省际信任对构建全国统一大市场的影响研究

郑善强 周耀东

一、引言

党的二十大报告指出要“构建全国统一大市场，深化要素市场化改革”。全国统一大市场不仅有利于要素和商品的自由流动，促进区域间建立合理的产业梯度和分工体系，发挥规模经济的积极影响，而且有利于团结全国各区域经济力量，降低外部环境变化对市场的冲击，保障经济发展的稳定性。近年来国际形势发生重大变化，对外贸易在我国经济增长中的作用逐渐减弱①2012年至2021年间，中国进出口总额占国内生产总值的比重由45.33%下降至34.19%，最低时达到31.79%，对外贸易依存度呈现出较为明显的下降趋势。，构建全国统一大市场对于“增强国内大循环内生动力和可靠性”，“提高国际循环质量和水平”具有重要意义。20世纪90 年代以来我国统一大市场进程经历了从分割到缓和再到起伏震荡三个阶段（Young，2000；刘夏明等，2004）。党的十八届三中全会后，伴随着财税体制改革深化，地方财政收入占支出的比重由2014年的58.72%下降到2020年的47.56%，地方政府干预本地市场的能力有所减弱。我国地方市场分割问题尚未得到根本改善（贺颖等，2019；刘志彪等，2021），传统的理论将地方政府本地保护行为作为市场分割问题的原因（周黎安，2004；白重恩等，2004；曹春方等，2017），但上述现象与这一理论解释存在背离。也有学者从社会舆论（张先锋等，2021）、方言差异（刘毓芸等，2017）、风俗习惯（Maier，2002）等视角入手，提出我国市场分割问题可能存在一些非正式制度因素。

信任是在认识到自身行动可能存在的风险后，仍会对其他个体或群体的行为作出积极预期，并采取相应行动的心理状态（Deutsch，1958；辛素飞等，2013），信任关系的变化可能改变群体自发保护本地市场的决策，对地方市场分割的影响同样值得关注。本文从市场分割的非正式制度因素入手，聚焦省份间的信任关系，分析省际信任对构建全国统一大市场的影响逻辑，选取2015至2018年沪深A 股上市公司数据和同期中国综合社会调查（CGSS）数据构建省际信任指标①文内所有“省份”均表示我国省级行政单位。，实证研究省际信任对省份间市场分割的影响，有助于丰富对我国地方市场分割成因的认识，也有助于完善区域间信任机制，以低成本、可接受的形式加速全国统一大市场的形成。

与强调“政治锦标赛体制”下地方政府的本地保护行为不同，非正式制度因素的研究关注本地群体保护本地市场的自发因素，认为即使消除制度差异和政府干预等正式制度因素，市场分割仍然存在（Hsieh and Klenow，2009）。时间积淀所形成的区域间非正式制度差异，如方言差异、种族歧视、历史问题等，影响个体或组织间认同，提高地区间生产要素和商品流动的交易成本，形成市场分割问题（Head and Mayer，2000；Pendakur and Pendakur，2002）。信任作为一种非正式制度因素，其影响经济社会的途径和表现形式（Knack and Keefer，1997）也影响到市场分割的强度。从微观层面上，信任能够影响个体对厂商和交易环境的感知，对消费者支付意愿乃至实际的购买行为带来影响（Gefen，2000；Grabner-Kräuter and Kaluscha，2003）。从地区层面，区域间信任强度能够削弱政策和法律制度差异对资本要素流动的阻碍效应（Wu et al.，2014），改变企业经营、扩张和跨区合作的交易成本（刘凤委等，2009），以及地区间的经济和贸易联系（Xing and Zhou，2018；韦永贵、张艺川，2021）。

现有文献关于信任影响市场分割的研究存在以下不足：首先是将信任作为一个整体符号，忽略了信任的不同类型和来源。信任是多种观念、认知共同作用的产物，如果忽视信任的类型和来源，也就无法提出实际可行的引导政策。其次，信任指标的数据来源较为单一。现阶段，中国省际双边信任唯一的数据来源为2000年“中国企业家调查系统”（CESS）的问卷调查数据（杨继彬等，2021），跨时期匹配结果很难反映20年来我国区域间信任的巨大变化。

