市场分割如何影响企业的技术创新表现

一 引言及文献简述

党的十九大报告明确指出“清理废除妨碍统一市场和公平竞争的各种规定和做法，支持民营企业发展；并且要打破行政性垄断，防止市场垄断，加快要素价格市场化改革”。诚然，一个全国一体化的大市场能够提高国内地区市场的专业化水平，充分发挥各区域市场的比较优势，带来远超过分割市场的福利水平，但财政分权体制下的地方政府竞争，导致各省份之间仍然形成了“囚徒困境”式的市场分割现象(陆铭和陈钊，2009)[1]。

对于地方政府强烈的市场分割倾向，前期文献从多个角度进行了解释。一个重要的原因是，地方政府可以通过费率控制、行政命令等策略将资源留存在本地，实现地方发展(银温泉和才婉茹，2001[2]；陆铭和陈钊，2009[1])。与该观点相类似，平新乔(2004)[3]、刘凤委等(2007)[4]则将这种两地区间商品相对价格方差无法收敛的现象解释为地区性行政性垄断导致的要素资源配置效率低下以及商品正常流通受阻。白重恩等(2004)[5]、刘瑞明(2012)[6]认为地方政府能够通过市场分割保护本地的国有企业和高利税率的企业，从而维持自身的财政收入。周黎安(2004)[7]从官员自身政治晋升的角度分析，认为对官员的政绩考核是导致市场分割的另一个重要原因。林毅夫和刘培林(2004)[8]认为市场分割是对过去因实施违背了比较优势的赶超战略所遗留下来的没有自生能力的企业的一种保护。也有文献从企业寻租和官员腐败的角度指出，腐败程度越高，该地区的市场分割程度就越严重(胡军和郭峰，2013[9]；陈国权等，2015[10])。

已有文献主要集中于分析市场分割、地区性行政垄断对宏观经济发展、区域经济绩效以及出口贸易的影响(朱希伟等，2005[11]；陆铭和陈钊,2009[1]；张杰等，2010[12]；付强和乔岳，2011[13]；陈林和朱卫平，2012[14])。近年来，相关研究开始将地区市场分割、地区性行政垄断与微观企业数据进行匹配，深入探究其对于企业生产效率、成本加成以及工业经济要素价格扭曲的影响(陈林等，2016[15]；徐保昌和谢建国，2016[16]；李晓萍和陈侃，2018[17])。但仍较少文献研究市场分割对企业技术创新的影响(张杰和周晓艳，2011)[18]。理论上，市场分割通过两种途径影响企业创新活动。一方面，市场分割降低了企业面临的竞争(林毅夫和刘培林，2004[8]；刘瑞明，2012[6])，而竞争与企业创新的关系自Schumpeter(1942)[19]的开创性研究以来就一直是学界讨论的热点；另一方面，市场分割导致的交易成本上升，挤占了企业用于创新研发活动的资金，抑制了企业的技术创新。本文试图在前期文献的基础上，从竞争和交易成本两条路径进一步研究市场分割对企业创新的影响，以拓展这一领域的探讨。

与现有研究相比，本文的贡献表现在：第一，学界已经意识到市场分割作为一种制度要素，其必定对企业这一经济活动的基本单位产生作用。然而鲜有研究较为深入地探讨市场分割对企业创新活动的影响。本文结合中国实际，对地方政府为何总是倾向于采取市场分割策略这一问题，给出了来自微观企业行为层面的一个解释。第二，基于相关文献与经济逻辑，运用数理模型，分析市场分割通过降低竞争、提高交易成本两条路径来影响本土企业的创新活动，并进行了相应的检验，进而厘清了市场分割影响企业创新活动的内在机制。第三，基于产权虚拟变量和地区虚拟变量考察了市场分割对企业创新的异质性影响。该研究对实施更深层次的要素市场化改革有一定的政策意义。

后续部分安排如下：第二部分是理论分析与假说提出；第三部分是模型设定与数据处理；第四部分为实证结果分析；第五部分是进一步分析；第六部分是研究结论。

二 理论分析与假说提出

本部分主要借鉴Antoniades(2015)[20]构建的理论模型考察市场分割对企业创新活动的影响。如前所说，市场分割将通过两个渠道影响企业的创新：即企业交易成本增加，而挤占企业可用于创新研发的投入；减少本地企业的外部竞争，或增大本地企业的市场势力，从而对创新活动产生影响。

