國內(nèi)市場規(guī)模擴(kuò)張的方言壁壘及其出口效應(yīng)—基于本地市場效應(yīng)的視角

蔣 為，周 荃，干鎧駿

（西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 國際商學(xué)院，四川 成都 611130）

一、引 言

改革開放以來，中國對(duì)外貿(mào)易實(shí)現(xiàn)了高速增長，成為了全球最大的貨物貿(mào)易出口國，取得了舉世矚目的成就。長期以來，中國的出口繁榮被認(rèn)為源自廉價(jià)勞動(dòng)力的比較優(yōu)勢，但伴隨著人口老齡化趨勢的加劇，要素價(jià)格的不斷上漲，支撐中國出口高速增長的原有動(dòng)力已經(jīng)難以為繼，這種比較優(yōu)勢越來越表現(xiàn)出其內(nèi)在的脆弱性（錢學(xué)鋒和黃云湖，2013）。在規(guī)模報(bào)酬遞增的情形下，本地市場效應(yīng)是決定一國貿(mào)易模式與貿(mào)易利益的重要因素，成為要素稟賦以外，國際貿(mào)易產(chǎn)生最重要的源泉之一（Krugman，1980）。由于受到文化、制度以及地理?xiàng)l件等因素的限制，中國的國內(nèi)市場在地區(qū)間出現(xiàn)了嚴(yán)重的市場分割問題，極大地抑制了中國本地市場效應(yīng)的發(fā)揮（朱希偉等，2005；張杰等，2010）。本地市場效應(yīng)不足的問題越來越成為中國企業(yè)出口的重要限制條件，削弱了中國對(duì)外貿(mào)易的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益與競爭優(yōu)勢。

在這樣的背景下，大量文獻(xiàn)從司法獨(dú)立、地方保護(hù)以及基礎(chǔ)設(shè)施等制度或政策的角度對(duì)國內(nèi)市場分割的成因進(jìn)行分析。近年來，越來越多的研究者開始關(guān)注到以方言壁壘為代表的非制度性因素也是造成中國地區(qū)間市場分割的重要成因（林建浩和趙子樂，2017；劉毓蕓等，2017）。方言所形成的地區(qū)間壁壘從供給和需求兩個(gè)層面阻礙了全國性大市場的形成，并抑制了企業(yè)本地市場效應(yīng)的發(fā)揮。一方面，方言的多樣性導(dǎo)致同一國家內(nèi)部的族群存在不同的身份認(rèn)同感，不同方言群體不僅在交流中存在障礙并引發(fā)貿(mào)易成本，而且將導(dǎo)致不同地區(qū)間心理距離的擴(kuò)大并帶來不信任感，阻礙了地區(qū)間分工合作的形成。這顯然從供給層面增加了地區(qū)間企業(yè)的貿(mào)易成本，方言這一無形壁壘將完整的國內(nèi)市場進(jìn)行分割。另一方面，方言代表著共同的文化符號(hào)與祖先結(jié)構(gòu)，不同族群因方言有著共同的認(rèn)知、信任與紐帶關(guān)系，這將顯著影響人們對(duì)產(chǎn)品的偏好。本地消費(fèi)者將因?yàn)槠珢邸⑿湃蔚雀星?，更加偏好來自共同方言地區(qū)的產(chǎn)品。這兩方面因素都將導(dǎo)致共同方言的區(qū)域內(nèi)部與區(qū)域外形成更強(qiáng)的市場分割。但現(xiàn)有研究并未對(duì)方言的貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行識(shí)別。本文在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，對(duì)中國國內(nèi)市場規(guī)模擴(kuò)張的方言壁壘及其出口效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)與分析，以擴(kuò)展現(xiàn)有研究對(duì)方言經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的認(rèn)識(shí)。

