鄭善強(qiáng) 周耀東

一、引言

黨的二十大報(bào)告指出要“構(gòu)建全國統(tǒng)一大市場，深化要素市場化改革”。全國統(tǒng)一大市場不僅有利于要素和商品的自由流動，促進(jìn)區(qū)域間建立合理的產(chǎn)業(yè)梯度和分工體系，發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)的積極影響，而且有利于團(tuán)結(jié)全國各區(qū)域經(jīng)濟(jì)力量，降低外部環(huán)境變化對市場的沖擊，保障經(jīng)濟(jì)發(fā)展的穩(wěn)定性。近年來國際形勢發(fā)生重大變化，對外貿(mào)易在我國經(jīng)濟(jì)增長中的作用逐漸減弱①2012年至2021年間，中國進(jìn)出口總額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重由45.33%下降至34.19%，最低時(shí)達(dá)到31.79%，對外貿(mào)易依存度呈現(xiàn)出較為明顯的下降趨勢。，構(gòu)建全國統(tǒng)一大市場對于“增強(qiáng)國內(nèi)大循環(huán)內(nèi)生動力和可靠性”，“提高國際循環(huán)質(zhì)量和水平”具有重要意義。20世紀(jì)90 年代以來我國統(tǒng)一大市場進(jìn)程經(jīng)歷了從分割到緩和再到起伏震蕩三個(gè)階段（Young，2000；劉夏明等，2004）。黨的十八屆三中全會后，伴隨著財(cái)稅體制改革深化，地方財(cái)政收入占支出的比重由2014年的58.72%下降到2020年的47.56%，地方政府干預(yù)本地市場的能力有所減弱。我國地方市場分割問題尚未得到根本改善（賀穎等，2019；劉志彪等，2021），傳統(tǒng)的理論將地方政府本地保護(hù)行為作為市場分割問題的原因（周黎安，2004；白重恩等，2004；曹春方等，2017），但上述現(xiàn)象與這一理論解釋存在背離。也有學(xué)者從社會輿論（張先鋒等，2021）、方言差異（劉毓蕓等，2017）、風(fēng)俗習(xí)慣（Maier，2002）等視角入手，提出我國市場分割問題可能存在一些非正式制度因素。

信任是在認(rèn)識到自身行動可能存在的風(fēng)險(xiǎn)后，仍會對其他個(gè)體或群體的行為作出積極預(yù)期，并采取相應(yīng)行動的心理狀態(tài)（Deutsch，1958；辛素飛等，2013），信任關(guān)系的變化可能改變?nèi)后w自發(fā)保護(hù)本地市場的決策，對地方市場分割的影響同樣值得關(guān)注。本文從市場分割的非正式制度因素入手，聚焦省份間的信任關(guān)系，分析省際信任對構(gòu)建全國統(tǒng)一大市場的影響邏輯，選取2015至2018年滬深A(yù) 股上市公司數(shù)據(jù)和同期中國綜合社會調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)構(gòu)建省際信任指標(biāo)①文內(nèi)所有“省份”均表示我國省級行政單位。，實(shí)證研究省際信任對省份間市場分割的影響，有助于豐富對我國地方市場分割成因的認(rèn)識，也有助于完善區(qū)域間信任機(jī)制，以低成本、可接受的形式加速全國統(tǒng)一大市場的形成。

與強(qiáng)調(diào)“政治錦標(biāo)賽體制”下地方政府的本地保護(hù)行為不同，非正式制度因素的研究關(guān)注本地群體保護(hù)本地市場的自發(fā)因素，認(rèn)為即使消除制度差異和政府干預(yù)等正式制度因素，市場分割仍然存在（Hsieh and Klenow，2009）。時(shí)間積淀所形成的區(qū)域間非正式制度差異，如方言差異、種族歧視、歷史問題等，影響個(gè)體或組織間認(rèn)同，提高地區(qū)間生產(chǎn)要素和商品流動的交易成本，形成市場分割問題（Head and Mayer，2000；Pendakur and Pendakur，2002）。信任作為一種非正式制度因素，其影響經(jīng)濟(jì)社會的途徑和表現(xiàn)形式（Knack and Keefer，1997）也影響到市場分割的強(qiáng)度。從微觀層面上，信任能夠影響個(gè)體對廠商和交易環(huán)境的感知，對消費(fèi)者支付意愿乃至實(shí)際的購買行為帶來影響（Gefen，2000；Grabner-Kr?uter and Kaluscha，2003）。從地區(qū)層面，區(qū)域間信任強(qiáng)度能夠削弱政策和法律制度差異對資本要素流動的阻礙效應(yīng)（Wu et al.，2014），改變企業(yè)經(jīng)營、擴(kuò)張和跨區(qū)合作的交易成本（劉鳳委等，2009），以及地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)和貿(mào)易聯(lián)系（Xing and Zhou，2018；韋永貴、張藝川，2021）。

現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于信任影響市場分割的研究存在以下不足：首先是將信任作為一個(gè)整體符號，忽略了信任的不同類型和來源。信任是多種觀念、認(rèn)知共同作用的產(chǎn)物，如果忽視信任的類型和來源，也就無法提出實(shí)際可行的引導(dǎo)政策。其次，信任指標(biāo)的數(shù)據(jù)來源較為單一?，F(xiàn)階段，中國省際雙邊信任唯一的數(shù)據(jù)來源為2000年“中國企業(yè)家調(diào)查系統(tǒng)”（CESS）的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)（楊繼彬等，2021），跨時(shí)期匹配結(jié)果很難反映20年來我國區(qū)域間信任的巨大變化。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在三個(gè)方面：首先，挖掘市場分割的非正式制度因素，梳理省際信任的類型和來源。以心理學(xué)社會認(rèn)同理論為基礎(chǔ)，將省際信任分解為省份可信性和省際交互關(guān)系，提出省際信任形成的假說。其次，使用客觀數(shù)據(jù)構(gòu)建省際信任指標(biāo)，豐富了信任研究的數(shù)據(jù)來源。借鑒會計(jì)和金融行業(yè)信用指標(biāo)客觀化的方法（Kohler et al.，2000；吳娜等，2017），使用各省份上市公司數(shù)據(jù)、CGSS數(shù)據(jù)和省際貿(mào)易數(shù)據(jù)構(gòu)建信任指標(biāo)，克服了現(xiàn)有數(shù)據(jù)來源單一、時(shí)效性不足等問題。最后，研究信任與政府干預(yù)之間關(guān)系，探討正式制度因素對非正式制度因素形成的作用機(jī)理，并進(jìn)一步分析了其對市場分割的影響，深化對我國地方市場分割成因的認(rèn)識。

