市場分割如何影響企業的技術創新表現

一 引言及文獻簡述

黨的十九大報告明確指出“清理廢除妨礙統一市場和公平競爭的各種規定和做法，支持民營企業發展；并且要打破行政性壟斷，防止市場壟斷，加快要素價格市場化改革”。誠然，一個全國一體化的大市場能夠提高國內地區市場的專業化水平，充分發揮各區域市場的比較優勢，帶來遠超過分割市場的福利水平，但財政分權體制下的地方政府競爭，導致各省份之間仍然形成了“囚徒困境”式的市場分割現象(陸銘和陳釗，2009)[1]。

對于地方政府強烈的市場分割傾向，前期文獻從多個角度進行了解釋。一個重要的原因是，地方政府可以通過費率控制、行政命令等策略將資源留存在本地，實現地方發展(銀溫泉和才婉茹，2001[2]；陸銘和陳釗，2009[1])。與該觀點相類似，平新喬(2004)[3]、劉鳳委等(2007)[4]則將這種兩地區間商品相對價格方差無法收斂的現象解釋為地區性行政性壟斷導致的要素資源配置效率低下以及商品正常流通受阻。白重恩等(2004)[5]、劉瑞明(2012)[6]認為地方政府能夠通過市場分割保護本地的國有企業和高利稅率的企業，從而維持自身的財政收入。周黎安(2004)[7]從官員自身政治晉升的角度分析，認為對官員的政績考核是導致市場分割的另一個重要原因。林毅夫和劉培林(2004)[8]認為市場分割是對過去因實施違背了比較優勢的趕超戰略所遺留下來的沒有自生能力的企業的一種保護。也有文獻從企業尋租和官員腐敗的角度指出，腐敗程度越高，該地區的市場分割程度就越嚴重(胡軍和郭峰，2013[9]；陳國權等，2015[10])。

已有文獻主要集中于分析市場分割、地區性行政壟斷對宏觀經濟發展、區域經濟績效以及出口貿易的影響(朱希偉等，2005[11]；陸銘和陳釗,2009[1]；張杰等，2010[12]；付強和喬岳，2011[13]；陳林和朱衛平，2012[14])。近年來，相關研究開始將地區市場分割、地區性行政壟斷與微觀企業數據進行匹配，深入探究其對于企業生產效率、成本加成以及工業經濟要素價格扭曲的影響(陳林等，2016[15]；徐保昌和謝建國，2016[16]；李曉萍和陳侃，2018[17])。但仍較少文獻研究市場分割對企業技術創新的影響(張杰和周曉艷，2011)[18]。理論上，市場分割通過兩種途徑影響企業創新活動。一方面，市場分割降低了企業面臨的競爭(林毅夫和劉培林，2004[8]；劉瑞明，2012[6])，而競爭與企業創新的關系自Schumpeter(1942)[19]的開創性研究以來就一直是學界討論的熱點；另一方面，市場分割導致的交易成本上升，擠占了企業用于創新研發活動的資金，抑制了企業的技術創新。本文試圖在前期文獻的基礎上，從競爭和交易成本兩條路徑進一步研究市場分割對企業創新的影響，以拓展這一領域的探討。

與現有研究相比，本文的貢獻表現在：第一，學界已經意識到市場分割作為一種制度要素，其必定對企業這一經濟活動的基本單位產生作用。然而鮮有研究較為深入地探討市場分割對企業創新活動的影響。本文結合中國實際，對地方政府為何總是傾向于采取市場分割策略這一問題，給出了來自微觀企業行為層面的一個解釋。第二，基于相關文獻與經濟邏輯，運用數理模型，分析市場分割通過降低競爭、提高交易成本兩條路徑來影響本土企業的創新活動，并進行了相應的檢驗，進而厘清了市場分割影響企業創新活動的內在機制。第三，基于產權虛擬變量和地區虛擬變量考察了市場分割對企業創新的異質性影響。該研究對實施更深層次的要素市場化改革有一定的政策意義。