與本文主題密切相關(guān)的另一方面重要文獻(xiàn)是有關(guān)本地市場效應(yīng)的研究。Krugman（1980）在規(guī)模報(bào)酬遞增的壟斷競爭框架下對(duì)貿(mào)易的成因進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)擁有相對(duì)較大國內(nèi)市場需求的國家（地區(qū)）將成為凈出口國（地區(qū)），并將此稱之為本地市場效應(yīng)。此后的異質(zhì)性貿(mào)易理論在考慮生產(chǎn)率異質(zhì)性后同樣發(fā)現(xiàn)了顯著的本地市場效應(yīng)（Melitz，2003）。在理論研究的基礎(chǔ)上，大量實(shí)證研究從不同角度檢驗(yàn)了本地市場效應(yīng)的存在性。錢學(xué)鋒和黃云湖（2013）采用多國HME框架估計(jì)了中國不同行業(yè)的本地市場效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)本地市場效應(yīng)將隨著勞動(dòng)力成本的提高逐漸成為中國出口增長最重要的動(dòng)力來源。但現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn),本地市場效應(yīng)在不同國家（地區(qū)）的不同行業(yè)中的表現(xiàn)是不同的，這不僅源自供給因素，而且來源于需求方面的因素。Co?ar 等（2018）發(fā)現(xiàn)貿(mào)易成本、生產(chǎn)成本、品味的差異性均是造成本地市場效應(yīng)的重要原因。他們尤其關(guān)注本地消費(fèi)者對(duì)本地品牌的偏好，從而解釋了外資企業(yè)的本地化經(jīng)營策略。但是，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)本地市場效應(yīng)研究的最大問題在于，本地市場規(guī)模取決于本國總體經(jīng)濟(jì)規(guī)?；蛘呷丝谝?guī)模，但有效的本地市場規(guī)模卻因?yàn)槭袌龇指畹拇嬖谶h(yuǎn)遠(yuǎn)小于本國的經(jīng)濟(jì)與人口總量。尤其是對(duì)中國這樣一個(gè)在文化、地理與制度方面均存在地方市場分割的大國而言，在原有對(duì)本地市場效應(yīng)進(jìn)行度量與識(shí)別的框架基礎(chǔ)上進(jìn)行檢驗(yàn)，得到的結(jié)果顯然是有偏的。

本文從本地市場效應(yīng)的角度出發(fā)，建立起方言與出口之間的因果聯(lián)系并對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)。為了實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)，本文首先利用《漢語方言大詞典》與《中國語言地圖集》對(duì)不同地區(qū)的方言進(jìn)行識(shí)別，進(jìn)而通過不同地區(qū)方言的分布信息構(gòu)造共同方言市場變量，以識(shí)別方言所帶來的市場分割。其次，本文在規(guī)模報(bào)酬系數(shù)與資本轉(zhuǎn)售率的基礎(chǔ)上，分別利用分樣本比較與雙重差分法，利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫對(duì)方言的出口效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)與分析。最后，本文從共同方言市場的度量、遺漏重要解釋變量、內(nèi)生性問題、樣本選擇問題等方面進(jìn)行進(jìn)一步的穩(wěn)健性分析。尤其是，本文采用遺傳距離構(gòu)造的共同基因市場作為工具變量，以解決內(nèi)生性問題等方面對(duì)估計(jì)結(jié)果所帶來的潛在影響。本文的檢驗(yàn)結(jié)果均證實(shí)了方言壁壘因市場分割所帶來的出口效應(yīng)。本文的研究發(fā)現(xiàn)，方言是造成中國地區(qū)市場分割的重要因素，方言形成的壁壘限制了中國本地市場效應(yīng)的發(fā)揮，進(jìn)而抑制了中國規(guī)模報(bào)酬遞增部門的出口與發(fā)展。

本文從兩個(gè)方面對(duì)現(xiàn)有研究進(jìn)行了擴(kuò)展與創(chuàng)新：一方面，本文有利于我們從開放條件下檢驗(yàn)方言對(duì)對(duì)外貿(mào)易的影響，從而為方言與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系提供新的機(jī)制與證據(jù)?，F(xiàn)有關(guān)于方言的研究主要局限于方言對(duì)國內(nèi)不同區(qū)域間要素流動(dòng)以及貿(mào)易壁壘的影響，從而以此識(shí)別方言影響中國經(jīng)濟(jì)增長的微觀機(jī)制（徐現(xiàn)祥等，2015）。但是，方言對(duì)中國對(duì)外貿(mào)易的影響及其微觀機(jī)制卻始終未受到關(guān)注，本文正是從這個(gè)角度出發(fā)，試圖提供新的理論機(jī)制與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。另一方面，本文在傳統(tǒng)的本地市場效應(yīng)假說中加入了國內(nèi)地區(qū)市場分割的因素，擴(kuò)展了新貿(mào)易理論與本地市場效應(yīng)的研究?，F(xiàn)有關(guān)于本地市場效應(yīng)的理論與經(jīng)驗(yàn)研究均假設(shè)國內(nèi)市場不存在市場分割，這也就過度夸大了現(xiàn)實(shí)中的本地市場規(guī)模。本文則從方言角度入手，對(duì)造成本地市場分割的因素對(duì)中國企業(yè)出口所帶來的影響進(jìn)行檢驗(yàn)，從而為方言研究提供新的理論基礎(chǔ)，并從地方市場分割的角度拓展本地市場效應(yīng)的研究。