二、理論分析

（一）信任的假說

信任研究起源于社會心理學(xué)中“非理性期望”的概念，早期學(xué)者認(rèn)為信任來源于施信方對受信方失信可能性的判斷（Deutsch，1958；Hosmer，1995），這一過程取決于受信方的可信性、施信方的心理認(rèn)知以及雙方的交互關(guān)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、誠實(shí)、制度約束等因素的直接影響（Deutsch，1973；Muller and Seligson，1994；Mechanic，1996）；在施信方心理認(rèn)知的研究中，形成了認(rèn)識發(fā)生論和相對易損性兩種代表觀點(diǎn)，認(rèn)為成長環(huán)境會影響施信方的人生態(tài)度和風(fēng)險(xiǎn)觀念，形成獨(dú)特的心理認(rèn)知，施信方人生態(tài)度越積極，對失信的損失越輕視，越容易產(chǎn)生一般性的正面社會認(rèn)知，促進(jìn)信任的形成（Erikson，1993；Sztompka，1999）。在雙方交互關(guān)系的研究中，理性選擇論從博弈視角解釋了社會中廣泛存在的“非理性信任”情景，即施信方傾向于“不加辨別地”信任熟悉程度較高的人，熟悉程度能夠?qū)﹄p方交互關(guān)系產(chǎn)生積極影響，促進(jìn)信任的建立（Axelrod and Hamilton，1981）。

社會認(rèn)同理論將信任拓展到群體之中，認(rèn)為群體間社會認(rèn)同也是雙方交互關(guān)系的重要組成部分。在評價(jià)群體失信可能性的過程中，群體強(qiáng)烈的社會認(rèn)同意識帶來內(nèi)群體偏愛和外群體偏見，受信方與施信方交互關(guān)系趨向疏離，阻礙信任的建立（Ferrin et al.，2007；孫連榮、王沛，2019）。群體間社會認(rèn)同是個(gè)體認(rèn)知到他屬于特定的社會群體，并認(rèn)同這個(gè)群體給他帶來的情感和價(jià)值（Tajfel，1978），分為社會分類、社會比較和積極區(qū)分三個(gè)階段。首先個(gè)體依據(jù)某種可信性標(biāo)準(zhǔn)自我歸類到某一個(gè)群體之中，隨后依賴于群體間可信性特征的差別形成內(nèi)群體偏好和外群體偏見，當(dāng)這種差別得到群體間交互影響而消除或者削弱時(shí)，實(shí)現(xiàn)群體間信任關(guān)系的可能性增加。

省際信任是指我國各省份間的信任（林建浩等，2018），借鑒社會認(rèn)同理論梳理群體信任形成的邏輯，并擴(kuò)展到省際信任對市場分割的作用之中，認(rèn)為省際信任是影響省際市場分割強(qiáng)度的重要的非正式制度因素，包括兩個(gè)層面的影響，其一為省份可信性，即群體對省份內(nèi)能力、誠實(shí)、制度等可信性特征的認(rèn)可，為省份信任關(guān)系建立提供了可信性標(biāo)準(zhǔn)，可信性特征也可能成為外群體偏見的依據(jù)，影響地方市場的整合；其二為省份之間的認(rèn)同程度，即交互關(guān)系，包括群體之間的熟悉程度和社會認(rèn)同，是形成省際信任的“關(guān)鍵少數(shù)”，也是構(gòu)建全國統(tǒng)一大市場的關(guān)鍵變量。

（二）研究假設(shè)

本文基于D-S 模型的設(shè)定和推論（Head and Mayer，2000；劉易昂、賴德勝，2016），構(gòu)建地區(qū)市場的邊界效應(yīng)模型，闡述省際信任影響統(tǒng)一大市場形成的理論基礎(chǔ)。假設(shè)一個(gè)大市場中存在K 個(gè)地區(qū)，市場內(nèi)消費(fèi)者的偏好服從CES 偏好且在地區(qū)內(nèi)存在同質(zhì)性（σ > 1）。地區(qū)i 與地區(qū)j 的貿(mào)易流量可以理解為兩地區(qū)互相購買產(chǎn)品的最優(yōu)消費(fèi)數(shù)額，因此刻畫兩地貿(mào)易流量即求解地區(qū)總預(yù)算約束下的最優(yōu)消費(fèi)者效用Ui的問題①此處以制成品貿(mào)易為例，對于中間商品，使用下游生產(chǎn)者的生產(chǎn)函數(shù)替代消費(fèi)者效用，仍推導(dǎo)出等價(jià)的估計(jì)方程。Head and Mayer（2000）的研究說明了下游生產(chǎn)者成本最小化的結(jié)果也符合公式（2）。。

其中，βij表示i 地消費(fèi)者對j 地產(chǎn)品的偏好，Cijg為i 地區(qū)消費(fèi)者購買j 地區(qū)產(chǎn)品g 的消費(fèi)量，nj為j地區(qū)產(chǎn)品的種類數(shù)；Xi為i地區(qū)購買產(chǎn)品的總支出，即總預(yù)算約束。進(jìn)一步計(jì)算出最優(yōu)消費(fèi)數(shù)額Xij。