后續部分安排如下：第二部分是理論分析與假說提出；第三部分是模型設定與數據處理；第四部分為實證結果分析；第五部分是進一步分析；第六部分是研究結論。

二 理論分析與假說提出

本部分主要借鑒Antoniades(2015)[20]構建的理論模型考察市場分割對企業創新活動的影響。如前所說，市場分割將通過兩個渠道影響企業的創新：即企業交易成本增加，而擠占企業可用于創新研發的投入；減少本地企業的外部競爭，或增大本地企業的市場勢力，從而對創新活動產生影響。

考慮這樣一個模型：

(1)

(2)

(3)

(4)

將Qc代入可得：

(5)

參考Melitz和Ottaviano(2008)[21]的研究，模型中假定勞動力為唯一的生產要素，計價物的投入產出系數為1，工資水平也為1。首先，本地轄區內ME個企業通過支付固定成本fE進入該行業，并了解到自身的成本參數c，c服從取值區間為[0,cn]的分布函數G(c)。其次，給定生產成本和市場分割強度下，企業根據研發投入決定產品質量，其研發強度為z=δθ2。最后，企業在給定參數c和產品質量下，選擇生產數量和價格，消費者選擇消費數量。

企業成本函數如下：

TC=δθ2+τciqi，τ>1

(6)

函數的第一項為企業的研發支出，第二項為因市場分割而增加的企業交易成本。該式的經濟含義為：企業的生產效率和創新研發水平既取決于企業自身能力，又取決于企業用于生產的成本。

綜合上述給定參數，可以得到企業的定價、產量、加成率和利潤：

(7a)

(7b)

(7c)

(7d)

其中，μ(c,θ) =p(c,θ)-τc為企業產品的價格加成。

企業追求利潤最大化，易知其最優的創新研發水平(產品質量)為：

(8)

(9)

聯立式(4)可得pmax=α-ηQc+βθi=cd，整理式(7a)-式(7d)可得：

(10a)

(10b)

(10c)

(10d)

聯立式(4)、 式(8)和式(10a)-式(10d)可得：

(11)

(12)

(13)

聯立式(11)-式(13)可得M的表達式：

(14)

均衡狀態下企業的預期利潤為其進入市場的成本，則有：

(15)

(16)

將式(16)代入式(9)，求一階偏導數可得：

(17)

三 模型設定與數據處理

(一)模型設定

參考已有研究，選用泊松計數模型(Cameron和Trivedi，2005[22]；溫軍和馮根福，2012[23]；袁建國等，2015[24])考察市場分割對企業創新的影響：

E(yit+1|xi1,x12, …,xik,c)=E(yit|xik,ci)

(15)

yit+1|xit,cit

(16)

(17)

(二)變量定義和解釋

1.創新變量

已有文獻大多從創新投入和創新產出兩個方面選取企業研發投入、企業專利申請數量來衡量企業的創新，限于研發投入數據的可得性，本文從企業創新產出的角度，借鑒已有文獻的一般做法(溫軍和馮根福，2012[23]；袁建國等，2015[24])，選取總專利申請(Pat)、發明專利申請(Patfm)衡量企業創新。專利數據來源于中國研究數據服務平臺CNRDS上下載的上市公司母公司及其子公司、孫公司、合營公司、聯營公司的發明專利、實用新型專利和外觀設計專利的申請量。同時，參考王玉澤等(2019)[25]的研究，使用企業研發投入衡量企業創新作為穩健性檢驗。

2.市場分割的測度

已有文獻對市場分割的測度方法大致可分為產業結構法、相對價格法和問卷調查法等。本文采用基于“冰山”成本模型的相對價格法，以相對價格的波動來衡量市場分割程度。“冰山”成本模型是對傳統的一價定律的一種修正。簡而言之，正如冰川在運動過程中自身會損失掉一部分，商品在兩地間運輸過程中會以交易成本的形式損失掉一部分。在一個全國一體化的大市場中，因交易成本的存在，兩地間同一商品價格不可能完全相等，卻會收斂于一定區間內。在一個分割市場中，省際間貿易壁壘的存在導致交易成本增大，因而使兩地間同一商品的相對價格波動區間變大。相對價格波動區間的變動意味著市場分割強度的同向變動。具體計算過程如下：