考虑这样一个模型：

(1)

(2)

(3)

(4)

将Qc代入可得：

(5)

参考Melitz和Ottaviano(2008)[21]的研究，模型中假定劳动力为唯一的生产要素，计价物的投入产出系数为1，工资水平也为1。首先，本地辖区内ME个企业通过支付固定成本fE进入该行业，并了解到自身的成本参数c，c服从取值区间为[0,cn]的分布函数G(c)。其次，给定生产成本和市场分割强度下，企业根据研发投入决定产品质量，其研发强度为z=δθ2。最后，企业在给定参数c和产品质量下，选择生产数量和价格，消费者选择消费数量。

企业成本函数如下：

TC=δθ2+τciqi，τ>1

(6)

函数的第一项为企业的研发支出，第二项为因市场分割而增加的企业交易成本。该式的经济含义为：企业的生产效率和创新研发水平既取决于企业自身能力，又取决于企业用于生产的成本。

综合上述给定参数，可以得到企业的定价、产量、加成率和利润：

(7a)

(7b)

(7c)

(7d)

其中，μ(c,θ) =p(c,θ)-τc为企业产品的价格加成。

企业追求利润最大化，易知其最优的创新研发水平(产品质量)为：

(8)

(9)

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

(10a)

(10b)

(10c)

(10d)

联立式(4)、 式(8)和式(10a)-式(10d)可得：

(11)

(12)

(13)

联立式(11)-式(13)可得M的表达式：

(14)

均衡状态下企业的预期利润为其进入市场的成本，则有：

(15)

(16)

将式(16)代入式(9)，求一阶偏导数可得：

(17)

三 模型设定与数据处理

(一)模型设定

参考已有研究，选用泊松计数模型(Cameron和Trivedi，2005[22]；温军和冯根福，2012[23]；袁建国等，2015[24])考察市场分割对企业创新的影响：

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

(15)

yit+1|xit,cit

(16)

(17)

(二)变量定义和解释

1.创新变量

已有文献大多从创新投入和创新产出两个方面选取企业研发投入、企业专利申请数量来衡量企业的创新，限于研发投入数据的可得性，本文从企业创新产出的角度，借鉴已有文献的一般做法(温军和冯根福，2012[23]；袁建国等，2015[24])，选取总专利申请(Pat)、发明专利申请(Patfm)衡量企业创新。专利数据来源于中国研究数据服务平台CNRDS上下载的上市公司母公司及其子公司、孙公司、合营公司、联营公司的发明专利、实用新型专利和外观设计专利的申请量。同时，参考王玉泽等(2019)[25]的研究，使用企业研发投入衡量企业创新作为稳健性检验。

2.市场分割的测度

已有文献对市场分割的测度方法大致可分为产业结构法、相对价格法和问卷调查法等。本文采用基于“冰山”成本模型的相对价格法，以相对价格的波动来衡量市场分割程度。“冰山”成本模型是对传统的一价定律的一种修正。简而言之，正如冰川在运动过程中自身会损失掉一部分，商品在两地间运输过程中会以交易成本的形式损失掉一部分。在一个全国一体化的大市场中，因交易成本的存在，两地间同一商品价格不可能完全相等，却会收敛于一定区间内。在一个分割市场中，省际间贸易壁垒的存在导致交易成本增大，因而使两地间同一商品的相对价格波动区间变大。相对价格波动区间的变动意味着市场分割强度的同向变动。具体计算过程如下：

首先，取相邻两地商品价格比的自然对数，并进行一阶差分处理，即：

数据选取方面，参照桂琦寒等(2006)[26]、赵奇伟和熊性美(2009)[27]、曹春方等(2015)[28]的做法，选取《中国统计年鉴》中分地区居民消费价格指数、固定资产投资价格指数和职工平均实际工资指数测算出三个子市场的分割程度(1)限于数据可得性，本文利用中国30个省级行政区(除西藏、港澳台)的数据进行计算。，再以主成分分析法计算综合市场分割指数(segm)并根匹配至企业样本中。市场分割拟合贡献率为41.65%，三项载荷系数均为正，居民消费品价格为68.21%，职工平均实际工资价格为35.47%，固定资产投资价格为63.95%。segm值越大，市场分割越严重。此外，借鉴前期文献，本文也单独使用居民消费品价格指数计算的市场分割作为解释变量进行稳健性检验；参照徐保昌和谢建国(2016)[16]的做法，利用王小鲁等(2017)[29]的市场化指数构建替代指标进行检验。

