产业集聚、地区制度环境与成本加成率

刘信恒

(桂林理工大学 商学院，广西 桂林 541004)

一、引言

产业组织理论将企业的成本加成率定义为企业产品价格对其边际成本的偏离程度，它反映了企业的市场势力[1]。Lerner最先使用勒纳指数度量价格与边际成本的偏离程度，衡量市场中垄断势力的强弱，以此来反映市场结构[2]。随着新贸易理论的产生，学者们将国际贸易理论与产业组织理论相结合，开始探讨在不同的度量方法下成本加成率所蕴含的不同福利含义和政策意义。近年来，随着企业异质性模型的发展,深入探讨企业成本加成率问题成为可能。

现有文献对企业成本加成率的理论研究，主要集中在两个方面：一是假设成本加成率是外生不变的，二是假设成本加成率是内生可变的[3]。但是，外生不变的成本加成率假设存在明显的缺陷。为解决这一缺陷，部分学者逐渐放松了外生不变的成本加成率假设，通过建立市场结构与需求函数来研究内生可变的成本加成率问题[4]。而实证研究主要从以下两个方面展开：一是关于成本加成率的测算。目前成本加成率的测算主要有会计法和生产函数法。会计法主要使用增加值、员工薪酬和中间投入来计算成本加成率。这种方法最突出的优点是数据易得、计算简单明了，相比函数法可能会提供更多有用的信息；缺点是会计法忽略了外部冲击和经济周期等因素的影响，导致无法反映各经济变量之间的内在联系，因而得出的结论具有一定的片面性。生产函数法除了目前应用最广泛的De Loecker和Warzynski开发的方法外[1]，还包括索洛余值法。生产函数法相比会计法能够反映现实的经济活动，同时能很好地解释一些经济现象，但缺点是对数据的质量要求过高。二是关于企业成本加成率影响因素的研究。学者们分别从市场分割、产品创新、产业政策以及人力资本等方面对企业成本加成率的影响因素进行了分析[5][6][7][8]，其中一个非常重要的视角是从产业集聚进行解读。Zhao利用2002～2004年中国工业企业数据库进行研究发现，产业集聚对企业的成本加成率具有显著的抑制作用[9]。Lu等利用1998～2005年中国工业企业数据库采用倍差法研究得出相似的结论[10]。但这些文献使用的样本跨度过小，也没有对“集聚效应”和“拥挤效应”进行定量区分，从而无法全面地分析产业集聚影响成本加成率的内在机制，也未考虑地区制度环境对成本加成率的影响，进而无法考察企业所在地的地区制度环境差异是否会导致产业集聚对企业成本加成率的影响存在差异。

近年来契约制度研究日渐兴起，契约制度的经济绩效研究备受学界关注。部分学者认为一国的绝对技术水平、生产和贸易模式以及产业间的相对生产率都受到地区制度环境的影响[11]。此外，还有些学者从劳动分工深化、提高投资效率的角度分析了地区制度环境对生产率的影响[12][13][14]。那么一个显而易见的问题是，如果考虑企业所处地区的契约制度环境，产业集聚对成本加成率的影响是否发生改变？鉴于此，本文将主要研究产业集聚、地区制度环境对成本加成率的影响。

本文在Melitz和Ottaviano模型基础上[4]，将产业集聚引入出口与内销企业成本加成率的决定机制模型中，分析产业集聚影响成本加成率的内在机制，利用中国工业企业数据库，系统考察产业集聚对企业成本加成率的影响效应。本文可能在以下几个方面深化和丰富了已有的研究：首先，以往的研究忽略了地区制度环境对成本加成率的影响，而本文引入地区制度环境进行研究，弥补了现有研究的不足；其次研究样本上，以往的研究样本跨度较小，如Zhao的研究只有三年(2002～2004年)样本[9]，共计27017个观测值，而本文研究样本跨度为10年(1998～2007年)，共计1740266个观测值，样本量是他们的65倍，研究结论更能反映中国的经济现实；最后，以往的研究没有对“集聚效应”和“拥挤效应”进行定量区分，从而无法全面地分析产业集聚影响成本加成率的内在机制，而本文构建中介效应模型，揭示产业集聚通过“集聚效应”和“拥挤效应”影响企业的成本加成率，并且计算两者在总效应中所占的比重，并发现“拥挤效应”占主导地位。