首先，取相鄰兩地商品價格比的自然對數，并進行一階差分處理，即：

數據選取方面，參照桂琦寒等(2006)[26]、趙奇偉和熊性美(2009)[27]、曹春方等(2015)[28]的做法，選取《中國統計年鑒》中分地區居民消費價格指數、固定資產投資價格指數和職工平均實際工資指數測算出三個子市場的分割程度(1)限于數據可得性，本文利用中國30個省級行政區(除西藏、港澳臺)的數據進行計算。，再以主成分分析法計算綜合市場分割指數(segm)并根匹配至企業樣本中。市場分割擬合貢獻率為41.65%，三項載荷系數均為正，居民消費品價格為68.21%，職工平均實際工資價格為35.47%，固定資產投資價格為63.95%。segm值越大，市場分割越嚴重。此外，借鑒前期文獻，本文也單獨使用居民消費品價格指數計算的市場分割作為解釋變量進行穩健性檢驗；參照徐保昌和謝建國(2016)[16]的做法，利用王小魯等(2017)[29]的市場化指數構建替代指標進行檢驗。

圖1給出了消費品市場、資本品市場以及勞動力市場三個子市場分割程度的變動趨勢(2)圖1中并未展示基于消費品市場、資本品市場以及勞動力市場等子市場分割指數構建出的綜合市場分割指數，原因是不同文獻使用了不同的方法構建綜合市場分割指數。例如：趙奇偉和熊性美(2009)[27]對三類子市場分割指數進行加總后平均，測算得出綜合市場分割指數，這與本文使用主成分分析得出的綜合市場分割指數是不可比較的。。基于相對價格法測算得出的三類市場分割指數可與前期文獻進行直接比較，從圖中可以看到我國仍然存在一定程度的勞動力市場分割，但近幾年呈明顯的下降趨勢，而消費品市場分割程度和資本品市場分割程度在較長一段時期處于不斷下降的狀態，近幾年則呈略微的上漲趨勢。

圖1 三類市場分割變動趨勢(2003-2017年)

3.控制變量

回歸中，控制變量主要參考研究企業創新及其影響因素的相關文獻(袁建國等，2015[24]；潘越等，2016[30])，選取企業規模(Size)、資產收益率(ROA)、現金流比率(Cash)、企業年齡(Lnage)、杠桿率(Lev)、有形資產比率(Tang)、第一大股東持股比例(Top1)和獨立董事占董事會總人數比例(Indep)等作為控制變量。所有控制變量數據均來自于國泰安數據庫。表1闡述了上述指標的詳細定義。

本文選取2004-2017年中國滬深A股上市公司進行研究，是因為國泰安數據庫從2003年起才有了本文研究所需控制變量的詳細記錄(3)例如，國泰安數據庫從2003年起才開始披露較為完整的上市公司實際控制人信息。，且研究中將控制變量做滯后一期處理。經過如下篩選：(1)剔除在樣本觀測期內被ST、*ST處理的公司；(2)剔除金融類上市公司；(3)剔除控制變量數據缺失嚴重的樣本；(4)為消除極端值的影響，對所有連續變量進行了前后1%縮尾處理。最終得到了2004-2017年21238個樣本觀測值。

表1為主要變量的描述性統計。上市公司總專利申請數(Pat)的平均值為49.061，標準差為281.867；發明專利申請(Patfm)的均值為20.998，標準差為160.216，這說明不同企業的創新水平存在較大差距。市場分割指數(segm)的均值為-0.218，標準差為0.774，與前期文獻較為相似(曹春方等,2015[28]，2018[31])。

