒高翔等的計(jì)算方法[26]，根據(jù)表8的回歸結(jié)果計(jì)算得到“生產(chǎn)率”的作用為0.14，“定價(jià)能力”的作用為-0.38②。這表明定價(jià)能力(擁擠效應(yīng))對(duì)企業(yè)成本加成率的抑制作用大于生產(chǎn)率(集聚效應(yīng))的促進(jìn)作用，最終表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)成本加成率具有抑制作用。

表8 影響渠道Ⅰ：中介效應(yīng)檢驗(yàn)

2.地區(qū)制度環(huán)境對(duì)成本加成率的機(jī)制檢驗(yàn)

上文通過建立中介效應(yīng)模型揭示了產(chǎn)業(yè)集聚通過集聚效應(yīng)提高生產(chǎn)率，降低邊際成本進(jìn)而提高了企業(yè)的成本加成率；并通過擁擠效應(yīng)加劇區(qū)域內(nèi)企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)，抑制企業(yè)的定價(jià)能力，進(jìn)而抑制企業(yè)成本加成率提升。但是，集聚效應(yīng)對(duì)成本加成率的促進(jìn)作用小于擁擠效應(yīng)對(duì)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(guó)企業(yè)成本加成率下降的事實(shí)和機(jī)制。另外，本文還有一個(gè)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(shí)，對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)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(gòu)建中介效應(yīng)模型來(lái)進(jìn)一步檢驗(yàn)其背后的作用機(jī)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(jié)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(jià)能力決定，即生產(chǎn)率提高(邊際成本降低)與定價(jià)能力提高都有助于提高企業(yè)的成本加成率。本文通過設(shè)定式(37)和式(38)來(lái)檢驗(yàn)生產(chǎn)率與定價(jià)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(bào)了以生產(chǎn)率為因變量的回歸估計(jì)結(jié)果。檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)地區(qū)制度環(huán)境(zhiduRt)的估計(jì)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(duì)此可能的解釋是良好的地區(qū)制度環(huán)境通過深化勞動(dòng)分工、緩解道德風(fēng)險(xiǎn)、提高投資效率對(duì)生產(chǎn)率產(chǎn)生正的影響。表9第(2)列匯報(bào)了定價(jià)能力對(duì)地區(qū)制度環(huán)境進(jìn)行回歸估計(jì)的結(jié)果，從回歸的結(jié)果可知，地區(qū)制度環(huán)境(zhiduRt)的估計(jì)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(qiáng)了企業(yè)的定價(jià)能力，主要原因是地區(qū)制度環(huán)境改善，緩解了國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割對(duì)產(chǎn)品價(jià)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(jià)能力的渠道促進(jìn)了企業(yè)成本加成率提升。

3.交互效應(yīng)檢驗(yàn)

為了考察地區(qū)制度環(huán)境是否是通過促進(jìn)生產(chǎn)率和定價(jià)能力的提升來(lái)緩解產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)企業(yè)成本加成率的抑制作用，本文構(gòu)建如下模型來(lái)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)：

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(xiàng)(aggit×zhiduRt)的估計(jì)系數(shù)b3和c3是本文最為關(guān)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(duì)定價(jià)能力的抑制作用越小，對(duì)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用越強(qiáng)，即地區(qū)制度環(huán)境降低了產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)定價(jià)能力的抑制作用，強(qiáng)化了產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。由表9的第(3)和第(4)列可知，交乘項(xiàng)(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(shí)緩解了產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)定價(jià)能力的抑制作用，強(qiáng)化了產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用，對(duì)這一檢驗(yàn)結(jié)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(jìn)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(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割對(duì)產(chǎn)品價(jià)格的扭曲，增強(qiáng)了企業(yè)的定價(jià)能力，這些均有助于緩解產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)成本加成率可能帶來(lái)的負(fù)面影響。進(jìn)一步結(jié)合上文的檢驗(yàn)結(jié)果(即生產(chǎn)率和定價(jià)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(jià)能力，進(jìn)而有助于緩解產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)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(jié)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(yīng)模型檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚通過提高企業(yè)生產(chǎn)率對(duì)企業(yè)成本加成率具有促進(jìn)作用，即集聚效應(yīng)；還通過抑制企業(yè)的定價(jià)能力對(duì)成本加成率產(chǎn)生負(fù)面影響，即擁擠效應(yīng)。但是集聚效應(yīng)的促進(jìn)作用小于擁擠效應(yīng)的抑制作用，最終表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)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(duì)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(duì)企業(yè)成本加成率的抑制作用。

本文的研究結(jié)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(yīng)居于主導(dǎo)地位，該結(jié)論對(duì)政府的產(chǎn)業(yè)政策具有重要的指導(dǎo)意義。政府應(yīng)出臺(tái)相應(yīng)的政策引導(dǎo)企業(yè)合理集聚，在充分利用集聚效應(yīng)的同時(shí)，避免出現(xiàn)過度集聚帶來(lái)的擁擠效應(yīng)；進(jìn)一步深化中西部地區(qū)的改革，完善中西部地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，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(yīng)，因此完善國(guó)內(nèi)地區(qū)制度環(huán)境建設(shè)，打破國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割，特別是西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)的制度優(yōu)化存在較大的改善空間。黨的十九大報(bào)告明確提出：“對(duì)內(nèi)要以打破地域分割和行業(yè)壟斷、清除市場(chǎng)壁壘為重點(diǎn)，加快清理廢除妨礙統(tǒng)一市場(chǎng)和公平競(jìng)爭(zhēng)的各種規(guī)定和做法”，在此目標(biāo)的指導(dǎo)下，應(yīng)繼續(xù)推進(jìn)地區(qū)制度環(huán)境建設(shè)和深化國(guó)內(nèi)市場(chǎng)一體化改革的進(jìn)程，打破地方保護(hù)主義和行業(yè)壟斷，減少地方政府對(duì)市場(chǎng)的干預(yù)，降低國(guó)內(nèi)貿(mào)易成本，建立一個(gè)更加有機(jī)統(tǒng)一的國(guó)內(nèi)大市場(chǎng)，形成以國(guó)內(nèi)大循環(huán)為主體、國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局。

注釋：

①由于篇幅限制，具體推導(dǎo)過程備索。