本文的边际贡献主要体现在三个方面：首先，挖掘市场分割的非正式制度因素，梳理省际信任的类型和来源。以心理学社会认同理论为基础，将省际信任分解为省份可信性和省际交互关系，提出省际信任形成的假说。其次，使用客观数据构建省际信任指标，丰富了信任研究的数据来源。借鉴会计和金融行业信用指标客观化的方法（Kohler et al.，2000；吴娜等，2017），使用各省份上市公司数据、CGSS数据和省际贸易数据构建信任指标，克服了现有数据来源单一、时效性不足等问题。最后，研究信任与政府干预之间关系，探讨正式制度因素对非正式制度因素形成的作用机理，并进一步分析了其对市场分割的影响，深化对我国地方市场分割成因的认识。

二、理论分析

（一）信任的假说

信任研究起源于社会心理学中“非理性期望”的概念，早期学者认为信任来源于施信方对受信方失信可能性的判断（Deutsch，1958；Hosmer，1995），这一过程取决于受信方的可信性、施信方的心理认知以及双方的交互关系（金玉芳、董大海，2004）。在受信方可信性的研究中，受信方可信性受到能力、诚实、制度约束等因素的直接影响（Deutsch，1973；Muller and Seligson，1994；Mechanic，1996）；在施信方心理认知的研究中，形成了认识发生论和相对易损性两种代表观点，认为成长环境会影响施信方的人生态度和风险观念，形成独特的心理认知，施信方人生态度越积极，对失信的损失越轻视，越容易产生一般性的正面社会认知，促进信任的形成（Erikson，1993；Sztompka，1999）。在双方交互关系的研究中，理性选择论从博弈视角解释了社会中广泛存在的“非理性信任”情景，即施信方倾向于“不加辨别地”信任熟悉程度较高的人，熟悉程度能够对双方交互关系产生积极影响，促进信任的建立（Axelrod and Hamilton，1981）。

社会认同理论将信任拓展到群体之中，认为群体间社会认同也是双方交互关系的重要组成部分。在评价群体失信可能性的过程中，群体强烈的社会认同意识带来内群体偏爱和外群体偏见，受信方与施信方交互关系趋向疏离，阻碍信任的建立（Ferrin et al.，2007；孙连荣、王沛，2019）。群体间社会认同是个体认知到他属于特定的社会群体，并认同这个群体给他带来的情感和价值（Tajfel，1978），分为社会分类、社会比较和积极区分三个阶段。首先个体依据某种可信性标准自我归类到某一个群体之中，随后依赖于群体间可信性特征的差别形成内群体偏好和外群体偏见，当这种差别得到群体间交互影响而消除或者削弱时，实现群体间信任关系的可能性增加。

省际信任是指我国各省份间的信任（林建浩等，2018），借鉴社会认同理论梳理群体信任形成的逻辑，并扩展到省际信任对市场分割的作用之中，认为省际信任是影响省际市场分割强度的重要的非正式制度因素，包括两个层面的影响，其一为省份可信性，即群体对省份内能力、诚实、制度等可信性特征的认可，为省份信任关系建立提供了可信性标准，可信性特征也可能成为外群体偏见的依据，影响地方市场的整合；其二为省份之间的认同程度，即交互关系，包括群体之间的熟悉程度和社会认同，是形成省际信任的“关键少数”，也是构建全国统一大市场的关键变量。

（二）研究假设

本文基于D-S 模型的设定和推论（Head and Mayer，2000；刘易昂、赖德胜，2016），构建地区市场的边界效应模型，阐述省际信任影响统一大市场形成的理论基础。假设一个大市场中存在K 个地区，市场内消费者的偏好服从CES 偏好且在地区内存在同质性（σ > 1）。地区i 与地区j 的贸易流量可以理解为两地区互相购买产品的最优消费数额，因此刻画两地贸易流量即求解地区总预算约束下的最优消费者效用Ui的问题①此处以制成品贸易为例，对于中间商品，使用下游生产者的生产函数替代消费者效用，仍推导出等价的估计方程。Head and Mayer（2000）的研究说明了下游生产者成本最小化的结果也符合公式（2）。。

其中，βij表示i 地消费者对j 地产品的偏好，Cijg为i 地区消费者购买j 地区产品g 的消费量，nj为j地区产品的种类数；Xi为i地区购买产品的总支出，即总预算约束。进一步计算出最优消费数额Xij。