最優(yōu)化結(jié)果中Xij與nj、Pij、βij相關(guān)，表明研究地區(qū)間最優(yōu)貿(mào)易流量，離不開對供應(yīng)規(guī)模、實(shí)際價(jià)格和消費(fèi)者偏好的分析。對供應(yīng)規(guī)模的理解依托D-S 模型的經(jīng)典推論（Insead，1991），在規(guī)模經(jīng)濟(jì)、廠商異質(zhì)性、無技術(shù)壁壘的條件下，地區(qū)i 生產(chǎn)的產(chǎn)品總產(chǎn)量Yi由廠商產(chǎn)量q、產(chǎn)品種類ni、出廠價(jià)格Pi所決定。

實(shí)際價(jià)格Pij由兩地貿(mào)易壁壘uij、j 地資本回報(bào)rj、運(yùn)輸成本d1-δi-δjij和j 地區(qū)商品出廠價(jià)格Pj共同決定。采用“冰山成本”刻畫運(yùn)輸成本，其中dij為兩地實(shí)際距離，δi、δj為交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)情況，τ表示折算權(quán)重。

首先，考慮省份可信性對地方市場分割的直接影響。設(shè)消費(fèi)者對外地商品初始的接受程度為α，將j 地區(qū)的可信性表示為復(fù)合函數(shù)γj，j 地區(qū)在各種信任來源中表現(xiàn)的可信性越強(qiáng)，γj越大，i 地區(qū)消費(fèi)者對j地區(qū)產(chǎn)品的信任程度越高，消費(fèi)者偏好就越強(qiáng)，得到消費(fèi)者偏好βij，消費(fèi)者偏好越強(qiáng)意味著消費(fèi)者購買異地商品的意愿越不受阻礙。

進(jìn)而得到最優(yōu)條件下兩地貿(mào)易總額Xij，如公式（6）。其中Ii為多邊貿(mào)易阻力，反映了地區(qū)所有貿(mào)易伙伴具有的價(jià)格、距離、交通基礎(chǔ)設(shè)施、經(jīng)濟(jì)規(guī)模等方面特征，對Ii對數(shù)化處理并去除自銷產(chǎn)量，結(jié)果如公式（7）。

由于σ > 1，Mij與γj存在正相關(guān)關(guān)系，即j地區(qū)的可信性越強(qiáng)，i地區(qū)越信任j地區(qū)的商品，省份群體自發(fā)開展的本地保護(hù)越弱，i 地區(qū)消費(fèi)者購買意愿強(qiáng)烈，兩地貿(mào)易聯(lián)系得到加強(qiáng)，市場分割的強(qiáng)度越弱，同理，Mji也具有相同效應(yīng)。這說明兩地貿(mào)易流量可能受到省份可信性的積極影響，形成省際信任影響地方市場分割的假設(shè)1。

假設(shè)1：省份可信性增強(qiáng)能夠加強(qiáng)其他省份對本省份的信任，降低市場分割水平。

其次，考慮省份間交互關(guān)系的作用，分析熟悉程度和社會認(rèn)同對地方市場分割的影響。省份間熟悉程度表示為ωij，與可信性的作用效果相似，ωij越高，i地消費(fèi)者對j地商品的接受程度越高；而省份間社會認(rèn)同的影響則略有不同，在社會分類階段，i 地消費(fèi)者按照所屬地區(qū)進(jìn)行自我歸類，對本地區(qū)產(chǎn)生天然的情感和認(rèn)同；在社會比較階段，i地消費(fèi)者會比較兩地突出特征φi，φj以獲得自尊；在積極區(qū)分階段，社會比較強(qiáng)化了i 地消費(fèi)者建立本地區(qū)優(yōu)勢的動機(jī)，帶來思想意識層面自發(fā)的本地保護(hù)，造成對j地商品的群體偏見，省份信任關(guān)系表現(xiàn)為不信任；因此消費(fèi)者偏好與天然接受程度α、權(quán)重系數(shù)θ（θ > 0）、省份間熟悉程度ωij和社會認(rèn)同的作用|φi- φj| 有關(guān)。

此時(shí)最優(yōu)貿(mào)易流量如公式（9），Mij與φi，φj不存在直接關(guān)聯(lián)，而與存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，即兩地社會比較的差異越大，兩地之間的最優(yōu)貿(mào)易流量越小，市場分割越嚴(yán)重。

假設(shè)2：省份間交互關(guān)系所帶來信任強(qiáng)度能夠影響市場分割水平，省份間熟悉程度增強(qiáng)與群體偏見減弱能帶來省際信任，促進(jìn)市場整合。

進(jìn)一步思考省際交互關(guān)系對省份可信性作用效果的異化。部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)，群體規(guī)模擴(kuò)大增加了判斷群體可信性的難度（Elsner and Schwardt，2014），阻礙了依托群體可信性建立群際信任的作用路徑；社會認(rèn)同的形成改變了群體對其他群體可信性的感知與判斷（辛素飛等，2013），經(jīng)濟(jì)狀況、學(xué)歷水平等可信性特征的直接影響可能失效，而是成為社會比較中外群體偏見的對象，從社會認(rèn)同層面影響群際信任關(guān)系（Xin et al.，2016）。因此分析省份信任時(shí)，要考慮省份大樣本和實(shí)驗(yàn)室小樣本規(guī)模上的差別?？尚判灾匾潭认魅蹩梢岳斫鉃榻换リP(guān)系權(quán)重系數(shù)θ擴(kuò)大，可信性特征成為社會比較對象意味著可信性函數(shù)γj與群體特征函數(shù)φj存在相似性，即φj= γj+ μj，其中μj表示與省份可信性無關(guān)的部分。