图1给出了消费品市场、资本品市场以及劳动力市场三个子市场分割程度的变动趋势(2)图1中并未展示基于消费品市场、资本品市场以及劳动力市场等子市场分割指数构建出的综合市场分割指数，原因是不同文献使用了不同的方法构建综合市场分割指数。例如：赵奇伟和熊性美(2009)[27]对三类子市场分割指数进行加总后平均，测算得出综合市场分割指数，这与本文使用主成分分析得出的综合市场分割指数是不可比较的。。基于相对价格法测算得出的三类市场分割指数可与前期文献进行直接比较，从图中可以看到我国仍然存在一定程度的劳动力市场分割，但近几年呈明显的下降趋势，而消费品市场分割程度和资本品市场分割程度在较长一段时期处于不断下降的状态，近几年则呈略微的上涨趋势。

图1 三类市场分割变动趋势(2003-2017年)

3.控制变量

回归中，控制变量主要参考研究企业创新及其影响因素的相关文献(袁建国等，2015[24]；潘越等，2016[30])，选取企业规模(Size)、资产收益率(ROA)、现金流比率(Cash)、企业年龄(Lnage)、杠杆率(Lev)、有形资产比率(Tang)、第一大股东持股比例(Top1)和独立董事占董事会总人数比例(Indep)等作为控制变量。所有控制变量数据均来自于国泰安数据库。表1阐述了上述指标的详细定义。

本文选取2004-2017年中国沪深A股上市公司进行研究，是因为国泰安数据库从2003年起才有了本文研究所需控制变量的详细记录(3)例如，国泰安数据库从2003年起才开始披露较为完整的上市公司实际控制人信息。，且研究中将控制变量做滞后一期处理。经过如下筛选：(1)剔除在样本观测期内被ST、*ST处理的公司；(2)剔除金融类上市公司；(3)剔除控制变量数据缺失严重的样本；(4)为消除极端值的影响，对所有连续变量进行了前后1%缩尾处理。最终得到了2004-2017年21238个样本观测值。

表1为主要变量的描述性统计。上市公司总专利申请数(Pat)的平均值为49.061，标准差为281.867；发明专利申请(Patfm)的均值为20.998，标准差为160.216，这说明不同企业的创新水平存在较大差距。市场分割指数(segm)的均值为-0.218，标准差为0.774，与前期文献较为相似(曹春方等,2015[28]，2018[31])。

表1 主要变量定义及描述性统计

四 实证结果

(一)基准结果分析

表2对本文研究假说进行了验证。列(1)、 列(2)为未加入控制变量的泊松双向固定效应模型的检验结果。列(3)、 列(4)显示，控制相关变量之后，市场分割一次项的系数在1%水平上显著为正，这表明一定强度以下的市场分割降低了企业面临的外部竞争，帮助企业维系市场份额，从而促进了企业的创新活动，且这一正效应要大于市场分割所带来的交易成本增加对于企业创新的负向影响；市场分割二次项的系数在1%水平上显著为负，这意味着当市场分割超过一定强度时，过高交易成本带来的负面影响大于市场势力对企业创新的正效应，市场分割对企业创新研发水平的提升作用将微乎其微，最终表现为市场分割抑制了企业的创新行为。

其他控制变量方面，公司规模越大、盈利能力越强、现金流状况越好的企业，其创新表现更好；企业年龄的系数在1%水平上显著为正，这说明成立年限更长的企业有更丰厚的技术积累，其创新产出更多。

表2 市场分割对企业创新活动的影响

图2为使用总专利申请衡量企业创新时，市场分割对于企业创新活动倒U型影响的曲线，这一关系的转折点(Turn Point)为0.48，并且位于市场分割指数的取值范围内。具体来看，420个用于计算市场分割指数的省份样本点中有328个市场分割强度位于转折点的左侧，这意味着至少80%的样本处于市场分割的提升有利于企业创新的区间，这一微观企业行为层面的发现符合陆铭和陈钊(2009)[1]对地方经济增长与省际间市场分割倒U型关系的检验(4)陆铭和陈钊(2009)[1]发现420个观测值中有96.9%位于市场分割有利于地方经济发展的区间内。。这是因为较低强度的市场分割有利于增加本土企业创新产出，实现本地区产业升级，在未来市场分工中获得有利地位；相反，过高强度的市场分割则是短视行为，最终会损害本地区企业的创新积极性。