最优化结果中Xij与nj、Pij、βij相关，表明研究地区间最优贸易流量，离不开对供应规模、实际价格和消费者偏好的分析。对供应规模的理解依托D-S 模型的经典推论（Insead，1991），在规模经济、厂商异质性、无技术壁垒的条件下，地区i 生产的产品总产量Yi由厂商产量q、产品种类ni、出厂价格Pi所决定。

实际价格Pij由两地贸易壁垒uij、j 地资本回报rj、运输成本d1-δi-δjij和j 地区商品出厂价格Pj共同决定。采用“冰山成本”刻画运输成本，其中dij为两地实际距离，δi、δj为交通基础设施建设情况，τ表示折算权重。

首先，考虑省份可信性对地方市场分割的直接影响。设消费者对外地商品初始的接受程度为α，将j 地区的可信性表示为复合函数γj，j 地区在各种信任来源中表现的可信性越强，γj越大，i 地区消费者对j地区产品的信任程度越高，消费者偏好就越强，得到消费者偏好βij，消费者偏好越强意味着消费者购买异地商品的意愿越不受阻碍。

进而得到最优条件下两地贸易总额Xij，如公式（6）。其中Ii为多边贸易阻力，反映了地区所有贸易伙伴具有的价格、距离、交通基础设施、经济规模等方面特征，对Ii对数化处理并去除自销产量，结果如公式（7）。

由于σ > 1，Mij与γj存在正相关关系，即j地区的可信性越强，i地区越信任j地区的商品，省份群体自发开展的本地保护越弱，i 地区消费者购买意愿强烈，两地贸易联系得到加强，市场分割的强度越弱，同理，Mji也具有相同效应。这说明两地贸易流量可能受到省份可信性的积极影响，形成省际信任影响地方市场分割的假设1。

假设1：省份可信性增强能够加强其他省份对本省份的信任，降低市场分割水平。

其次，考虑省份间交互关系的作用，分析熟悉程度和社会认同对地方市场分割的影响。省份间熟悉程度表示为ωij，与可信性的作用效果相似，ωij越高，i地消费者对j地商品的接受程度越高；而省份间社会认同的影响则略有不同，在社会分类阶段，i 地消费者按照所属地区进行自我归类，对本地区产生天然的情感和认同；在社会比较阶段，i地消费者会比较两地突出特征φi，φj以获得自尊；在积极区分阶段，社会比较强化了i 地消费者建立本地区优势的动机，带来思想意识层面自发的本地保护，造成对j地商品的群体偏见，省份信任关系表现为不信任；因此消费者偏好与天然接受程度α、权重系数θ（θ > 0）、省份间熟悉程度ωij和社会认同的作用|φi- φj| 有关。

此时最优贸易流量如公式（9），Mij与φi，φj不存在直接关联，而与存在负相关关系，即两地社会比较的差异越大，两地之间的最优贸易流量越小，市场分割越严重。

假设2：省份间交互关系所带来信任强度能够影响市场分割水平，省份间熟悉程度增强与群体偏见减弱能带来省际信任，促进市场整合。

进一步思考省际交互关系对省份可信性作用效果的异化。部分学者发现，群体规模扩大增加了判断群体可信性的难度（Elsner and Schwardt，2014），阻碍了依托群体可信性建立群际信任的作用路径；社会认同的形成改变了群体对其他群体可信性的感知与判断（辛素飞等，2013），经济状况、学历水平等可信性特征的直接影响可能失效，而是成为社会比较中外群体偏见的对象，从社会认同层面影响群际信任关系（Xin et al.，2016）。因此分析省份信任时，要考虑省份大样本和实验室小样本规模上的差别。可信性重要程度削弱可以理解为交互关系权重系数θ扩大，可信性特征成为社会比较对象意味着可信性函数γj与群体特征函数φj存在相似性，即φj= γj+ μj，其中μj表示与省份可信性无关的部分。

此时最优贸易流量表示为公式（11），对于φi> φj，随着θ 的增大，Mij与φj始终存在正相关关系，且系数逐渐扩大；对于φi< φj，随着θ的增大，Mij与φj的正相关关系逐渐减弱，当θ > 1时，Mij与φj表现为负相关关系。即当交互关系的重要程度超出可信性特征时，省份可信性对贸易流量的影响出现变化，在可信性较低的省份表现为正相关，可信性较高的省份则表现为负相关，此时可信性对市场分割的直接影响不再显著，而仅仅作为社会比较的对象，反而加剧了群体间偏见，可信性差距越大，外群体偏见越深，省份间要素流通受阻的程度越大，市场分割强度越高。