此時(shí)最優(yōu)貿(mào)易流量表示為公式（11），對于φi> φj，隨著θ 的增大，Mij與φj始終存在正相關(guān)關(guān)系，且系數(shù)逐漸擴(kuò)大；對于φi< φj，隨著θ的增大，Mij與φj的正相關(guān)關(guān)系逐漸減弱，當(dāng)θ > 1時(shí)，Mij與φj表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)關(guān)系。即當(dāng)交互關(guān)系的重要程度超出可信性特征時(shí)，省份可信性對貿(mào)易流量的影響出現(xiàn)變化，在可信性較低的省份表現(xiàn)為正相關(guān)，可信性較高的省份則表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)，此時(shí)可信性對市場分割的直接影響不再顯著，而僅僅作為社會比較的對象，反而加劇了群體間偏見，可信性差距越大，外群體偏見越深，省份間要素流通受阻的程度越大，市場分割強(qiáng)度越高。

假設(shè)3：當(dāng)省際交互關(guān)系的影響效果超過了省份可信性特征時(shí)，省份可信性可能成為群體社會比較對象，可信性差異帶來群體身份認(rèn)知的差別，影響省份間社會認(rèn)同，加劇市場分割問題。

此外，公式（7）、（9）中貿(mào)易流量Mij與兩地間貿(mào)易壁壘uij、兩地距離dij、交通基礎(chǔ)設(shè)施水平δi和δj、廠商所在地區(qū)的資本回報(bào)要求rj均存在關(guān)聯(lián)，因此在設(shè)定實(shí)證模型時(shí)，將省際制度壁壘、資本回報(bào)率、實(shí)際距離、交通基礎(chǔ)設(shè)施水平等作為模型的控制變量。

最后，考慮市場非正式制度因素與政府干預(yù)等正式制度之間可能的關(guān)聯(lián)。梳理信任的來源，發(fā)現(xiàn)省際信任既包含了省份在文化、歷史層面對信任對象的正面認(rèn)知和積極態(tài)度，更有制度、經(jīng)濟(jì)層面對信任對象能力、才干和歷史行為的肯定。地方政府以往實(shí)行的本地保護(hù)，如基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的規(guī)劃、商業(yè)糾紛的判罰、投資優(yōu)惠等，進(jìn)一步強(qiáng)化了區(qū)域間經(jīng)濟(jì)、制度乃至文化層面上的特征差異，造成省份群體對外群體的偏見，不利于省際信任的建立，持續(xù)阻礙地方市場的整合。

假設(shè)4：地方政府所實(shí)施的本地保護(hù)可能會加劇區(qū)域間的特征差異，造成省份群體對外群體的偏見，阻礙省際信任的建立。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)設(shè)定

本文使用上市公司、綜合社會調(diào)查和省際貿(mào)易數(shù)據(jù)刻畫省份間信任①其中，海南省、新疆維吾爾自治區(qū)、西藏自治區(qū)、香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)和臺灣省的社會認(rèn)同數(shù)據(jù)缺失，暫不討論。，采用“相對價(jià)格法”測算省際市場分割程度，研究省際信任對構(gòu)建全國統(tǒng)一大市場的影響。上市公司數(shù)據(jù)來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫2015-2018 年上市公司基本信息、公司財(cái)務(wù)、重大事件披露；中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)來自CGSS 項(xiàng)目組2015年、2017年的家庭調(diào)查數(shù)據(jù)集；省際貿(mào)易數(shù)據(jù)來自《中國交通年鑒》國家鐵路行政區(qū)域間貨物交流情況；市場分割及主要控制變量的原始數(shù)據(jù)來自國家和各省份統(tǒng)計(jì)年鑒價(jià)格指數(shù)、國民經(jīng)濟(jì)核算、財(cái)政、人口、交通和對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易模塊；地理位置信息來自百度地圖開放平臺，與國家基礎(chǔ)地理信息中心數(shù)據(jù)進(jìn)行核對。

1.省際信任

依托對信任來源的梳理，使用省份可信性和省份間交互關(guān)系衡量省際信任。省份可信性理解為省份在能力、誠實(shí)和制度方面的可信性，采用省份上市公司作為“標(biāo)桿企業(yè)”計(jì)算，具體而言，公司商業(yè)信用價(jià)值反映了行業(yè)對其能力的認(rèn)可程度（Kohler et al.，2000），克服了公司能力評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)在行業(yè)間存在差異的問題，使用省內(nèi)所有A股上市公司商業(yè)信用之和占營業(yè)總收入的比值衡量省份的能力可信性（Cre_c），其中公司商業(yè)信用價(jià)值=（應(yīng)付票據(jù)+應(yīng)付賬款+預(yù)收款項(xiàng)）-（應(yīng)收票據(jù)+應(yīng)收賬款+預(yù)付款項(xiàng)）；上市公司涉案情況反映了公司在履行合約上受到的質(zhì)疑，使用省份上市公司在周期內(nèi)未涉案的比例衡量誠實(shí)可信性（Cre_h），周期內(nèi)未涉案比例=（1-涉案公司數(shù)/省份上市公司總數(shù)）*100%；案件受理情況能夠反映制度規(guī)范對違約行為的干預(yù)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-（撤訴案件數(shù)+不予受理案件數(shù)+駁回申請案件數(shù)）/上市公司涉案總數(shù)]*100%。省份間熟悉程度（Link）使用省份間貿(mào)易聯(lián)系刻畫，表示為省份區(qū)域間鐵路貨運(yùn)發(fā)送量；社會認(rèn)同（Identity）則使用CGSS 數(shù)據(jù)庫中關(guān)于社會地位認(rèn)知的調(diào)查數(shù)據(jù)，對“在目前這個(gè)社會上，您本人的社會經(jīng)濟(jì)地位屬于哪一層”和“綜合看來，在目前這個(gè)社會上，您本人處于社會的哪一層”等問題的回答進(jìn)行清洗（劉一鳴等，2021），按平均值匹配到對應(yīng)省份得到社會認(rèn)同指標(biāo)，并以固定的年變化率補(bǔ)充非調(diào)查年份數(shù)據(jù)；可信性差距（Gap）主要來自省份特征的社會比較和積極區(qū)分上，體現(xiàn)省份大樣本中可信性成為社會比較的對象時(shí)，帶來的省份群體身份認(rèn)知差別，結(jié)合省際雙邊信任的非對稱性（張維迎、柯榮住，2002），使用省份間各維度可信性差距的絕對值衡量。