表1 主要變量定義及描述性統計

四 實證結果

(一)基準結果分析

表2對本文研究假說進行了驗證。列(1)、 列(2)為未加入控制變量的泊松雙向固定效應模型的檢驗結果。列(3)、 列(4)顯示，控制相關變量之后，市場分割一次項的系數在1%水平上顯著為正，這表明一定強度以下的市場分割降低了企業面臨的外部競爭，幫助企業維系市場份額，從而促進了企業的創新活動，且這一正效應要大于市場分割所帶來的交易成本增加對于企業創新的負向影響；市場分割二次項的系數在1%水平上顯著為負，這意味著當市場分割超過一定強度時，過高交易成本帶來的負面影響大于市場勢力對企業創新的正效應，市場分割對企業創新研發水平的提升作用將微乎其微，最終表現為市場分割抑制了企業的創新行為。

其他控制變量方面，公司規模越大、盈利能力越強、現金流狀況越好的企業，其創新表現更好；企業年齡的系數在1%水平上顯著為正，這說明成立年限更長的企業有更豐厚的技術積累，其創新產出更多。

表2 市場分割對企業創新活動的影響

圖2為使用總專利申請衡量企業創新時，市場分割對于企業創新活動倒U型影響的曲線，這一關系的轉折點(Turn Point)為0.48，并且位于市場分割指數的取值范圍內。具體來看，420個用于計算市場分割指數的省份樣本點中有328個市場分割強度位于轉折點的左側，這意味著至少80%的樣本處于市場分割的提升有利于企業創新的區間，這一微觀企業行為層面的發現符合陸銘和陳釗(2009)[1]對地方經濟增長與省際間市場分割倒U型關系的檢驗(4)陸銘和陳釗(2009)[1]發現420個觀測值中有96.9%位于市場分割有利于地方經濟發展的區間內。。這是因為較低強度的市場分割有利于增加本土企業創新產出，實現本地區產業升級，在未來市場分工中獲得有利地位；相反，過高強度的市場分割則是短視行為，最終會損害本地區企業的創新積極性。

圖2 企業創新與市場分割的倒U型關系

(二)內生性檢驗

1. 工具變量法

表2列(2)顯示回歸結果顯著性較差，本文認為這可能是內生性問題引起的，同時內生性也是導致表2列(4)segm、segm2顯著性增強的原因。另一方面，從現實看，市場分割是本地區政府層面的政策行為，單個企業較難影響政府政策的制定。因此，市場分割能夠影響微觀企業的行為，但相反的作用機制并不容易存在(張杰和周曉艷，2011)[18]。但也有文獻指出，地方官員若是出于追求財稅指標、尤其是企業經濟指標的目的采取市場分割策略，那么這種地區行政性壟斷就是內生于經濟系統的(陳林和朱衛平，2012)[14]。為緩解可能存在的內生性問題，借鑒徐保昌和謝建國(2016)[16]的研究，以市場分割的滯后二期作為工具變量進行估計，結果見表3列(1)、 列(2)。同時，參照呂越等(2018)[32]的做法，使用省份平均海拔作為市場分割的工具變量進行估計，結果見表3列(3)、 列(4)。

表3 工具變量法估計結果

(續上表)

表3中弱工具變量檢驗值均遠大于10%水平臨界值7.03，不存在弱工具變量問題。各列結果顯示，不論被解釋變量為總專利申請還是發明專利申請，市場分割一次項(二次項)的回歸系數均在1%水平上顯著為正(負)。IV估計中各市場分割指標系數絕對值出現了較大提升，該結果也見于前期文獻(陳林和朱衛平，2012[14]；徐寶昌和謝建國，2016[16])，一個可能的解釋是IV估計更加真實地呈現了市場分割對于微觀企業創新行為的影響。總體來看，工具變量回歸結果與表2的基準回歸結果是一致的。