假设3：当省际交互关系的影响效果超过了省份可信性特征时，省份可信性可能成为群体社会比较对象，可信性差异带来群体身份认知的差别，影响省份间社会认同，加剧市场分割问题。

此外，公式（7）、（9）中贸易流量Mij与两地间贸易壁垒uij、两地距离dij、交通基础设施水平δi和δj、厂商所在地区的资本回报要求rj均存在关联，因此在设定实证模型时，将省际制度壁垒、资本回报率、实际距离、交通基础设施水平等作为模型的控制变量。

最后，考虑市场非正式制度因素与政府干预等正式制度之间可能的关联。梳理信任的来源，发现省际信任既包含了省份在文化、历史层面对信任对象的正面认知和积极态度，更有制度、经济层面对信任对象能力、才干和历史行为的肯定。地方政府以往实行的本地保护，如基础设施的建设、产业结构的规划、商业纠纷的判罚、投资优惠等，进一步强化了区域间经济、制度乃至文化层面上的特征差异，造成省份群体对外群体的偏见，不利于省际信任的建立，持续阻碍地方市场的整合。

假设4：地方政府所实施的本地保护可能会加剧区域间的特征差异，造成省份群体对外群体的偏见，阻碍省际信任的建立。

三、研究设计

（一）数据来源与指标设定

本文使用上市公司、综合社会调查和省际贸易数据刻画省份间信任①其中，海南省、新疆维吾尔自治区、西藏自治区、香港特别行政区、澳门特别行政区和台湾省的社会认同数据缺失，暂不讨论。，采用“相对价格法”测算省际市场分割程度，研究省际信任对构建全国统一大市场的影响。上市公司数据来自CSMAR 数据库2015-2018 年上市公司基本信息、公司财务、重大事件披露；中国综合社会调查数据来自CGSS 项目组2015年、2017年的家庭调查数据集；省际贸易数据来自《中国交通年鉴》国家铁路行政区域间货物交流情况；市场分割及主要控制变量的原始数据来自国家和各省份统计年鉴价格指数、国民经济核算、财政、人口、交通和对外经济贸易模块；地理位置信息来自百度地图开放平台，与国家基础地理信息中心数据进行核对。

1.省际信任

依托对信任来源的梳理，使用省份可信性和省份间交互关系衡量省际信任。省份可信性理解为省份在能力、诚实和制度方面的可信性，采用省份上市公司作为“标杆企业”计算，具体而言，公司商业信用价值反映了行业对其能力的认可程度（Kohler et al.，2000），克服了公司能力评价标准在行业间存在差异的问题，使用省内所有A股上市公司商业信用之和占营业总收入的比值衡量省份的能力可信性（Cre_c），其中公司商业信用价值=（应付票据+应付账款+预收款项）-（应收票据+应收账款+预付款项）；上市公司涉案情况反映了公司在履行合约上受到的质疑，使用省份上市公司在周期内未涉案的比例衡量诚实可信性（Cre_h），周期内未涉案比例=（1-涉案公司数/省份上市公司总数）*100%；案件受理情况能够反映制度规范对违约行为的干预程度，使用涉案案件受理率衡量制度信用（Cre_i），涉案案件受理率=[1-（撤诉案件数+不予受理案件数+驳回申请案件数）/上市公司涉案总数]*100%。省份间熟悉程度（Link）使用省份间贸易联系刻画，表示为省份区域间铁路货运发送量；社会认同（Identity）则使用CGSS 数据库中关于社会地位认知的调查数据，对“在目前这个社会上，您本人的社会经济地位属于哪一层”和“综合看来，在目前这个社会上，您本人处于社会的哪一层”等问题的回答进行清洗（刘一鸣等，2021），按平均值匹配到对应省份得到社会认同指标，并以固定的年变化率补充非调查年份数据；可信性差距（Gap）主要来自省份特征的社会比较和积极区分上，体现省份大样本中可信性成为社会比较的对象时，带来的省份群体身份认知差别，结合省际双边信任的非对称性（张维迎、柯荣住，2002），使用省份间各维度可信性差距的绝对值衡量。