2.市場分割

地方市場分割的指標(biāo)采用相對價(jià)格法得到（毛其淋、盛斌，2012；臧鋮等，2022）。具體步驟如下：（1）使用分類價(jià)格指數(shù)構(gòu)建年份、省份和分類商品的三維面板數(shù)據(jù)集，其中t表示年份，i表示省份（N=28），k 表示價(jià)格指數(shù)統(tǒng)計(jì)中分類商品（K=8）；（2）使用省份間價(jià)格指數(shù)的對數(shù)差值表示一階差分下的商品相對價(jià)格其中)即為i 省份k 類商品價(jià)格指數(shù)的對數(shù)形式，在商品維度求均值得到省份雙邊關(guān)聯(lián)樣本市場分割指標(biāo)對省份間商品的相對價(jià)格進(jìn)行去中心化處理，并在商品維度求解方差得到qij,t=，其均值為各省份市場分割指數(shù)

3.控制變量

控制變量設(shè)定在省份政府干預(yù)能力、外貿(mào)參與能力、交通狀況、國有化狀況和資本回報(bào)預(yù)期五個(gè)方面（范子英、張軍，2010；曹春方等，2017；楊繼彬等，2021）。政府干預(yù)能力主要體現(xiàn)在地方政府扶持（Gov）和財(cái)政分權(quán)（Fiscal）上，分別表示為省份政府財(cái)政支出扣除轉(zhuǎn)移支付后占GDP的比重和預(yù)算內(nèi)人均財(cái)政支出與全國數(shù)值的比值；外貿(mào)參與能力體現(xiàn)在省份參與對外貿(mào)易的便利性（Trade）上，使用省份省會城市與最近港口的直線距離表示；省份的交通狀況體現(xiàn)在地理距離（Distance）和交通基礎(chǔ)設(shè)施（Trans）上，分別使用省會間直線距離和單位面積等級公路保有量表示；國有化狀況（Nation）使用省份內(nèi)國有企業(yè)、城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員占總就業(yè)人員的比例表示；省份的資本回報(bào)預(yù)期體現(xiàn)在投資收益率（Interest）上，表示為周期內(nèi)GDP增加值與固定資產(chǎn)投資的比值。

表1 核心變量定義與說明

（二）模型構(gòu)建

結(jié)合理論模型推導(dǎo)結(jié)果構(gòu)建實(shí)證模型。在省份綜合樣本上建立實(shí)證模型如公式（12），分析省份普遍受到的信任與該省市場分割指數(shù)的關(guān)系，檢驗(yàn)假設(shè)1 和假設(shè)2；并將各省份樣本“1 對1”匹配，得到省份雙邊關(guān)聯(lián)樣本，建立模型如公式（13）、（14）研究兩省份可信性、交互關(guān)系對市場分割程度的影響，用于假設(shè)3的檢驗(yàn)。

在綜合樣本回歸中（公式12），Seg_ii表示市場分割指數(shù)，Cre_ci、Cre_hi、Cre_ii分別表示能力、誠實(shí)和制度方面的可信性，Identityi表示社會認(rèn)同意識，Linki表示熟悉程度變量，Xi為體現(xiàn)省份特征的控制變量；在雙邊關(guān)聯(lián)樣本的回歸中（公式13、公式14），Seg_gapij表示省份間市場分割程度，Gap_cij、Gap_hij、Gap_iij為省份間可信性的差距，Identity_gapij表示社會認(rèn)同意識的差別，Linkij為省際熟悉程度，Distanceij則表示省份間地理間隔。

表2 選取變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果分析

研究省際信任對我國地方市場分割的作用和影響機(jī)理，主要進(jìn)行三個(gè)步驟的實(shí)證分析。首先，使用綜合樣本回歸公式（12），分析省份可信性、省際交互關(guān)系如何影響地方市場分割指數(shù)，驗(yàn)證假設(shè)1和假設(shè)2；其次，使用雙邊關(guān)聯(lián)樣本回歸公式（13）、（14），分析在省份大樣本中可信性緩和市場分割的作用效果是否發(fā)生改變，解釋省份可信性可能的“失靈”現(xiàn)象；最后，構(gòu)建省份政府干預(yù)差異和信任差別的交叉滯后模型，研究省際信任與地方政府干預(yù)間的因果關(guān)系，并對實(shí)證結(jié)果進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)和異質(zhì)性分析。

（一）省際信任與地方市場分割

使用省份綜合樣本回歸公式（12），分析省份可信性和交互關(guān)系所帶來信任對市場分割的直接作用，回歸結(jié)果如表3。第（1）列、第（2）列展示了省份可信性和省份市場分割指數(shù)的關(guān)系，Cre_c、Cre_h、Cre_i 的回歸系數(shù)均不顯著，表明在綜合樣本中，省份能力、誠實(shí)和制度可信性對市場分割指數(shù)的解釋力度不強(qiáng)，不能直接緩和省份間市場分割問題，可能是由于省份群體規(guī)模較大，省份可信性具有較大的識別難度（Elsner and Schwardt，2014），群體可信性對市場分割指數(shù)的緩和作用受到削弱，或是成為省份群體社會比較的對象（Xin et al.，2016），以可信性的差距對市場分割產(chǎn)生影響；（3）、（4）列展示了省份間交互關(guān)系和市場分割的回歸結(jié)果，Identity 的回歸系數(shù)顯著為正，表明省份的社會認(rèn)同意識與市場分割指數(shù)正相關(guān)，省份群體對自身社會地位的認(rèn)知增強(qiáng)，會造成對本省份商品的認(rèn)同和對外省份商品的偏見，阻礙商品在省份間的流動，加劇省際市場分割；Link的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明省份外界貿(mào)易關(guān)聯(lián)緊密度和市場分割指數(shù)負(fù)相關(guān)，省份間熟悉程度提升能夠有效促進(jìn)區(qū)域市場的整合；（5）、（6）列中Identity 和Link 的回歸結(jié)果未發(fā)生明顯變化，Cre_c、Cre_h、Cre_i 的顯著性較差，省份間交互關(guān)系對市場分割的作用仍然成立，省份可信性與市場分割指數(shù)的關(guān)聯(lián)未能得到驗(yàn)證。省份綜合樣本的回歸結(jié)果表明，省份間交互關(guān)系所帶來信任能夠直接影響市場分割，省份社會認(rèn)同意識的增強(qiáng)會加劇市場分割情況，熟悉程度增加則能夠有效緩和地方市場分割；省份可信性對市場分割的影響顯著性較差，可信性如何影響地方市場的整合還有待進(jìn)一步探索。