二、理论机制分析

本部分在借鉴Melitz和Ottaviano模型基础上[4]，将产业集聚引入出口与内销企业成本加成率的决定机制模型中，分析产业集聚影响成本加成率的内在机制。

假定有两个国家A和B，A为本国，B为外国，与之对应的市场分别用MA和MB表示，且MA

(1)

(2)

式(2)中，pmax表示需求为0时,第τ种消费品的最高定价。N表示消费品种类，则企业对第τ种消费品的需求函数可以表示为：

(3)

式(3)中，M表示市场规模，即消费者数量。

假定企业的生产函数为：

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

(10)

(11)

(12)

式(13)～(16)中，下标hj表示从h国出口至j国，μ表示冰山贸易成本且大于1，表示综合要素成本，从而可以得到企业在两个市场的利润：

(13)

(14)

(15)

(16)

在市场可以自由进入条件下，正如Melitz和Ottaviano所述，企业进入市场，必须支付一定的沉没成本，企业可以观测到自己的边际成本cf和生产率分布G(c)[4]。给定自由进入条件下，均衡时企业的预期利润为零，即：

(17)

(18)

进一步可以求出自由进入条件为：

(19)

(20)

式(19)～(20)中，k为效率参数。出于简化分析的需要，将外国和本国假设为镜像国家。那么对于既有出口又有内销的企业来说，本文根据产量来计算权重，然后采用加权的方式计算得到企业成本加成率平均值，最终得到：

(21)

继续推导可以得到产业集聚对非出口企业成本加成率的影响效应：

(22)

对式(21)求导，可以得到产业集聚对出口企业成本加成率的影响：

(23)

(24)

根据式(22)～(24)可知，不管是出口企业的成本加成率还是非出口企业的成本加成率都受到两方面的影响，一方面是产业集聚通过知识外溢效应、劳动力共享效应和技术外溢效应提升企业的全要素生产率,即集聚效应；另一方面产业的集聚超过了区域的承载量会带来环境恶化、生产投入要素价格上涨、交通拥堵等过度竞争的问题，导致企业定价能力降低和生产率下降，即拥挤效应。综上分析：产业集聚对企业成本加成率的影响效应是促进还是抑制，取决于拥挤效应和集聚效应这两种相互对立势力的博弈，据此提出如下假设：

假设1a：集聚效应占主导时，产业集聚促进成本加成率的提升；

假设1b：拥挤效应占主导时，产业集聚抑制成本加成率的提升。

在中国经济与制度转型的背景下，由于中国各地区在地理、历史、文化以及自然资源禀赋方面存在明显的差异，会导致各地区的制度演化和收敛的初始条件存在差异。这些差异会影响中国各地区制度环境的培育和发展进程，进而有可能导致各地区的制度环境存在明显的差异。那么，企业所在地区制度环境是否会影响产业集聚对企业成本加成率的影响效应，即是否存在交互效应，值得进一步探究。

产权保护、合约实施等制度方面的因素对企业行为和经济绩效的影响受到学界的广泛关注。通过对现有文献的梳理和总结可以发现，制度因素主要通过以下几个途径影响企业成本加成率：一是通过影响生产率(边际成本)进而影响企业的成本加成率。劳动分工是生产率进步的重要推动力，但在劳动分工细化的过程中，随之产生了诸如合约关系增加、协调成本上升等限制劳动分工进一步深化的弊端，Costiont的理论模型指出，良好的地区制度环境能够有效地降低分工深化带来的弊端，有助于劳动分工进一步精细化[12]。Hart和Moore在不完全合约理论分析中指出，合约的不完全性会导致投资方在事后谈判中被“敲竹杠(holdup)”的风险增加，引致投资效率低下，而地区制度环境完善的地区可以降低被“敲竹杠(holdup)”的风险，提升投资效率，最终有利于生产率的提升，进而对成本加成率产生正向影响[15]。盛丹和王永进通过构建理论模型指出，外资在选择区位和签订合约时，良好的地区制度环境是其考虑的重要因素，外资进入带来的竞争压力、模仿示范效应和产业联动效应等都有助于本土企业生产率的提升[14]。二是通过影响企业的定价能力进而影响企业的成本加成率。中国在逐渐对外经济开放过程中，面临一个较为突出的现象是各地区在财税上的“锦标赛竞争”，这使得不同地区之间存在严重的市场分割和地方保护现象，抑制了企业的自主定价能力。与位于制度环境较差的地区相比，在制度环境越完善的地区，企业的定价能力越强。因为地方保护严重的地区，企业间的合约不能得到完全实施，会造成产品价格扭曲，出于利润最大化的考虑，合作者更愿意与地区制度环境完善地区的企业签订合约。综上分析提出如下假设：