2.市场分割

地方市场分割的指标采用相对价格法得到（毛其淋、盛斌，2012；臧铖等，2022）。具体步骤如下：（1）使用分类价格指数构建年份、省份和分类商品的三维面板数据集，其中t表示年份，i表示省份（N=28），k 表示价格指数统计中分类商品（K=8）；（2）使用省份间价格指数的对数差值表示一阶差分下的商品相对价格其中)即为i 省份k 类商品价格指数的对数形式，在商品维度求均值得到省份双边关联样本市场分割指标对省份间商品的相对价格进行去中心化处理，并在商品维度求解方差得到qij,t=，其均值为各省份市场分割指数

3.控制变量

控制变量设定在省份政府干预能力、外贸参与能力、交通状况、国有化状况和资本回报预期五个方面（范子英、张军，2010；曹春方等，2017；杨继彬等，2021）。政府干预能力主要体现在地方政府扶持（Gov）和财政分权（Fiscal）上，分别表示为省份政府财政支出扣除转移支付后占GDP的比重和预算内人均财政支出与全国数值的比值；外贸参与能力体现在省份参与对外贸易的便利性（Trade）上，使用省份省会城市与最近港口的直线距离表示；省份的交通状况体现在地理距离（Distance）和交通基础设施（Trans）上，分别使用省会间直线距离和单位面积等级公路保有量表示；国有化状况（Nation）使用省份内国有企业、城镇单位就业人员占总就业人员的比例表示；省份的资本回报预期体现在投资收益率（Interest）上，表示为周期内GDP增加值与固定资产投资的比值。

表1 核心变量定义与说明

（二）模型构建

结合理论模型推导结果构建实证模型。在省份综合样本上建立实证模型如公式（12），分析省份普遍受到的信任与该省市场分割指数的关系，检验假设1 和假设2；并将各省份样本“1 对1”匹配，得到省份双边关联样本，建立模型如公式（13）、（14）研究两省份可信性、交互关系对市场分割程度的影响，用于假设3的检验。

在综合样本回归中（公式12），Seg_ii表示市场分割指数，Cre_ci、Cre_hi、Cre_ii分别表示能力、诚实和制度方面的可信性，Identityi表示社会认同意识，Linki表示熟悉程度变量，Xi为体现省份特征的控制变量；在双边关联样本的回归中（公式13、公式14），Seg_gapij表示省份间市场分割程度，Gap_cij、Gap_hij、Gap_iij为省份间可信性的差距，Identity_gapij表示社会认同意识的差别，Linkij为省际熟悉程度，Distanceij则表示省份间地理间隔。

表2 选取变量的描述性统计

四、实证结果分析

研究省际信任对我国地方市场分割的作用和影响机理，主要进行三个步骤的实证分析。首先，使用综合样本回归公式（12），分析省份可信性、省际交互关系如何影响地方市场分割指数，验证假设1和假设2；其次，使用双边关联样本回归公式（13）、（14），分析在省份大样本中可信性缓和市场分割的作用效果是否发生改变，解释省份可信性可能的“失灵”现象；最后，构建省份政府干预差异和信任差别的交叉滞后模型，研究省际信任与地方政府干预间的因果关系，并对实证结果进行了稳健性检验和异质性分析。

（一）省际信任与地方市场分割

使用省份综合样本回归公式（12），分析省份可信性和交互关系所带来信任对市场分割的直接作用，回归结果如表3。第（1）列、第（2）列展示了省份可信性和省份市场分割指数的关系，Cre_c、Cre_h、Cre_i 的回归系数均不显著，表明在综合样本中，省份能力、诚实和制度可信性对市场分割指数的解释力度不强，不能直接缓和省份间市场分割问题，可能是由于省份群体规模较大，省份可信性具有较大的识别难度（Elsner and Schwardt，2014），群体可信性对市场分割指数的缓和作用受到削弱，或是成为省份群体社会比较的对象（Xin et al.，2016），以可信性的差距对市场分割产生影响；（3）、（4）列展示了省份间交互关系和市场分割的回归结果，Identity 的回归系数显著为正，表明省份的社会认同意识与市场分割指数正相关，省份群体对自身社会地位的认知增强，会造成对本省份商品的认同和对外省份商品的偏见，阻碍商品在省份间的流动，加剧省际市场分割；Link的回归系数显著为负，表明省份外界贸易关联紧密度和市场分割指数负相关，省份间熟悉程度提升能够有效促进区域市场的整合；（5）、（6）列中Identity 和Link 的回归结果未发生明显变化，Cre_c、Cre_h、Cre_i 的显著性较差，省份间交互关系对市场分割的作用仍然成立，省份可信性与市场分割指数的关联未能得到验证。省份综合样本的回归结果表明，省份间交互关系所带来信任能够直接影响市场分割，省份社会认同意识的增强会加剧市场分割情况，熟悉程度增加则能够有效缓和地方市场分割；省份可信性对市场分割的影响显著性较差，可信性如何影响地方市场的整合还有待进一步探索。