表3 基準(zhǔn)回歸1：省份綜合樣本回歸結(jié)果

進(jìn)一步討論省份可信性對市場分割的影響，解釋綜合樣本回歸中省份可信性“失靈”的現(xiàn)象，使用雙邊關(guān)聯(lián)樣本對公式（13）進(jìn)行回歸，表4 中higher 表示可信性中較大值的回歸結(jié)果，lower 表示較小值的回歸結(jié)果。（1）-（4）列中Cre_c、Cre_h、Cre_i 的回歸系數(shù)存在明顯的共同特征，其較大值的回歸系數(shù)均為正，較小值的回歸系數(shù)均為負(fù)，兩種省份能力、誠實(shí)和制度可信性對省際市場分割的影響方向并不一致，對于可信性較低的省份，可信性提升能夠有效緩和省際市場分割；對于可信性較高的省份，可信性提升非但不能促進(jìn)兩省份市場整合，反而會進(jìn)一步加劇兩地市場分割問題，且雙邊樣本中回歸結(jié)果顯著也表明省份群體對可信性的識別仍然有效，可信性特征可能成為了社會比較的對象，可信性差距較大意味著省份間不信任，阻礙商品的流動，不利于省份市場整合。（3）、（4）列回歸結(jié)果中，Identity的系數(shù)為正值，Link的系數(shù)為負(fù)值，社會認(rèn)同和熟悉程度對市場分割的作用未發(fā)生明顯改變，在社會認(rèn)同方面，省份群體依據(jù)社會地位認(rèn)知開展積極區(qū)分，造成對本群體的偏愛和對外群體的偏見，削弱省份群體間的信任水平，加劇市場分割；省份間緊密的貿(mào)易關(guān)聯(lián)則意味著較高的熟悉程度，促進(jìn)省份群體間建立信任關(guān)系，有利于地方市場的整合。

表4 基準(zhǔn)回歸2：雙邊關(guān)聯(lián)樣本回歸結(jié)果

雙邊關(guān)聯(lián)樣本回歸中可信性較大值、較小值對市場分割影響的差別表明，在省際市場整合過程中可信性并非越高越好，省份間市場分割水平可能與可信性的差異有關(guān)，使用公式（14）分析省份間可信性差異與市場分割水平的關(guān)系。在表4 第（5）列中，Gap_c、Gap_h、Gap_i 的系數(shù)顯著為正，表明省份可信性差距與市場分割存在正相關(guān)關(guān)系，省際市場分割水平不再取決于單獨(dú)某個(gè)省份的可信性，但是會受到雙方可信性差距的影響，驗(yàn)證了假設(shè)3 中省份可信性特征對構(gòu)建統(tǒng)一市場的作用效果；第（6）列中Gap_c、Gap_h、Gap_i對Identity的回歸系數(shù)均為正值，表明省份可信性差距與社會認(rèn)同的差別正相關(guān)，解釋了綜合樣本中省份可信性“失靈”的現(xiàn)象，即省份較大的群體規(guī)模降低了可信性在省際信任中的重要程度，省份可信性成為建立社會認(rèn)同的比較對象，可信性差距增大會造成社會認(rèn)同上的差別擴(kuò)大，加深省份的外群體偏見，阻礙省份間統(tǒng)一市場的形成?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果表明，省份間交互關(guān)系帶來信任對地方市場分割的解釋力度較強(qiáng)，省份群體社會認(rèn)同趨近和熟悉程度提升均能有效緩和市場分割問題；在省份群體積極區(qū)分和社會比較的過程中，省份可信性對市場分割的直接作用并不顯著，但是會成為社會認(rèn)同建立過程中的比較對象，可信性差距會帶來群體社會認(rèn)同的差別，不利于統(tǒng)一市場的形成。

（二）地方政府干預(yù)的持續(xù)影響

進(jìn)一步研究非正式制度因素與政府干預(yù)等正式制度壁壘間可能的關(guān)聯(lián)，設(shè)計(jì)省份間地方政府干預(yù)差異和信任差別的交叉滯后模型（CLPM）。交叉滯后模型依托兩個(gè)變量在多時(shí)點(diǎn)的測量數(shù)據(jù)展開交叉回歸，通過回歸結(jié)果的滯后關(guān)系確定原因變量和結(jié)果變量，挖掘變量間的因果關(guān)系。相較于格蘭杰因果檢驗(yàn)等傳統(tǒng)方法，CLPM 對數(shù)據(jù)周期的要求相對寬松，更符合本文（T=4）的研究需求。在模型設(shè)計(jì)上，地方政府干預(yù)差異采用雙邊關(guān)聯(lián)樣本中政府財(cái)政扶持差值和財(cái)政分權(quán)差值兩個(gè)指標(biāo)，省際信任差別則包括社會地位認(rèn)知差異和可信性差異兩部分。