假设2a：假设1a成立下，地区制度环境的改善强化了产业集聚对成本加成率的促进作用。

假设2b：假设1b成立下，地区制度环境的改善有助于缓解产业集聚对成本加成率的抑制作用。

三、计量模型、指标测度与数据处理

(一)计量模型的设定

为检验产业集聚对成本加成率的影响效应，本文借鉴Zhao的研究思路[9]，选取其中有代表性的企业层面指标作为控制变量，设定如下计量模型：

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

(25)

式(25)中，f、i和t分别刻画企业、行业和年份。mkpfit是本文的被解释变量成本加成率，它反映了企业在市场上的定价能力，具体测算方法将在下文详细介绍。aggit是本文的核心解释变量，表示县级三分位行业产业集聚程度指标，将在下文详细介绍具体的测算方法。Xfit表示企业层面控制变量，具体包括：是否外资企业虚拟变量(fdi)、是否国有企业虚拟变量(state)、企业规模(scale)、企业人员工资(wage)、企业年龄(age)和融资约束(finance)。βi、βR、βt和βf分别表示行业、地区、年份和企业固定效应，εfit表示随机扰动项。

本文将地区制度环境变量(zhiduRt)以及其与产业集聚的交乘项(aggit×zhiduRt)添加到基准模型式(25)中，以此来考察产业集聚对企业成本加成率的影响效应是否受地区制度环境的影响，得到如下扩展计量模型：

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

(26)

式(26)中，zhiduRt为t时期R地区的制度环境指数，具体使用如下公式来计算：zhiduRt=markindex(1-semg),其中markindex用来刻画市场化指数，详细数据来自樊纲等编制的中国市场化报告指数[16](P263)；semg是借鉴陆铭和陈钊的价格指数法计算的市场分割指数[17]。在式(26)中，交乘项(aggit×zhiduRt)的系数α2刻画了产业集聚与地区制度环境对企业成本加成率的交互作用，如果α2大于0且显著，表明二者在影响成本加成率方面存在互补性，即在地区制度环境越完善的地区，产业集聚对企业成本加成率的抑制作用越小，这是本文关注的重点。

(二)关键指标测算

1.成本加成率的测算

本文借鉴De Loecker和Warzynski(2012)的方法来测算制造业企业成本加成率[1]。首先，本文假设企业的生产函数为柯布-道格拉斯函数，在此基础上获取测量误差和估计产出；其次，根据全要素生产率的变化规律，估计出所有方程参数；最后，由于真实的产出数据和实际观测到的产出数据可能存在误差，本文假定真实的产出数据与实际观测到的数据满足lnQft=lnyft+ϑft。考虑t时期企业f成本最小化问题，假定如下拉格朗日函数：

(27)

(28)

即t时期企业f的成本加成率等于劳动产出份额和产出的劳动弹性的比值。最后将生产函数的估计回归残差和参数的估计值代入式(28)，即可以得到企业成本加成率的估计值。

2.产业集聚(aggit)指标的测算

产业集聚的衡量指标主要包括区位熵指数、Gi指数、EG指数、DO指数和M指数等[18]。区位熵与其他指标相比具有能够反映各种要素的空间分布、不受区域规模的影响、易于理解以及计算方便等优点，因此本文借鉴Rosenthal和Strange的研究[18],采用区位熵测度产业集聚程度，测算公式如下：