2.自然地理層面打破市場分割的一項準實驗研究

本文使用相對價格法測量市場分割所得到的相鄰兩地間相對價格方差不僅是政府行為導致的，還包括區域間交通、通訊等自然地理因素造成的阻礙(范欣等，2017)[34]。因此，本文嘗試從基礎設施建設、政府行為兩個方面尋找打破國內市場分割抑或是加劇了國內市場分割的外生沖擊來識別市場分割對企業創新活動的影響。

中國高速鐵路是目前世界上最大規模的高速鐵路網，自2008年，中國首條依據《中長期鐵路網規劃》標準建設的城際高速鐵路——京津城際客運專線建成通車以來，中國高速鐵路中運營時速可達300公里的線路總里程已經超過1萬公里，占全世界的2/3以上，目前全國有包括香港特別行政區在內的30個省級行政區已開通高鐵。交通基礎設施的建設能夠降低兩地間的交通成本，使得產品和要素流動的成本降低，中國高鐵的運營一定程度上打破了市場分割，推動了市場整合(宋冬林和姚常成，2019)[35]。因此，選擇高鐵開通作為一項準實驗來研究交通基礎設施引致的市場整合對企業創新表現的影響，以驗證市場分割與企業創新的倒U型關系。

本文使用的高鐵線路數據從國家鐵路局12306網站下載，經過手工整理得到。虛擬變量(hsr)表示該城市當年度是否開通高鐵，若是，則自該年度起取值為1，否則取0。在原有的泊松面板固定效應模型的基礎上，加入高鐵開通與市場分割一次項、市場分割二次項的交乘項來檢驗高鐵開通對所在城市企業創新活動的影響。

表4列(1)、 列(2)中市場分割一次項(segm)的系數均顯著為正，而市場分割二次項(segm2)的系數均顯著為負，這表明市場分割對企業創新活動的影響是倒U型的；市場分割一次項與高鐵開通的交乘項(hsr_segm)系數在1%水平上顯著為負，這說明對于市場分割較低的城市，高鐵的開通加劇了企業面臨的競爭，外部市場環境的惡化不利于企業創新；市場分割二次項與高鐵開通的交乘項(hsr_segm2)系數在1%水平上顯著為正，這說明高鐵開通在一定程度上打破了市場分割強度較高地區政府設置的貿易保護壁壘，推動了市場整合，降低了企業的交易成本，提高了企業面臨的競爭，使其居安思危，開展更多的創新活動，改善了高強度市場分割對于企業創新活動的負面影響。也就是說，基礎設施建設所帶來的市場整合作用對該地區企業的創新活動產生了正U型影響，這從另一個角度證明了本文的結論，即市場分割與企業創新的倒U型關系。

3. 政府行為層面打破市場分割的一項準實驗研究

在考慮了來自自然地理因素層面的外生沖擊對市場分割與企業創新之間倒U型關系的影響之后，進一步需要探討的是代表政府行為變化的外生沖擊所引致的市場分割或是市場整合會對市場分割與企業創新的關系產生怎樣的影響。本文選取自2012年底中共十八大閉幕后出臺的《關于改進工作作風、密切聯系群眾的八項規定》(以下簡稱“八項規定”)作為外生事件沖擊來研究反腐引致的市場整合對于企業創新的影響。

腐敗如何導致市場分割呢？既有研究大多從地方政府和官員的角度來考慮問題，忽略了被地方市場分割策略直接保護的企業。我國尚處于法律規定不完善的轉型經濟中，參與競爭的利益各方在發生沖突或者爭議時得不到公正有效的制裁(陳國權等，2015)[10]。腐敗會發揮其特殊的資源配置作用，為企業帶來利益。本地區企業作為市場分割策略受益者，必然有動力通過不正當手段游說地方政府固化市場分割(胡軍和郭峰，2013)[9]。陳國權等(2015)[10]指出地方政府的選擇性執法，不可避免地引發了多發性、關聯性的腐敗現象，在宏觀上表現為區域性市場分割和地方政府間的惡性競爭，微觀下表現為企業的違法競爭。媒體也頻頻聚焦落馬貪腐官員視主政地為“獨立王國”，搞小山頭、小圈子的現象(5)參見人民網：“幫派圈”腐敗 圈地個人“獨立王國”( http://fanfu.people.com.cn/n1/2018/1030/c64371-30370054.html)。。十八大以來，隨著中央政府對地方本土官員腐敗查處的深入以及官員異地調任的推進，一定程度上也打破了地方保護主義，瓦解“水潑不進、針插不進”的“獨立王國”。