图2 企业创新与市场分割的倒U型关系

(二)内生性检验

1. 工具变量法

表2列(2)显示回归结果显著性较差，本文认为这可能是内生性问题引起的，同时内生性也是导致表2列(4)segm、segm2显著性增强的原因。另一方面，从现实看，市场分割是本地区政府层面的政策行为，单个企业较难影响政府政策的制定。因此，市场分割能够影响微观企业的行为，但相反的作用机制并不容易存在(张杰和周晓艳，2011)[18]。但也有文献指出，地方官员若是出于追求财税指标、尤其是企业经济指标的目的采取市场分割策略，那么这种地区行政性垄断就是内生于经济系统的(陈林和朱卫平，2012)[14]。为缓解可能存在的内生性问题，借鉴徐保昌和谢建国(2016)[16]的研究，以市场分割的滞后二期作为工具变量进行估计，结果见表3列(1)、 列(2)。同时，参照吕越等(2018)[32]的做法，使用省份平均海拔作为市场分割的工具变量进行估计，结果见表3列(3)、 列(4)。

表3 工具变量法估计结果

(续上表)

表3中弱工具变量检验值均远大于10%水平临界值7.03，不存在弱工具变量问题。各列结果显示，不论被解释变量为总专利申请还是发明专利申请，市场分割一次项(二次项)的回归系数均在1%水平上显著为正(负)。IV估计中各市场分割指标系数绝对值出现了较大提升，该结果也见于前期文献(陈林和朱卫平，2012[14]；徐宝昌和谢建国，2016[16])，一个可能的解释是IV估计更加真实地呈现了市场分割对于微观企业创新行为的影响。总体来看，工具变量回归结果与表2的基准回归结果是一致的。

2.自然地理层面打破市场分割的一项准实验研究

本文使用相对价格法测量市场分割所得到的相邻两地间相对价格方差不仅是政府行为导致的，还包括区域间交通、通讯等自然地理因素造成的阻碍(范欣等，2017)[34]。因此，本文尝试从基础设施建设、政府行为两个方面寻找打破国内市场分割抑或是加剧了国内市场分割的外生冲击来识别市场分割对企业创新活动的影响。

中国高速铁路是目前世界上最大规模的高速铁路网，自2008年，中国首条依据《中长期铁路网规划》标准建设的城际高速铁路——京津城际客运专线建成通车以来，中国高速铁路中运营时速可达300公里的线路总里程已经超过1万公里，占全世界的2/3以上，目前全国有包括香港特别行政区在内的30个省级行政区已开通高铁。交通基础设施的建设能够降低两地间的交通成本，使得产品和要素流动的成本降低，中国高铁的运营一定程度上打破了市场分割，推动了市场整合(宋冬林和姚常成，2019)[35]。因此，选择高铁开通作为一项准实验来研究交通基础设施引致的市场整合对企业创新表现的影响，以验证市场分割与企业创新的倒U型关系。

本文使用的高铁线路数据从国家铁路局12306网站下载，经过手工整理得到。虚拟变量(hsr)表示该城市当年度是否开通高铁，若是，则自该年度起取值为1，否则取0。在原有的泊松面板固定效应模型的基础上，加入高铁开通与市场分割一次项、市场分割二次项的交乘项来检验高铁开通对所在城市企业创新活动的影响。

表4列(1)、 列(2)中市场分割一次项(segm)的系数均显著为正，而市场分割二次项(segm2)的系数均显著为负，这表明市场分割对企业创新活动的影响是倒U型的；市场分割一次项与高铁开通的交乘项(hsr_segm)系数在1%水平上显著为负，这说明对于市场分割较低的城市，高铁的开通加剧了企业面临的竞争，外部市场环境的恶化不利于企业创新；市场分割二次项与高铁开通的交乘项(hsr_segm2)系数在1%水平上显著为正，这说明高铁开通在一定程度上打破了市场分割强度较高地区政府设置的贸易保护壁垒，推动了市场整合，降低了企业的交易成本，提高了企业面临的竞争，使其居安思危，开展更多的创新活动，改善了高强度市场分割对于企业创新活动的负面影响。也就是说，基础设施建设所带来的市场整合作用对该地区企业的创新活动产生了正U型影响，这从另一个角度证明了本文的结论，即市场分割与企业创新的倒U型关系。