(29)

式(29)中，LfiRt刻画f企业t年i行业在R地区的就业人数，LRt刻画R地区在t年制造业的就业人数，Lit刻画全国i行业在t年的就业人数，Lt刻画在t年全国所有制造业的总就业人数。需要说明的是，使用就业人数测算产业集聚程度具有以下优势：就业人数不具有货币价格属性，各年具有可比性，无需进行跨期调整；工业企业数据库中企业就业人数统计连续性较强；Ciccone和Robert认为，所有经济活动都是由人来完成，从业人员的聚集更能反映经济活动的集聚现象，国际上关于产业集聚的研究大部分都是使用从业人员数据，因此使用从业人数来研究产业集聚，既符合国际惯例又可以与国际上的研究结果进行比较[19]。为了保证研究结论的可靠性本文还测算了Gi指数和EG指数等产业集聚的不同衡量指标进行稳健性检验。

(三)数据说明

本文利用1998～2007年的中国工业企业数据库，其统计了全部国有企业和规模以上的非国有企业，涵盖了企业基本信息、财务状况和生产状况等指标。本文参照Brandt的做法对工业企业数据库进行处理[20]。具体做法如下：首先，剔除关键指标如总资产、就业人数和销售额等的异常值样本；其次，剔除不满足规模以上样本；再次，剔除一些明显违反会计准则的样本，如流动资产大于总资产、固定资产净值大于总资产，或者当期折旧大于累计折旧；最后，本文以1998年为基期的出厂价格指数对工业增加值进行平减，以1998年为基期的固定资产投资价格指数对固定资产进行平减，平减指数均来自《中国统计年鉴》。

四、 基准实证检验结果分析

(一)基准回归结果

表2第(1)列中仅将核心解释变量产业集聚放入回归方程，回归结果表明产业集聚程度上升显著抑制了企业的成本加成率。由加入企业规模回归后的第(2)列结果可知，企业规模系数显著为正，意味着规模越大的企业其成本加成率越高，可能的原因是规模大的企业，更容易获得规模经济，其产品在市场上具有更强的自主定价能力。继续加入企业年龄进行检验(结果见第(3)列)发现，企业年龄的系数在1%的水平上显著为负，表明年龄越大的企业成本加成率越低，可能的解释为：一是企业的生产设备随着企业年龄的增长会出现老化；二是企业随着年龄的增长可能会怠于技术的革新，这两方面都会引致企业生产率下滑。将融资约束加入第(4)列回归发现，融资约束的系数在1%的水平上显著为负，表明融资约束对成本加成率具有负效应。第(5)列则在第(4)列的基础上加入人员工资发现，人员工资系数显著为负，表明人员工资越高的企业其成本加成率越低，可能的解释是较高的人员工资导致人力成本上升，最终引致企业成本压力增加，进而抑制了企业的定价能力。第(6)列在第(5)列的基础上加入是否外资企业和是否国有企业虚拟变量，检验结果表明外资显著促进了企业成本加成率的提升，原因是外资企业相对于本土企业本身具有更高的技术特征且依托于良好的市场体制；国有企业显著抑制了企业的成本加成率，由于历史的原因，国有企业长期受到计划经济体制的保护，总体来说它们缺乏技术革新的动力。综上分析，在考虑企业层面控制变量的影响后，产业集聚抑制企业成本加成率的结论不变，且系数波动小，表明本文的检验结果具有较好的稳健性。综上，假设1b得到了验证。