分析結(jié)果如圖1，在8組交叉滯后分析中，模型的P 值均小于0.1，TLI值和CFI值均超過0.9，相關(guān)系數(shù)a1、a2、a3 均顯著，表明8 組CLPM 模型擬合程度良好，變量通過同步相關(guān)檢驗(yàn)和穩(wěn)定性相關(guān)檢驗(yàn)。圖1（1）-（4）展示了Gov_gap 和Identity、Gap_c、Gap_h、Gap_i 的交叉滯后分析結(jié)果，發(fā)現(xiàn)滯后Gov_gap 的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)b2 均顯著為正，滯后Identity、Gap_c、Gap_h、Gap_i 的路徑系數(shù)b1 未能通過顯著性檢驗(yàn)，表明財(cái)政扶持差異擴(kuò)大會帶來省份群體認(rèn)同上的隔閡，也會導(dǎo)致省份間能力、誠實(shí)、制度可信性的差異，滯后信任差異則無法解釋政府財(cái)政扶持的差別，政府財(cái)政扶持差距是原因變量，省份間的社會認(rèn)同和可信性差別為結(jié)果變量；同理，圖1的（5）和（6）中滯后Fiscal_gap的系數(shù)b2顯著為正，滯后Identity、Gap_c 的系數(shù)b1 未能通過顯著性檢驗(yàn)，表明財(cái)政分權(quán)差異同樣為省份間社會認(rèn)同、能力可信性差異的原因；圖1的（7）和（8）中滯后Gap_h、Gap_i的系數(shù)b1顯著為正且均小于b2，表明省份間財(cái)政分權(quán)差異和誠實(shí)、制度可信性差別存在相互的因果關(guān)系，但與可信性差別引起財(cái)政分權(quán)差異相比，財(cái)政分權(quán)差異更能解釋省份間誠實(shí)、制度可信性的差別。交叉滯后分析的結(jié)果表明省份間正式制度壁壘與省際信任間存在因果關(guān)系，地方政府在干預(yù)水平、財(cái)政分權(quán)程度方面的本地保護(hù)差異，會加劇省份群體經(jīng)濟(jì)、制度等特征上的差別，帶來省份社會認(rèn)同和可信性的差別，造成對外群體的不信任，給省際市場商品的自由流通帶來阻礙，加劇市場分割問題。

圖1 地方政府干預(yù)與社會認(rèn)同的交叉滯后分析圖

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性問題可能在于指標(biāo)設(shè)計(jì)和異常值處理兩方面，為了增強(qiáng)估計(jì)結(jié)果的可信度，采用替換被解釋變量、變更核心解釋變量、替換回歸模型以及提高樣本集中度的方法開展穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果見表5。在指標(biāo)設(shè)計(jì)方面，第（1）列展示了替換被解釋變量的檢驗(yàn)結(jié)果，“相對價(jià)格法”對指數(shù)形式的價(jià)格信息進(jìn)行對數(shù)化和方差處理，增加了市場分割指標(biāo)表現(xiàn)商品價(jià)格差異的難度，故使用貿(mào)易流量法計(jì)算市場分割水平進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，將省份當(dāng)期區(qū)域間鐵路貨運(yùn)發(fā)送量和省份間相互的鐵路貨運(yùn)發(fā)送量之和替代基準(zhǔn)回歸的市場分割指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)省際信任對市場分割的作用和影響機(jī)理未發(fā)生改變。第（2）列展示了變更核心解釋變量的檢驗(yàn)結(jié)果，基準(zhǔn)回歸中社會認(rèn)同指標(biāo)來自中國綜合社會調(diào)查2015、2017 年的問卷結(jié)果，采用固定變化率的原則填充缺失年份，考慮到社會認(rèn)同反映了群體較長時(shí)間的整體意志，在樣本周期內(nèi)不易產(chǎn)生大幅度變化，故采用2017年省份群體的社會認(rèn)同意識作為社會認(rèn)同指標(biāo)，檢驗(yàn)結(jié)果均與基準(zhǔn)回歸保持一致。

核心變量的異常值主要來自部分省份分類價(jià)格指數(shù)的口徑變動，第（3）列展示了提高樣本集中度的檢驗(yàn)結(jié)果，在省份市場分割指數(shù)的描述性統(tǒng)計(jì)中，高出平均值20%的樣本占比約為4%，低于平均值20%的樣本占比約為7%，因此以去除較大值、較小值各5%的比例構(gòu)建新樣本，降低異常值對回歸結(jié)果的影響，結(jié)果通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第（4）列展示了中位數(shù)回歸的檢驗(yàn)結(jié)果。與傳統(tǒng)回歸估計(jì)關(guān)注解釋變量對被解釋變量條件均值的影響不同，采用分位數(shù)回歸模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，消除極端值對回歸結(jié)果的影響，估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸一致，通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（四）異質(zhì)性分析

采用細(xì)分市場和地區(qū)的方法開展異質(zhì)性分析。依據(jù)價(jià)格指數(shù)統(tǒng)計(jì)的八個(gè)主要部門，將商品市場劃分為生存型和發(fā)展型商品市場，分別反映居民衣食住行需求和自我保護(hù)與發(fā)展需求的市場特征。異質(zhì)性分析結(jié)果如表6，在細(xì)分市場樣本中，生存型商品市場Gap_c、Gap_h 的回歸系數(shù)較大，發(fā)展型商品市場Gap_i的回歸系數(shù)較大，細(xì)分市場分割受到省份可信性的影響存在一定差異，考慮到回歸模型變量均為標(biāo)準(zhǔn)化指標(biāo)，系數(shù)值大小具有邊際上的意義，生存型商品市場分割受到省份間能力、誠實(shí)可信性差異的影響較大，發(fā)展型商品市場整合則主要受省份間制度可信性差異的影響，可能由于各省份對生存型商品質(zhì)量的認(rèn)知和處罰標(biāo)準(zhǔn)較為統(tǒng)一，更多關(guān)注合作省份能力和誠實(shí)方面的可信性，以確保合約有效執(zhí)行，發(fā)展型商品概念較廣，在合約發(fā)生爭議時(shí)，難以形成客觀、統(tǒng)一的評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，為了降低交易成本，省份更傾向于與具有相似評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)和處罰方案的省份合作。