反腐能遏制腐敗現象的滋生、降低腐敗程度,逐漸使市場自由競爭取代腐敗活動成為資源配置的主要方式(汪鋒等，2018)[36]，這無疑打破了市場分割，推動了市場整合。用虛擬變量(post)代表八項規定的推行，2013年及以后該變量取1，否則取0。交乘項post_segm、post_segm2是本部分重點關注的變量，其系數捕捉了政府行為也就是“八項規定”的落實導致的市場整合對企業創新的影響。表4列(3)、 列(4)中市場分割指標一次項和二次項的系數顯示出，其對企業創新活動的影響是倒U型的，而市場分割一次項與八項規定虛擬變量的交乘項(post_segm)顯著為負，二次項交乘(post_segm2)的結果則顯著為正，這說明低強度的市場分割有利于企業創新活動，八項規定的出臺削弱了這一正效應；當市場分割強度過高以至于不利于企業創新活動的開展時，八項規定的實施則改善了這一負效應。也就是說，八項規定帶來的市場整合削弱了市場分割對企業創新活動施加的倒U型影響。

最后，為得到更加穩健的結果，嘗試在模型中同時考慮高鐵開通與八項規定出臺的影響，結果見表4列(5)、 列(6)。幸運的是，從市場分割指標、各交乘項的系數來看，市場分割對企業技術創新有著倒U型影響，基于高鐵開通和八項規定出臺的準實驗研究則再次驗證了這一結論。

表4 基于高鐵開通、八項規定出臺的準實驗研究

(續上表)

(三)穩健性檢驗

1.市場分割替代指標

參照劉瑞明(2012)[6]、曹春方等(2017)[37]、朱凱等(2019)[38]的研究，以居民消費品價格(segx)單獨測量市場分割。表5列(1)、 列(2)顯示市場分割與企業創新活動呈倒U型關系，本文的主要結論并未發生改變。

本文也采用與林毅夫和劉培林(2004)[8]、徐保昌和謝建國(2016)[16]類似的方法，運用王小魯等(2017)[29]測算的市場化指數中的兩項二級指標“產品市場發育程度”和“要素市場發育程度”構建市場整合指數(fseg)，研究市場整合對企業創新活動的影響。由表5列(3)、 列(4)可以發現，市場整合指數一次項(二次項)的回歸系數均在1%水平上顯著為負(正)，這一結論印證了市場分割與本地企業創新產出呈倒U型關系。

表5 穩健性檢驗：市場分割替代指標

(續上表)

2.更換模型

在中國A股上市公司樣本中，有專利申請的企業仍然較少，因此專利數據雖然符合計數特點，但是取零值的企業很多，更多地呈現出截斷特點。為避免數據“截斷效應”造成的估計偏差，使用Tobit模型重新進行估計。表6列(1)、 列(2)為Tobit模型的結果，市場分割指數的系數和顯著性基本保持不變，本文的實證結果穩健。

3.替換被解釋變量

前文采用企業的總專利申請、發明專利申請作為被解釋變量，進一步地，使用企業研發投入占營業收入比例(Rdr)、企業研發投入占總資產比例(Rdt)作為被解釋變量(6)盡管從2007年開始上市公司就被強制要求披露研發投入數據，但2012年以前的上市公司研發投入數據披露仍不夠充分(龍小寧和林志帆，2018)[39]。因此，限于研發投入數據的可得性，參照前期文獻(王玉澤等，2019)[25]的做法，使用了2010-2016年的企業研發投入，并經過縮尾處理。進行回歸，研發投入數據來源于wind數據庫。結果如表6列(3)、 列(4)所示，本文假設同樣得到驗證。