表1 主要变量定义和数据来源说明

表2 基准回归

(二)产业集聚与地区制度环境的交互效应

为了考察结果的稳健性，本文采用逐步添加企业层面变量的方法来进行考察。表3第(1)列不纳入任何企业层面控制变量，从检验的结果来看，本部分最为关注的交乘项(aggit×zhiduRt)的估计系数为正，但是不显著，表明在不考虑企业层面变量时，不能获得产业集聚对成本加成率的影响会受到地区制度环境影响的结论。在表3第(2)～(5)列中逐步添加企业层面控制变量后发现，交乘项(aggit×zhiduRt)的估计系数大部分显著为正，且估计系数的大小和显著性水平逐步提升。从表3第(5)列的估计结果来看，交乘项(aggit×zhiduRt)的回归系数在5%的水平上显著，表明制度环境越好的地区，产业集聚对企业成本加成率的抑制作用越小，即地区制度环境有利于缓解产业集聚对企业成本加成率的抑制作用。此外，本文还发现地区制度环境变量(zhiduRt)的估计系数在5%的水平上显著为正，这表明制度环境显著提升了企业成本加成率。假设2b得到了验证。

表3 产业集聚与地区制度环境的交互效应

(三)内生性检验

核心解释变量与被解释变量之间会因为企业的自选择问题和逆向因果导致内生性问题。本文借鉴王永进等的研究方法[21]，选取1995年县级企业数量的历史数据构建产业集聚的工具变量，在此基础上采用工具变量两阶段法进行估计。由表4的第(1)和(3)列的检验结果可知产业集聚对企业成本加成率具有抑制作用，且通过了1%的显著性检验，地区制度环境显著促进了成本加成率的提升。根据已有文献的做法，本文还选择产业集聚的滞后一期作为工具变量进行检验，根据表4中的第(2)和(4)列检验结果可知产业集聚同样显著抑制了企业成本加成率。工具变量有效性检验发现，KP-LM统计量和Wald rk F统计量均在1%的水平上显著，意味着拒绝了识别不足工具变量原假设和弱工具变量原假设。综上分析可知，在用工具变量法控制逆向因果导致的内生性问题后，本文的核心结论依然稳健。

(四)稳健性检验

1.不同情形下的成本加成率的衡量

在上文的检验分析中，本文用函数法测算企业的成本加成率，出于稳健性的考虑，这里用会计法重新测算成本加成率。具体测算方法如下：

(30)

表4 内生性检验

式(30)中p、c、va、pr和ncm分别表示企业产品单位价格、边际成本、工业增加值、支付的工资总额以及净中间投入。表5中第(1)和第(5)列列示了用会计法测算成本加成率的检验结果，发现产业集聚系数显著为负，产业集聚与地区制度环境的交乘项显著为正。此外，上文的基准检验分析中，本文采用成本加成率测算的原始值进行检验分析，出于平稳性考虑，这里对原始测算值进行取对数处理加入到回归方程中，结果列于表5中的第(2)和第(6)列中。替换核心被解释变量的检验结果都表明产业集聚与成本加成率存在负相关关系。上述分析表明，本文核心结论不因成本加成率的测算方法不同而有所差异。

2.不同测算方法下的产业集聚指标。

在上文的回归分析中，本文采用区位商来衡量产业集聚度，考虑检验结论的可靠性，这里尝试用Gi指数和EG指数来构造产业集聚度指标，具体测算公式如下：

(31)

(32)

式(31)～(32)中，上标R和下标i分别表示地区和行业。Hi为三分位行业的赫芬达尔指数，反映行业i的企业规模分布或竞争程度状况。其他字母与上文表示的含义一致。Gi指数和EG指数的检验结果分别列示于表5第(3)、(7)列和第(4)、(8)列中，可见产业集聚的回归系数仍均在1%的水平上显著为负。上述分析表明本文核心结论不因产业集聚程度测算方法不同而有所差异。

(五)分样本回归

1.所有制异质性分析

本文借鉴Lu和Yu的研究思路[22]，根据外商资本(包括港澳台)占实收资本的比重将总样本划分为外资企业和本土企业。表6的第(1)(2)列分别汇报了外资企业和本土企业的回归估计，结果表明产业集聚对不同所有制企业的成本加成率的影响均显著为负，根据回归系数绝对值的大小可知，产业集聚对本土企业成本加成率的抑制作用要强于外资企业。可能的原因是外资企业在选址时，产业的地理集聚是其考虑的重要因素。在行业内，同一地区的本土企业是外资企业的跟随者，以外资企业为中心形成的产业集聚引致本土企业间同质竞争加剧，所以表现出产业集聚对本土企业的抑制作用要强于外资企业。