3. 政府行为层面打破市场分割的一项准实验研究

在考虑了来自自然地理因素层面的外生冲击对市场分割与企业创新之间倒U型关系的影响之后，进一步需要探讨的是代表政府行为变化的外生冲击所引致的市场分割或是市场整合会对市场分割与企业创新的关系产生怎样的影响。本文选取自2012年底中共十八大闭幕后出台的《关于改进工作作风、密切联系群众的八项规定》(以下简称“八项规定”)作为外生事件冲击来研究反腐引致的市场整合对于企业创新的影响。

腐败如何导致市场分割呢？既有研究大多从地方政府和官员的角度来考虑问题，忽略了被地方市场分割策略直接保护的企业。我国尚处于法律规定不完善的转型经济中，参与竞争的利益各方在发生冲突或者争议时得不到公正有效的制裁(陈国权等，2015)[10]。腐败会发挥其特殊的资源配置作用，为企业带来利益。本地区企业作为市场分割策略受益者，必然有动力通过不正当手段游说地方政府固化市场分割(胡军和郭峰，2013)[9]。陈国权等(2015)[10]指出地方政府的选择性执法，不可避免地引发了多发性、关联性的腐败现象，在宏观上表现为区域性市场分割和地方政府间的恶性竞争，微观下表现为企业的违法竞争。媒体也频频聚焦落马贪腐官员视主政地为“独立王国”，搞小山头、小圈子的现象(5)参见人民网：“帮派圈”腐败 圈地个人“独立王国”( http://fanfu.people.com.cn/n1/2018/1030/c64371-30370054.html)。。十八大以来，随着中央政府对地方本土官员腐败查处的深入以及官员异地调任的推进，一定程度上也打破了地方保护主义，瓦解“水泼不进、针插不进”的“独立王国”。

反腐能遏制腐败现象的滋生、降低腐败程度,逐渐使市场自由竞争取代腐败活动成为资源配置的主要方式(汪锋等，2018)[36]，这无疑打破了市场分割，推动了市场整合。用虚拟变量(post)代表八项规定的推行，2013年及以后该变量取1，否则取0。交乘项post_segm、post_segm2是本部分重点关注的变量，其系数捕捉了政府行为也就是“八项规定”的落实导致的市场整合对企业创新的影响。表4列(3)、 列(4)中市场分割指标一次项和二次项的系数显示出，其对企业创新活动的影响是倒U型的，而市场分割一次项与八项规定虚拟变量的交乘项(post_segm)显著为负，二次项交乘(post_segm2)的结果则显著为正，这说明低强度的市场分割有利于企业创新活动，八项规定的出台削弱了这一正效应；当市场分割强度过高以至于不利于企业创新活动的开展时，八项规定的实施则改善了这一负效应。也就是说，八项规定带来的市场整合削弱了市场分割对企业创新活动施加的倒U型影响。

最后，为得到更加稳健的结果，尝试在模型中同时考虑高铁开通与八项规定出台的影响，结果见表4列(5)、 列(6)。幸运的是，从市场分割指标、各交乘项的系数来看，市场分割对企业技术创新有着倒U型影响，基于高铁开通和八项规定出台的准实验研究则再次验证了这一结论。

表4 基于高铁开通、八项规定出台的准实验研究

(续上表)

(三)稳健性检验

1.市场分割替代指标

参照刘瑞明(2012)[6]、曹春方等(2017)[37]、朱凯等(2019)[38]的研究，以居民消费品价格(segx)单独测量市场分割。表5列(1)、 列(2)显示市场分割与企业创新活动呈倒U型关系，本文的主要结论并未发生改变。

本文也采用与林毅夫和刘培林(2004)[8]、徐保昌和谢建国(2016)[16]类似的方法，运用王小鲁等(2017)[29]测算的市场化指数中的两项二级指标“产品市场发育程度”和“要素市场发育程度”构建市场整合指数(fseg)，研究市场整合对企业创新活动的影响。由表5列(3)、 列(4)可以发现，市场整合指数一次项(二次项)的回归系数均在1%水平上显著为负(正)，这一结论印证了市场分割与本地企业创新产出呈倒U型关系。