二、理論框架與研究假設(shè)

Krugman（1980）指出，在一個(gè)存在報(bào)酬遞增和貿(mào)易成本的世界中，擁有相對(duì)較大國內(nèi)市場需求的國家將成為凈出口國，并將這一現(xiàn)象稱為本地市場效應(yīng)。此后的大量理論與經(jīng)驗(yàn)研究擴(kuò)展了本地市場效應(yīng)的理論邊界，并對(duì)其展開了實(shí)證檢驗(yàn)。Melitz（2003）將企業(yè)異質(zhì)性假設(shè)引入了Krugman模型，認(rèn)為企業(yè)進(jìn)入國際市場需要支付沉沒成本，只有高生產(chǎn)率企業(yè)能夠支付沉沒成本同時(shí)進(jìn)入國內(nèi)與國際市場，國內(nèi)市場規(guī)模的擴(kuò)張能夠促進(jìn)企業(yè)實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，成為企業(yè)出口的重要優(yōu)勢。然而，Krugman（1980）和Melitz（2003）的理論是建立在一個(gè)國內(nèi)市場一體化假設(shè)基礎(chǔ)之上的，并沒有考慮國內(nèi)市場分割的存在。這一理論假設(shè)在國內(nèi)市場分割嚴(yán)重的中國很難成立。朱希偉等（2005）較早地提出了中國企業(yè)偏向于直接進(jìn)入國外市場，而非在國內(nèi)進(jìn)行市場擴(kuò)張的現(xiàn)象，并且洞悉到國內(nèi)市場分割與中國出口過度擴(kuò)張間的矛盾。他們的研究發(fā)現(xiàn)在面臨嚴(yán)重市場分割的情形下，中國企業(yè)傾向于選擇沉沒成本更低且更不具規(guī)模經(jīng)濟(jì)的OEM方式出口，從而形成了過度出口的分離均衡。張杰等（2010）則從企業(yè)所有制的角度就市場分割對(duì)中國企業(yè)出口的影響進(jìn)行了檢驗(yàn)，他們的研究發(fā)現(xiàn)市場分割只抑制了國內(nèi)企業(yè)的出口，外資企業(yè)并不受影響，從側(cè)面證實(shí)了朱希偉等（2005）的研究假設(shè)。

朱希偉等（2005）和張杰等（2010）的研究很好地彌合了理論與中國現(xiàn)實(shí)之間的差距，而且他們的研究表明雖然表面上市場分割加劇了中國企業(yè)對(duì)國外市場的依賴，但這種依賴主要集中于外資企業(yè)以及OEM類型的生產(chǎn)階段，導(dǎo)致中國企業(yè)選擇規(guī)模經(jīng)濟(jì)遞減的低沉沒成本生產(chǎn)階段，這種效應(yīng)對(duì)于內(nèi)資企業(yè)尤為嚴(yán)重。但是，他們的研究仍然有待擴(kuò)展：一方面，他們的研究僅僅指出市場分割將影響中國的出口模式，卻并沒有討論市場分割的來源及其對(duì)企業(yè)出口的影響。本文正是在本地市場效應(yīng)視角下，通過引入共同方言市場，考察了方言壁壘所形成的市場分割對(duì)企業(yè)出口所帶來的影響。另一方面，他們的研究也并沒有注意到中國企業(yè)所面臨的國內(nèi)市場是復(fù)雜塊狀分割的，不同地區(qū)企業(yè)所面臨的國內(nèi)市場規(guī)模是迥異的，而文化和方言的隱形壁壘在塊狀分割市場的形成中起到關(guān)鍵的作用。本文正是在他們的研究基礎(chǔ)上，刻畫與檢驗(yàn)了分割市場對(duì)企業(yè)出口模式所帶來的影響。

對(duì)于中國國內(nèi)的市場分割，Young（2000）的研究較早地對(duì)中國的地方保護(hù)與市場分割提出了嚴(yán)格的理論假設(shè)，此后的大量研究均將中國嚴(yán)重的市場分割歸因于漸進(jìn)式改革所形成的地方保護(hù)。然而，正如高翔和龍小寧（2016）所指出的，行政區(qū)劃作為地方保護(hù)主義產(chǎn)生的基礎(chǔ)條件，其產(chǎn)生就受到文化分割和方言壁壘的影響。近年來，越來越多的研究開始關(guān)注文化與方言所產(chǎn)生的市場分割，并對(duì)其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)展開了分析。不同地區(qū)由于歷史、氣候、地理?xiàng)l件的差異形成了不同的語言文化，而不同的語言特征不僅為不同的社會(huì)群體打下了顯示性的標(biāo)簽，而且在不同地區(qū)間的情感溝通與市場交易中形成了隱形的方言壁壘。例如，高翔和龍小寧（2016）從省制的行政區(qū)劃角度入手，發(fā)現(xiàn)不同地區(qū)之間的文化沖突導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)合作和貿(mào)易往來間的貿(mào)易成本迅速提高，從而阻礙了當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展。劉毓蕓等（2017）從方言的角度入手，從側(cè)面證實(shí)了方言壁壘所帶來的市場分割效應(yīng)。