表5 稳健性检验

2.行业竞争程度异质性分析

根据BEJK的理论分析，企业的定价能力受行业竞争程度影响，因此产业集聚对成本加成率的作用方向和程度可能会受到企业所在行业竞争程度的影响[23]。本文借鉴钱学锋等的研究思路[24]，计算企业所在行业的三分位赫芬达尔指数并将低于均值的行业定义为高竞争行业，反之则为低竞争行业。表6中的第(3)和第(4)列分别列示了高竞争行业和低竞争行业的回归估计，产业集聚的回归系数均显著为负，表明产业集聚抑制了不同竞争程度行业的企业成本加成率；根据回归系数绝对值的大小可知，产业集聚对成本加成率的抑制作用在高竞争行业更为明显。可能的解释是在高竞争行业中，大量性质相似的企业集中在某一区域加剧了企业之间的竞争，进而降低了企业的定价能力，所以表现为产业集聚对高竞争行业的抑制作用要强于低竞争行业。

3.出口企业和非出口企业的异质性分析。根据企业的生产率状况，企业被区分为出口企业和非出口企业。因此，本文将总样本划分为出口企业和非出口企业样本，来检验产业集聚对成本加成率的影响差异。表6中的第(5)和第(6)列列示了出口企业和非出口企业的回归估计。结果显示产业集聚对出口企业和非出口企业的成本加成率有抑制作用，根据回归系数绝对值的大小可知，产业集聚对出口企业的成本加成率的抑制作用要大于非出口企业。原因是出口企业主要分布在我国的东部沿海地区，而东部沿海地区由于存在自然资源禀赋、政府政策和基础设施等因素优势，大量出口企业集聚于此，加剧了出口企业的竞争，降低了出口企业的定价能力，最终表现为产业集聚对出口企业成本加成率的抑制作用要大于非出口企业[25]。

表6 分样本分析

4.要素密集度异质性分析

考虑到不同要素密集型企业受产业集聚的影响程度可能存在差异。本文根据要素密集程度将总样本划分为劳动密集型、资本密集型和技术密集型子样本。回归结果列示于表7的第(1)～(3)列，结果显示产业集聚抑制了不同要素密集型企业的成本加成率。根据估计系数绝对值可知，产业集聚对技术密集型企业成本加成率的抑制作用最强，劳动密集型企业次之而资本密集型企业最弱。可能的解释是：技术密集型企业大多从事高新技术开发，区位选择时更多地关注知识的溢出效应，另一方面各地为了吸引高新技术企业落户本地，专门设立了高新技术园区。高新技术园区企业由于邻近效应，在产品生产上存在同质化现象进而降低了高新技术企业的定价能力。

5.地区层面异质性分析

中国的经济存在区域发展不均衡的现状，这可能导致产业集聚的影响存在差异，据此本文将总样本根据企业所在区域划分为东部、中部和西部三个子样本，分别进行回归，结果列示于表7的第(4)～(6)列中，回归结果显示：产业集聚均抑制了三个地区的成本加成率。根据回归系数的绝对值可知，产业集聚对东部地区企业的成本加成率抑制作用最强，中部企业次之而西部企业最弱。可能的原因在于：首先，东部地区拥有交通便利等基础设施优势，总体上的地理优势优于中西部地区；其次，东部地区最早实行对外开放，经济发展水平和制度完善程度也优于中西部地区，这使得我国工业布局由东向西呈递减式布局，产业密集程度也随之呈现由东向西递减。如上文所指大量企业集聚于东部，加剧了东部企业之间的竞争，进而降低了企业的定价能力，最终表现出对东部地区企业的成本加成率抑制作用最强。

表7 分样本回归

五、机制检验

(一)构建中介效应模型

虽然上文分析表明产业集聚抑制了企业的成本加成率，但是还没就影响机制进行深入的探讨。根据本文第二部分的影响机制分析，本文借鉴Lu和Yu的研究方法[22]，将全要素生产率(tfpfit)和企业产品价格(pricefit)作为中介变量，在此基础上构建如下中介效应模型对作用机制进行实证检验：