表5 稳健性检验：市场分割替代指标

(续上表)

2.更换模型

在中国A股上市公司样本中，有专利申请的企业仍然较少，因此专利数据虽然符合计数特点，但是取零值的企业很多，更多地呈现出截断特点。为避免数据“截断效应”造成的估计偏差，使用Tobit模型重新进行估计。表6列(1)、 列(2)为Tobit模型的结果，市场分割指数的系数和显著性基本保持不变，本文的实证结果稳健。

3.替换被解释变量

前文采用企业的总专利申请、发明专利申请作为被解释变量，进一步地，使用企业研发投入占营业收入比例(Rdr)、企业研发投入占总资产比例(Rdt)作为被解释变量(6)尽管从2007年开始上市公司就被强制要求披露研发投入数据，但2012年以前的上市公司研发投入数据披露仍不够充分(龙小宁和林志帆，2018)[39]。因此，限于研发投入数据的可得性，参照前期文献(王玉泽等，2019)[25]的做法，使用了2010-2016年的企业研发投入，并经过缩尾处理。进行回归，研发投入数据来源于wind数据库。结果如表6列(3)、 列(4)所示，本文假设同样得到验证。

表6 稳健性检验：换用模型和换用被解释变量

(续上表)

4.其他稳健性检验

考虑到行业代码为A、D、F、H、K、L和M的企业(7)这些行业分别是：A类农、林、牧、渔业，D类电力、热力、燃气及水生产和供应业，F类批发和零售业，H类住宿和餐饮业，K类房地产业，L类租赁和商务服务业，M类科学研究和技术服务业。无需从事创新活动也能持续经营(袁建国等，2015)[24]，从样本中删除这些行业进行回归，研究结论未发生改变(8)限于篇幅本文未报告这些结果，作者备索。。

(四)影响机制

影响机制检验中，选取行业竞争度(HHI)来衡量公司的市场势力，先计算单个企业销售收入与行业收入之比的平方，再将其在行业-年度内加总；选取销售费用、财务费用以及管理费用三者之和与总资产之比来衡量企业的交易成本(夏杰长和刘诚，2017)[40]；选取企业规模、资产净利率、杠杆率、现金流比率、有形资产比率、企业年龄、第一大股东持股比例和独立董事占比作为控制变量来检验市场分割的竞争效应和成本效应。

双向固定效应模型的回归结果如表7列(1)所示。可以看出，市场分割一次项系数显著为正，市场分割与行业竞争度(HHI)存在显著的正相关关系，这表明市场分割程度越高，企业的市场势力也越大，企业垄断地位更强，这一发现与相关研究结论(Young，2000[41]；林毅夫和刘培林，2004[8]；刘瑞明，2012[6])一致。表7列(2)显示，市场分割提高了企业的交易成本。这一结果也符合预期，省际交易成本的增加在提升本土企业市场势力的同时扭曲了价格对资源的配置作用，最终不利于企业创新活动的开展。

表7 市场分割对创新的影响机制检验

(续上表)

五 进一步讨论

前文研究了市场分割对本地辖区企业创新活动的影响，但仍不够细致。前期文献往往将企业产权、地区异质性纳入研究范围。例如，刘瑞明(2012)[6]指出，地方政府通过市场分割给予国有企业隐形补贴；李晓萍和陈侃(2018)[17]发现东部地区企业的价格加成受市场分割的影响更大。本部分研究产权、地区异质性对于市场分割与企业创新活动倒U型关系的影响。

(一)产权异质性

虽然本地企业相对于外地企业得到了本地区市场分割的保护，但本地区国有企业的创新表现与非国有企业的创新表现很可能是不一样的。企业创新需要大量的资金支持，更多的银行贷款能有效促进创新(Hsu et al.，2014)[42]。在我国，大量的银行贷款流向了国有企业(Allen et al.，2005)[43]，而国有企业则依靠银行的长期贷款进行研发创新(张杰等，2012)[44]，地方国有企业在市场分割下获得的银行贷款分配优势使其拥有更多可用于创新的资源(曹春方等，2018)[31]。因此，为考察市场分割对不同产权性质企业创新表现的影响，根据国泰安数据库中股权性质、层级判断等指标构造产权虚拟变量soe，是国有企业则取1，非国有企业则取0；进一步地，在国有企业样本中，构造地方国有企业虚拟变量local,是地方国有企业则取1，是央企则取0。