表3 基准回归1：省份综合样本回归结果

进一步讨论省份可信性对市场分割的影响，解释综合样本回归中省份可信性“失灵”的现象，使用双边关联样本对公式（13）进行回归，表4 中higher 表示可信性中较大值的回归结果，lower 表示较小值的回归结果。（1）-（4）列中Cre_c、Cre_h、Cre_i 的回归系数存在明显的共同特征，其较大值的回归系数均为正，较小值的回归系数均为负，两种省份能力、诚实和制度可信性对省际市场分割的影响方向并不一致，对于可信性较低的省份，可信性提升能够有效缓和省际市场分割；对于可信性较高的省份，可信性提升非但不能促进两省份市场整合，反而会进一步加剧两地市场分割问题，且双边样本中回归结果显著也表明省份群体对可信性的识别仍然有效，可信性特征可能成为了社会比较的对象，可信性差距较大意味着省份间不信任，阻碍商品的流动，不利于省份市场整合。（3）、（4）列回归结果中，Identity的系数为正值，Link的系数为负值，社会认同和熟悉程度对市场分割的作用未发生明显改变，在社会认同方面，省份群体依据社会地位认知开展积极区分，造成对本群体的偏爱和对外群体的偏见，削弱省份群体间的信任水平，加剧市场分割；省份间紧密的贸易关联则意味着较高的熟悉程度，促进省份群体间建立信任关系，有利于地方市场的整合。

表4 基准回归2：双边关联样本回归结果

双边关联样本回归中可信性较大值、较小值对市场分割影响的差别表明，在省际市场整合过程中可信性并非越高越好，省份间市场分割水平可能与可信性的差异有关，使用公式（14）分析省份间可信性差异与市场分割水平的关系。在表4 第（5）列中，Gap_c、Gap_h、Gap_i 的系数显著为正，表明省份可信性差距与市场分割存在正相关关系，省际市场分割水平不再取决于单独某个省份的可信性，但是会受到双方可信性差距的影响，验证了假设3 中省份可信性特征对构建统一市场的作用效果；第（6）列中Gap_c、Gap_h、Gap_i对Identity的回归系数均为正值，表明省份可信性差距与社会认同的差别正相关，解释了综合样本中省份可信性“失灵”的现象，即省份较大的群体规模降低了可信性在省际信任中的重要程度，省份可信性成为建立社会认同的比较对象，可信性差距增大会造成社会认同上的差别扩大，加深省份的外群体偏见，阻碍省份间统一市场的形成。基准回归结果表明，省份间交互关系带来信任对地方市场分割的解释力度较强，省份群体社会认同趋近和熟悉程度提升均能有效缓和市场分割问题；在省份群体积极区分和社会比较的过程中，省份可信性对市场分割的直接作用并不显著，但是会成为社会认同建立过程中的比较对象，可信性差距会带来群体社会认同的差别，不利于统一市场的形成。

（二）地方政府干预的持续影响

进一步研究非正式制度因素与政府干预等正式制度壁垒间可能的关联，设计省份间地方政府干预差异和信任差别的交叉滞后模型（CLPM）。交叉滞后模型依托两个变量在多时点的测量数据展开交叉回归，通过回归结果的滞后关系确定原因变量和结果变量，挖掘变量间的因果关系。相较于格兰杰因果检验等传统方法，CLPM 对数据周期的要求相对宽松，更符合本文（T=4）的研究需求。在模型设计上，地方政府干预差异采用双边关联样本中政府财政扶持差值和财政分权差值两个指标，省际信任差别则包括社会地位认知差异和可信性差异两部分。