表6 穩健性檢驗：換用模型和換用被解釋變量

(續上表)

4.其他穩健性檢驗

考慮到行業代碼為A、D、F、H、K、L和M的企業(7)這些行業分別是：A類農、林、牧、漁業，D類電力、熱力、燃氣及水生產和供應業，F類批發和零售業，H類住宿和餐飲業，K類房地產業，L類租賃和商務服務業，M類科學研究和技術服務業。無需從事創新活動也能持續經營(袁建國等，2015)[24]，從樣本中刪除這些行業進行回歸，研究結論未發生改變(8)限于篇幅本文未報告這些結果，作者備索。。

(四)影響機制

影響機制檢驗中，選取行業競爭度(HHI)來衡量公司的市場勢力，先計算單個企業銷售收入與行業收入之比的平方，再將其在行業-年度內加總；選取銷售費用、財務費用以及管理費用三者之和與總資產之比來衡量企業的交易成本(夏杰長和劉誠，2017)[40]；選取企業規模、資產凈利率、杠桿率、現金流比率、有形資產比率、企業年齡、第一大股東持股比例和獨立董事占比作為控制變量來檢驗市場分割的競爭效應和成本效應。

雙向固定效應模型的回歸結果如表7列(1)所示。可以看出，市場分割一次項系數顯著為正，市場分割與行業競爭度(HHI)存在顯著的正相關關系，這表明市場分割程度越高，企業的市場勢力也越大，企業壟斷地位更強，這一發現與相關研究結論(Young，2000[41]；林毅夫和劉培林，2004[8]；劉瑞明，2012[6])一致。表7列(2)顯示，市場分割提高了企業的交易成本。這一結果也符合預期，省際交易成本的增加在提升本土企業市場勢力的同時扭曲了價格對資源的配置作用，最終不利于企業創新活動的開展。

表7 市場分割對創新的影響機制檢驗

(續上表)

五 進一步討論

前文研究了市場分割對本地轄區企業創新活動的影響，但仍不夠細致。前期文獻往往將企業產權、地區異質性納入研究范圍。例如，劉瑞明(2012)[6]指出，地方政府通過市場分割給予國有企業隱形補貼；李曉萍和陳侃(2018)[17]發現東部地區企業的價格加成受市場分割的影響更大。本部分研究產權、地區異質性對于市場分割與企業創新活動倒U型關系的影響。

(一)產權異質性

雖然本地企業相對于外地企業得到了本地區市場分割的保護，但本地區國有企業的創新表現與非國有企業的創新表現很可能是不一樣的。企業創新需要大量的資金支持，更多的銀行貸款能有效促進創新(Hsu et al.，2014)[42]。在我國，大量的銀行貸款流向了國有企業(Allen et al.，2005)[43]，而國有企業則依靠銀行的長期貸款進行研發創新(張杰等，2012)[44]，地方國有企業在市場分割下獲得的銀行貸款分配優勢使其擁有更多可用于創新的資源(曹春方等，2018)[31]。因此，為考察市場分割對不同產權性質企業創新表現的影響，根據國泰安數據庫中股權性質、層級判斷等指標構造產權虛擬變量soe，是國有企業則取1，非國有企業則取0；進一步地，在國有企業樣本中，構造地方國有企業虛擬變量local,是地方國有企業則取1，是央企則取0。

回歸中剔除了在樣本觀測期內產權性質發生了變化的企業，結果見表8。列(1)-列(2)顯示國有企業虛擬變量與市場分割一次項的交乘項soe_segm顯著為負，國有企業虛擬變量與市場分割二次項的交乘項soe_segm2顯著為正，即國有企業創新活動相對于非國有企業創新活動受市場分割的影響更小，這種結果背后是市場分割對國有企業“支持之手”的作用(9)支持之手作用表現在市場分割下國有企業獲得了更多的長期貸款、也支付了更低的銷售費用(曹春方等，2018)[31]等方面。。由列(3)、 列(4)可知，剔除國有企業中的央企樣本后，該結論仍然成立。此外，根據列(5)、 列(6)中地方國有企業與市場分割交乘項local_segm、local_segm2的符號，發現在國有企業內部，地方國有企業相對于央企而言更加享有市場分割下資源傾斜的優勢，其創新活動受市場分割影響更小。