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)均与上文分析的模型一致。tfpfit表示t时期企业f的全要素生产率，用以刻画企业的边际成本，理由是边际成本与全要素生产率负相关，因此可以通过产业集聚对全要素生产率的影响间接地反映产业集聚对边际成本的影响。pricefit考察企业f在t时期的定价能力。指标构造借鉴Lu和Yu的研究思路[22]，根据全要素生产率与边际成本存在负相关关系，本文假设MRC=1/tfpfit,又因mkp=pricefit/MRC,进一步处理后可以得到企业产品价格的对数等于成本加成率的对数减去全要素生产率的对数。

(二)中介效应模型检验结果

1.产业集聚对成本加成率的机制检验

表8汇报了产业集聚对企业成本加成率的作用机制回归估计结果。第(1)列是以全要素生产率(tfpfit)作为被解释变量，检验结果显示产业集聚的回归系数在1%的水平上显著为正，这表明产业集聚对企业全要素生产率具有促进效应，降低了边际成本。理由是产业集聚通过知识共享、劳动力共享和技术共享等产生的“集聚效应”，提升了企业的全要素生产率。表8第(3)列是以企业产品价格(pricefit)作为被解释变量的回归，显示产业集聚的回归系数在1%的水平上显著为负，表明产业集聚对企业的定价能力具有抑制作用。可能的原因是产业集聚带来的“拥挤效应”加剧了区域内同质企业的竞争，进而引致区域内企业采取价格竞争策略。表8第(2)列和第(4)列汇报了被解释变量(mkpfit)对中介变量和其他自变量的估计，显示中介变量全要素生产率(tfpfit)的估计系数在1%水平上显著为正，表明全要素生产率提高(边际成本降低)明显促进了企业成本加成率提升；中介变量企业产品价格(pricefit)的回归系数在1%的水平上显著为正，表明企业定价能力提高有助于企业成本加成率提升。

值得注意的是，在基准模型中分别加入中介变量tfpfit(第(2)列)和pricefit(第(4)列)之后，与没有添加任何中介变量的基准模型(第(5)列)相比较，产业集聚的估计系数绝对值出现了一定幅度的改变，这意味着生产率和定价能力中介效应存在；进一步，在同时加入中介变量tfpfit和pricefit(第(6)列)之后，与第(5)列相比，产业集聚的估计系数绝对值变小。这充分表明企业生产率提高和定价能力降低是产业集聚影响企业成本加成率的重要渠道。此外，为了计算两种中介效应的大小，以便确定“全要素生产率”和“定价能力”在作用机制过程中到底哪个居于主导地位。本文借鉴高翔等的计算方法[26]，根据表8的回归结果计算得到“生产率”的作用为0.14，“定价能力”的作用为-0.38②。这表明定价能力(拥挤效应)对企业成本加成率的抑制作用大于生产率(集聚效应)的促进作用，最终表现为产业集聚对成本加成率具有抑制作用。

表8 影响渠道Ⅰ：中介效应检验

2.地区制度环境对成本加成率的机制检验

上文通过建立中介效应模型揭示了产业集聚通过集聚效应提高生产率，降低边际成本进而提高了企业的成本加成率；并通过拥挤效应加剧区域内企业的竞争，抑制企业的定价能力，进而抑制企业成本加成率提升。但是，集聚效应对成本加成率的促进作用小于拥挤效应对成本加成率的抑制作用，这就从产业集聚的视角解释了中国企业成本加成率下降的事实和机制。另外，本文还有一个重要发现，完善的地区制度环境在提高企业成本加成率的同时，对产业集聚对成本加成率的抑制起到了一定的缓解作用。下一步，本文将选择合适的中介变量构建中介效应模型来进一步检验其背后的作用机理。本文先考察地区制度环境提高成本加成率的渠道。结合表8的第(2)(4)(6)列可知，企业成本加成率主要由生产率与定价能力决定，即生产率提高(边际成本降低)与定价能力提高都有助于提高企业的成本加成率。本文通过设定式(37)和式(38)来检验生产率与定价能力是否是地区制度环境影响企业成本加成率的渠道：