回归中剔除了在样本观测期内产权性质发生了变化的企业，结果见表8。列(1)-列(2)显示国有企业虚拟变量与市场分割一次项的交乘项soe_segm显著为负，国有企业虚拟变量与市场分割二次项的交乘项soe_segm2显著为正，即国有企业创新活动相对于非国有企业创新活动受市场分割的影响更小，这种结果背后是市场分割对国有企业“支持之手”的作用(9)支持之手作用表现在市场分割下国有企业获得了更多的长期贷款、也支付了更低的销售费用(曹春方等，2018)[31]等方面。。由列(3)、 列(4)可知，剔除国有企业中的央企样本后，该结论仍然成立。此外，根据列(5)、 列(6)中地方国有企业与市场分割交乘项local_segm、local_segm2的符号，发现在国有企业内部，地方国有企业相对于央企而言更加享有市场分割下资源倾斜的优势，其创新活动受市场分割影响更小。

表8 产权异质性检验

(二)地区异质性

表9列(1)、 列(2)中，通过构造中西部地区(10)文章选取内蒙古、新疆、四川、宁夏、安徽、青海、甘肃、陕西、湖南、湖北和贵州作为中西部地区。虚拟变量(West)和与市场分割指数的交乘项发现，市场分割一次项与中西部地区虚拟变量的交乘项(West_segm)显著为负，而市场分割二次项与中西部地区虚拟变量的交乘项(West_segm2)显著为正，这意味着市场分割对于中西部地区企业创新活动的影响要大于市场分割对其他地区创新活动的影响。这一结论在列(3)、 列(4)中删除了部分沿海发达城市(11)考虑到部分到中西部地区城市与东部沿海发达城市差距较大(龙小宁和林志帆，2018)[39]，这里删除了注册地位于广东、福建、江苏、浙江四省省会以及北京市和上海市的样本。后依然成立。这可能是因为东部沿海地区企业面临的竞争更加激烈，相同强度的市场分割策略在东部地区能够产生更大的效果，充分保护当地企业；此外，也可能因为中西部地区国有企业占比较高。

表9 地区异质性检验

(续上表)

六 研究结论及其启示

市场分割不仅存在而且在相当长的一段时间里仍会是统一市场形成的绊脚石。从技术创新方面看，市场分割会通过交易成本上升，改变企业资金配置，影响企业研发创新投入。本文从微观企业层面出发，在前期文献基础上，沿竞争和交易成本两条路径深入分析市场分割与企业技术创新关系，拓展这一领域的探讨。以中国沪深A股上市公司2004-2017年的数据为样本，研究市场分割对企业创新活动的影响，以及这种影响在异质性企业之间的差异。结果发现，市场分割与上市公司创新活动呈倒U型关系，即较低强度的市场分割有利于企业创新活动，超过一定强度的市场分割则抑制了企业创新活动。影响机制检验证实，低强度的市场分割通过降低企业外部竞争程度、提升企业市场势力促进企业创新，高强度的市场分割导致本地企业交易成本增加，最终抑制了企业的创新活动。在外生冲击、替代变量等稳健性检验中发现，结论前后一致。进一步研究表明，市场分割下的资源倾斜使得地方国有企业创新活动相对于非国有企业、中央所属企业创新活动而言受市场分割的影响更小；中西部地区企业创新活动受市场分割影响更小。

从地方政府角度来看，市场分割的存在不仅为地区带来了经济的增长和出口的增加以及企业生产率的提升，一定强度以下的市场分割还促进了本地企业创新产出的提高，在一定程度上符合地方经济和政府官员的利益诉求。本文结果为地方政府一定程度的市场分割倾向提供了一个微观解释。市场分割在长期产生的消极影响表明，在建设创新型国家的过程中，如何在促进企业创新产出提升的同时逐步消除市场分割及其负面影响仍是一个亟待解决的问题。由此得到的启示为：中央政府在推动经济转型升级、加快创新型国家建设进程中，一方面需要特别注重逐步消除国内地区市场分割，减少市场进入壁垒，促进技术、知识等要素在在省际的自由流动，进而为企业转型升级营造良好的市场环境。另一方面，由于以经济增长为主要考核指标的地方政府政治锦标赛加剧了市场分割，进一步设计并完善地方官员的晋升激励机制才是解决市场分割的根本之道。