表8 產權異質性檢驗

(二)地區異質性

表9列(1)、 列(2)中，通過構造中西部地區(10)文章選取內蒙古、新疆、四川、寧夏、安徽、青海、甘肅、陜西、湖南、湖北和貴州作為中西部地區。虛擬變量(West)和與市場分割指數的交乘項發現，市場分割一次項與中西部地區虛擬變量的交乘項(West_segm)顯著為負，而市場分割二次項與中西部地區虛擬變量的交乘項(West_segm2)顯著為正，這意味著市場分割對于中西部地區企業創新活動的影響要大于市場分割對其他地區創新活動的影響。這一結論在列(3)、 列(4)中刪除了部分沿海發達城市(11)考慮到部分到中西部地區城市與東部沿海發達城市差距較大(龍小寧和林志帆，2018)[39]，這里刪除了注冊地位于廣東、福建、江蘇、浙江四省省會以及北京市和上海市的樣本。后依然成立。這可能是因為東部沿海地區企業面臨的競爭更加激烈，相同強度的市場分割策略在東部地區能夠產生更大的效果，充分保護當地企業；此外，也可能因為中西部地區國有企業占比較高。

表9 地區異質性檢驗

(續上表)

六 研究結論及其啟示

市場分割不僅存在而且在相當長的一段時間里仍會是統一市場形成的絆腳石。從技術創新方面看，市場分割會通過交易成本上升，改變企業資金配置，影響企業研發創新投入。本文從微觀企業層面出發，在前期文獻基礎上，沿競爭和交易成本兩條路徑深入分析市場分割與企業技術創新關系，拓展這一領域的探討。以中國滬深A股上市公司2004-2017年的數據為樣本，研究市場分割對企業創新活動的影響，以及這種影響在異質性企業之間的差異。結果發現，市場分割與上市公司創新活動呈倒U型關系，即較低強度的市場分割有利于企業創新活動，超過一定強度的市場分割則抑制了企業創新活動。影響機制檢驗證實，低強度的市場分割通過降低企業外部競爭程度、提升企業市場勢力促進企業創新，高強度的市場分割導致本地企業交易成本增加，最終抑制了企業的創新活動。在外生沖擊、替代變量等穩健性檢驗中發現，結論前后一致。進一步研究表明，市場分割下的資源傾斜使得地方國有企業創新活動相對于非國有企業、中央所屬企業創新活動而言受市場分割的影響更小；中西部地區企業創新活動受市場分割影響更小。

從地方政府角度來看，市場分割的存在不僅為地區帶來了經濟的增長和出口的增加以及企業生產率的提升，一定強度以下的市場分割還促進了本地企業創新產出的提高，在一定程度上符合地方經濟和政府官員的利益訴求。本文結果為地方政府一定程度的市場分割傾向提供了一個微觀解釋。市場分割在長期產生的消極影響表明，在建設創新型國家的過程中，如何在促進企業創新產出提升的同時逐步消除市場分割及其負面影響仍是一個亟待解決的問題。由此得到的啟示為：中央政府在推動經濟轉型升級、加快創新型國家建設進程中，一方面需要特別注重逐步消除國內地區市場分割，減少市場進入壁壘，促進技術、知識等要素在在省際的自由流動，進而為企業轉型升級營造良好的市場環境。另一方面，由于以經濟增長為主要考核指標的地方政府政治錦標賽加劇了市場分割，進一步設計并完善地方官員的晉升激勵機制才是解決市場分割的根本之道。