分析结果如图1，在8组交叉滞后分析中，模型的P 值均小于0.1，TLI值和CFI值均超过0.9，相关系数a1、a2、a3 均显著，表明8 组CLPM 模型拟合程度良好，变量通过同步相关检验和稳定性相关检验。图1（1）-（4）展示了Gov_gap 和Identity、Gap_c、Gap_h、Gap_i 的交叉滞后分析结果，发现滞后Gov_gap 的标准化路径系数b2 均显著为正，滞后Identity、Gap_c、Gap_h、Gap_i 的路径系数b1 未能通过显著性检验，表明财政扶持差异扩大会带来省份群体认同上的隔阂，也会导致省份间能力、诚实、制度可信性的差异，滞后信任差异则无法解释政府财政扶持的差别，政府财政扶持差距是原因变量，省份间的社会认同和可信性差别为结果变量；同理，图1的（5）和（6）中滞后Fiscal_gap的系数b2显著为正，滞后Identity、Gap_c 的系数b1 未能通过显著性检验，表明财政分权差异同样为省份间社会认同、能力可信性差异的原因；图1的（7）和（8）中滞后Gap_h、Gap_i的系数b1显著为正且均小于b2，表明省份间财政分权差异和诚实、制度可信性差别存在相互的因果关系，但与可信性差别引起财政分权差异相比，财政分权差异更能解释省份间诚实、制度可信性的差别。交叉滞后分析的结果表明省份间正式制度壁垒与省际信任间存在因果关系，地方政府在干预水平、财政分权程度方面的本地保护差异，会加剧省份群体经济、制度等特征上的差别，带来省份社会认同和可信性的差别，造成对外群体的不信任，给省际市场商品的自由流通带来阻碍，加剧市场分割问题。

图1 地方政府干预与社会认同的交叉滞后分析图

（三）稳健性检验

基准回归的稳健性问题可能在于指标设计和异常值处理两方面，为了增强估计结果的可信度，采用替换被解释变量、变更核心解释变量、替换回归模型以及提高样本集中度的方法开展稳健性检验，结果见表5。在指标设计方面，第（1）列展示了替换被解释变量的检验结果，“相对价格法”对指数形式的价格信息进行对数化和方差处理，增加了市场分割指标表现商品价格差异的难度，故使用贸易流量法计算市场分割水平进行稳健性检验，将省份当期区域间铁路货运发送量和省份间相互的铁路货运发送量之和替代基准回归的市场分割指标，发现省际信任对市场分割的作用和影响机理未发生改变。第（2）列展示了变更核心解释变量的检验结果，基准回归中社会认同指标来自中国综合社会调查2015、2017 年的问卷结果，采用固定变化率的原则填充缺失年份，考虑到社会认同反映了群体较长时间的整体意志，在样本周期内不易产生大幅度变化，故采用2017年省份群体的社会认同意识作为社会认同指标，检验结果均与基准回归保持一致。

核心变量的异常值主要来自部分省份分类价格指数的口径变动，第（3）列展示了提高样本集中度的检验结果，在省份市场分割指数的描述性统计中，高出平均值20%的样本占比约为4%，低于平均值20%的样本占比约为7%，因此以去除较大值、较小值各5%的比例构建新样本，降低异常值对回归结果的影响，结果通过稳健性检验。第（4）列展示了中位数回归的检验结果。与传统回归估计关注解释变量对被解释变量条件均值的影响不同，采用分位数回归模型进行稳健性检验，消除极端值对回归结果的影响，估计结果与基准回归一致，通过稳健性检验。

（四）异质性分析

采用细分市场和地区的方法开展异质性分析。依据价格指数统计的八个主要部门，将商品市场划分为生存型和发展型商品市场，分别反映居民衣食住行需求和自我保护与发展需求的市场特征。异质性分析结果如表6，在细分市场样本中，生存型商品市场Gap_c、Gap_h 的回归系数较大，发展型商品市场Gap_i的回归系数较大，细分市场分割受到省份可信性的影响存在一定差异，考虑到回归模型变量均为标准化指标，系数值大小具有边际上的意义，生存型商品市场分割受到省份间能力、诚实可信性差异的影响较大，发展型商品市场整合则主要受省份间制度可信性差异的影响，可能由于各省份对生存型商品质量的认知和处罚标准较为统一，更多关注合作省份能力和诚实方面的可信性，以确保合约有效执行，发展型商品概念较广，在合约发生争议时，难以形成客观、统一的评价标准，为了降低交易成本，省份更倾向于与具有相似评价标准和处罚方案的省份合作。