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

(37)

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

(38)

表9第(1)列汇报了以生产率为因变量的回归估计结果。检验结果发现地区制度环境(zhiduRt)的估计系数在1%水平上显著为正，表明地区制度环境显著提升了企业的生产率。对此可能的解释是良好的地区制度环境通过深化劳动分工、缓解道德风险、提高投资效率对生产率产生正的影响。表9第(2)列汇报了定价能力对地区制度环境进行回归估计的结果，从回归的结果可知，地区制度环境(zhiduRt)的估计系数在10%的水平上显著为正，表明地区制度环境改善增强了企业的定价能力，主要原因是地区制度环境改善，缓解了国内市场分割对产品价格的扭曲。综上分析可知，地区制度环境通过提高生产率和提升定价能力的渠道促进了企业成本加成率提升。

3.交互效应检验

为了考察地区制度环境是否是通过促进生产率和定价能力的提升来缓解产业集聚对企业成本加成率的抑制作用，本文构建如下模型来进行实证检验：

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，交乘项(aggit×zhiduRt)的估计系数b3和c3是本文最为关注的。如果b3和c3显著为正，则表明地区制度环境越好，产业集聚对定价能力的抑制作用越小，对全要素生产率的促进作用越强，即地区制度环境降低了产业集聚对定价能力的抑制作用，强化了产业集聚对生产率的促进作用。由表9的第(3)和第(4)列可知，交乘项(aggit×zhiduRt)的回归系数显著为正，表明地区制度环境优化确实缓解了产业集聚对定价能力的抑制作用，强化了产业集聚对生产率的促进作用，对这一检验结果的可能解释是：一方面制度环境良好的地区吸引更多的外资投资或外资企业入驻，进一步提高了企业的生产率；另一方面如上文分析，地区制度环境缓解了国内市场分割对产品价格的扭曲，增强了企业的定价能力，这些均有助于缓解产业集聚对成本加成率可能带来的负面影响。进一步结合上文的检验结果(即生产率和定价能力是决定企业成本加成率的重要渠道)，不难得到地区制度环境通过提高生产率和企业定价能力，进而有助于缓解产业集聚对企业成本加成率的抑制作用。

表9 影响渠道Ⅱ：地区制度环境的影响

六、结论和政策建议

本文研究主要有以下发现：产业集聚抑制了企业成本加成率的提升，通过中介效应模型检验发现，产业集聚通过提高企业生产率对企业成本加成率具有促进作用，即集聚效应；还通过抑制企业的定价能力对成本加成率产生负面影响，即拥挤效应。但是集聚效应的促进作用小于拥挤效应的抑制作用，最终表现为产业集聚对成本加成率具有抑制作用；在制度环境越好的地区，产业集聚对企业成本加成率的抑制作用越小，即地区制度环境缓解了产业集聚对企业成本加成率的抑制作用。

本文的研究结论表明就企业成本加成率而言，产业集聚的拥挤效应居于主导地位，该结论对政府的产业政策具有重要的指导意义。政府应出台相应的政策引导企业合理集聚，在充分利用集聚效应的同时，避免出现过度集聚带来的拥挤效应；进一步深化中西部地区的改革，完善中西部地区的基础设施建设，为企业向中西部地区迁移创造条件，缓解东西部发展的不均衡状况；地区制度环境能够弱化产业集聚的拥挤效应，因此完善国内地区制度环境建设，打破国内市场分割，特别是西部欠发达地区的制度优化存在较大的改善空间。党的十九大报告明确提出：“对内要以打破地域分割和行业垄断、清除市场壁垒为重点，加快清理废除妨碍统一市场和公平竞争的各种规定和做法”，在此目标的指导下，应继续推进地区制度环境建设和深化国内市场一体化改革的进程，打破地方保护主义和行业垄断，减少地方政府对市场的干预，降低国内贸易成本，建立一个更加有机统一的国内大市场，形成以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局。

注释：

①由于篇幅限制，具体推导过程备索。