表6 異質(zhì)性分析結(jié)果

地區(qū)樣本的分類主要參考國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的《東西中部和東北地區(qū)劃分方法》，考慮中部地區(qū)和東北地區(qū)樣本量不足，將東北地區(qū)樣本加入東部地區(qū)，中部與西部地區(qū)樣本合并，形成細(xì)分地區(qū)樣本。在分析結(jié)果中，東部地區(qū)省際信任與市場分割的關(guān)系發(fā)生較大變動，Cre_c、Cre_h、Cre_i 的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，而Identity和Link的回歸系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)，表明東部地區(qū)省份可信性能夠促進(jìn)統(tǒng)一市場的形成，而省際交互關(guān)系的作用不再顯著，可能是由于東部地區(qū)市場交易規(guī)則相對完善，形成了較為統(tǒng)一的可信性評價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，貿(mào)易雙方更關(guān)注省份在能力、誠實(shí)和制度上的可信性；中西部地區(qū)樣本中Cre_c、Cre_h 的顯著性較差，表明中西部省份能力、誠實(shí)可信性對市場分割的解釋力度較差，區(qū)域市場整合主要受到制度可信性和省份間交互關(guān)系的影響；東西部地區(qū)間市場的回歸結(jié)果則與總樣本基本相同。

五、結(jié)論與建議

依托社會心理學(xué)假說解構(gòu)省際信任的主要維度，構(gòu)建省份邊界效應(yīng)模型考察省際信任影響全國統(tǒng)一大市場形成的經(jīng)濟(jì)邏輯。發(fā)現(xiàn)省際信任包括了省份可信性和省份間交互關(guān)系，可信性表現(xiàn)為省份在能力、誠實(shí)、制度方面的信用，交互關(guān)系則體現(xiàn)在省份間熟悉程度和社會認(rèn)同意識上；可信性和交互關(guān)系所帶來的信任能夠增強(qiáng)消費(fèi)者、中間廠商偏好，削弱省份群體自發(fā)保護(hù)本地市場的動機(jī)，促進(jìn)地方市場的整合，省份間熟悉程度提升和社會認(rèn)同意識減弱均能有效降低市場分割水平，省份可信性則存在兩種可能的作用效果，一方面省份可信性可能帶來其他省份的信任，降低市場分割，另一方面省份可信性可能成為省份群體社會比較的對象，可信性差異造成群體身份認(rèn)知的差別，導(dǎo)致省份群體對外群體的不信任，不利于地方市場的整合。

使用2015—2018年上市公司數(shù)據(jù)、中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)和區(qū)域貿(mào)易數(shù)據(jù)，構(gòu)建我國28個(gè)省份的省際信任指標(biāo)，實(shí)證研究省際信任對我國地方市場分割的作用和影響機(jī)理，討論地方政府干預(yù)帶來的正式制度壁壘與省份間信任缺失的關(guān)聯(lián)。實(shí)證結(jié)果表明：省份間交互關(guān)系帶來的信任有利于省份間統(tǒng)一市場形成，熟悉程度越高、省份群體意識越淡薄，省際市場分割水平越低；省份可信性對市場分割的直接影響并不顯著，但是會成為省份群體社會比較的對象，可信性差距縮小能夠有效緩和地方市場分割；交叉滯后分析表明地方政府干預(yù)不同是省份間可信性差異和群體間認(rèn)同差別的原因變量，政府干預(yù)市場的行為對省際市場的不信任具有一定解釋能力，加劇了省份間市場分割問題。

研究結(jié)果存在一定的政策含義：首先，省際交互關(guān)系帶來的信任能夠降低市場分割水平，推動構(gòu)建全國統(tǒng)一大市場不僅要重視對地方政府本地保護(hù)行為的限制，也要重視省份間信任的培養(yǎng)，通過加強(qiáng)輿論引導(dǎo)，常態(tài)化開展行業(yè)展銷會等方法，削弱省份群體的外群體偏見，提高省份間熟悉程度，發(fā)揮省際信任對市場整合的積極影響；其次，省份間可信性差異會加劇市場分割問題，可以通過建立異地商會，組建跨區(qū)域仲裁機(jī)構(gòu)，統(tǒng)一省份間執(zhí)法標(biāo)準(zhǔn)等手段縮小省份間可信性的差異，緩和省份間市場分割問題；最后，地方政府以往實(shí)施的本地保護(hù)仍通過社會認(rèn)同影響省份間市場分割，在限制地方政府干預(yù)本地市場的同時(shí)，還可以通過公開政府采購供應(yīng)商名單，發(fā)布跨省份經(jīng)濟(jì)糾紛典型案例等方法，削弱已經(jīng)發(fā)生的政府干預(yù)所帶來的貿(mào)易阻力，促進(jìn)國內(nèi)統(tǒng)一大市場的形成。

本文存在進(jìn)一步研究的空間：（1）受限于數(shù)據(jù)，未能直接驗(yàn)證省份間不信任造成“消費(fèi)偏好變化”等自發(fā)的本地保護(hù)，省際信任降低市場分割的作用機(jī)制是進(jìn)一步研究的方向之一；（2）歷史文化積淀使得我國存在著有別于省際信任的傳統(tǒng)信任關(guān)系，以浙商、晉商等商業(yè)團(tuán)體為代表的傳統(tǒng)信任圈，在信任建立、產(chǎn)業(yè)集聚、商品和要素流通等方面的特征值得重點(diǎn)關(guān)注，傳統(tǒng)信任關(guān)系在全國統(tǒng)一大市場形成中的作用也需要進(jìn)一步研究。