表6 异质性分析结果

地区样本的分类主要参考国家统计局发布的《东西中部和东北地区划分方法》，考虑中部地区和东北地区样本量不足，将东北地区样本加入东部地区，中部与西部地区样本合并，形成细分地区样本。在分析结果中，东部地区省际信任与市场分割的关系发生较大变动，Cre_c、Cre_h、Cre_i 的回归系数均显著为负，而Identity和Link的回归系数未通过显著性检验，表明东部地区省份可信性能够促进统一市场的形成，而省际交互关系的作用不再显著，可能是由于东部地区市场交易规则相对完善，形成了较为统一的可信性评价标准，贸易双方更关注省份在能力、诚实和制度上的可信性；中西部地区样本中Cre_c、Cre_h 的显著性较差，表明中西部省份能力、诚实可信性对市场分割的解释力度较差，区域市场整合主要受到制度可信性和省份间交互关系的影响；东西部地区间市场的回归结果则与总样本基本相同。

五、结论与建议

依托社会心理学假说解构省际信任的主要维度，构建省份边界效应模型考察省际信任影响全国统一大市场形成的经济逻辑。发现省际信任包括了省份可信性和省份间交互关系，可信性表现为省份在能力、诚实、制度方面的信用，交互关系则体现在省份间熟悉程度和社会认同意识上；可信性和交互关系所带来的信任能够增强消费者、中间厂商偏好，削弱省份群体自发保护本地市场的动机，促进地方市场的整合，省份间熟悉程度提升和社会认同意识减弱均能有效降低市场分割水平，省份可信性则存在两种可能的作用效果，一方面省份可信性可能带来其他省份的信任，降低市场分割，另一方面省份可信性可能成为省份群体社会比较的对象，可信性差异造成群体身份认知的差别，导致省份群体对外群体的不信任，不利于地方市场的整合。

使用2015—2018年上市公司数据、中国综合社会调查数据和区域贸易数据，构建我国28个省份的省际信任指标，实证研究省际信任对我国地方市场分割的作用和影响机理，讨论地方政府干预带来的正式制度壁垒与省份间信任缺失的关联。实证结果表明：省份间交互关系带来的信任有利于省份间统一市场形成，熟悉程度越高、省份群体意识越淡薄，省际市场分割水平越低；省份可信性对市场分割的直接影响并不显著，但是会成为省份群体社会比较的对象，可信性差距缩小能够有效缓和地方市场分割；交叉滞后分析表明地方政府干预不同是省份间可信性差异和群体间认同差别的原因变量，政府干预市场的行为对省际市场的不信任具有一定解释能力，加剧了省份间市场分割问题。

研究结果存在一定的政策含义：首先，省际交互关系带来的信任能够降低市场分割水平，推动构建全国统一大市场不仅要重视对地方政府本地保护行为的限制，也要重视省份间信任的培养，通过加强舆论引导，常态化开展行业展销会等方法，削弱省份群体的外群体偏见，提高省份间熟悉程度，发挥省际信任对市场整合的积极影响；其次，省份间可信性差异会加剧市场分割问题，可以通过建立异地商会，组建跨区域仲裁机构，统一省份间执法标准等手段缩小省份间可信性的差异，缓和省份间市场分割问题；最后，地方政府以往实施的本地保护仍通过社会认同影响省份间市场分割，在限制地方政府干预本地市场的同时，还可以通过公开政府采购供应商名单，发布跨省份经济纠纷典型案例等方法，削弱已经发生的政府干预所带来的贸易阻力，促进国内统一大市场的形成。

本文存在进一步研究的空间：（1）受限于数据，未能直接验证省份间不信任造成“消费偏好变化”等自发的本地保护，省际信任降低市场分割的作用机制是进一步研究的方向之一；（2）历史文化积淀使得我国存在着有别于省际信任的传统信任关系，以浙商、晋商等商业团体为代表的传统信任圈，在信任建立、产业集聚、商品和要素流通等方面的特征值得重点关注，传统信任关系在全国统一大市场形成中的作用也需要进一步研究。