本文在圖1 中展示了方言壁壘影響企業(yè)出口的理論機(jī)制與框架，其中的虛線部分表示因不同地區(qū)方言差異所形成的隱形壁壘，這些壁壘將市場劃分為不同的地區(qū)，本文將這些使用相同方言的地區(qū)稱之為共同方言市場。因此，方言壁壘的分割是共同方言產(chǎn)生的原因，方言壁壘分離得越碎片化，共同方言市場規(guī)模也就越小。雖然共同方言市場的大小并不等價(jià)于本地市場規(guī)模，企業(yè)依然能夠穿越方言壁壘向不同方言市場銷售產(chǎn)品，但方言壁壘的存在卻大大提高了企業(yè)異地銷售的成本，共同方言市場與本地市場規(guī)模之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系。一方面，方言是不同地區(qū)個(gè)體獨(dú)特的標(biāo)志物，不同方言群體不僅在交流中存在障礙并引發(fā)貿(mào)易成本（林建浩和趙子樂，2017），而且還將導(dǎo)致不同地區(qū)間心理距離的擴(kuò)大并帶來不信任感，阻礙跨地區(qū)分工合作的形成（劉毓蕓等，2017）。這顯然從供給層面增加了地區(qū)間企業(yè)貿(mào)易的成本，方言這一無形壁壘將完整的國內(nèi)市場進(jìn)行分割。另一方面，共同的方言體現(xiàn)了不同地區(qū)間在偏好、文化、制度以及氣候上的相似性，為基于本地偏好生產(chǎn)的產(chǎn)品贏得共同方言市場消費(fèi)者的青睞提供了先天優(yōu)勢（高翔和龍小寧，2016；黃玖立和劉暢，2017）。因此，更小的共同方言市場導(dǎo)致企業(yè)必須面對(duì)共同方言市場外使用不同語言的區(qū)域市場，所帶來的貿(mào)易成本顯然是更高的。例如，Jensen 和Miller（2018）發(fā)現(xiàn)本地消費(fèi)者對(duì)外地商品的質(zhì)量、聲譽(yù)與特色的信息不對(duì)稱，導(dǎo)致本地消費(fèi)者對(duì)外地商品需求的下降。對(duì)于不同方言地區(qū)的商品，信息不充分將更加嚴(yán)重，從而導(dǎo)致企業(yè)所能獲取的本地市場規(guī)模大大縮小。

圖 1 方言壁壘影響企業(yè)出口的理論機(jī)制與框架

方言壁壘所引發(fā)的共同方言市場大大降低了中國企業(yè)的本地市場規(guī)模，形成了無形的市場分割。根據(jù)朱希偉等（2005）的研究，市場分割所帶來的國內(nèi)貿(mào)易成本與出口市場沉沒成本之間的差異將導(dǎo)致截然不同的開放均衡。一方面，市場分割的形成導(dǎo)致中國企業(yè)進(jìn)入異地市場的貿(mào)易成本是非常高昂的，甚至?xí)r常高于進(jìn)入出口市場的沉沒成本。然而，OEM以及加工貿(mào)易的方式具有沉沒成本低且規(guī)模報(bào)酬不變或遞減的特征，這導(dǎo)致企業(yè)得以通過這樣的方式進(jìn)入國際市場，形成了以出口為基礎(chǔ)的開放經(jīng)濟(jì)均衡，這不僅造成中國企業(yè)的生產(chǎn)表現(xiàn)為規(guī)模報(bào)酬不變或遞減，而且導(dǎo)致在此條件下市場分割與中國企業(yè)出口正相關(guān)關(guān)系的產(chǎn)生，導(dǎo)致中國對(duì)外貿(mào)易的依賴和行為扭曲。然而，對(duì)于出口市場中沉沒成本仍然高于國內(nèi)市場的企業(yè)，其市場的擴(kuò)張仍然依賴于本地市場擴(kuò)張所帶來的規(guī)模經(jīng)濟(jì)，仍然將形成以本地市場為基礎(chǔ)的開放均衡，導(dǎo)致市場分割與企業(yè)出口間負(fù)相關(guān)關(guān)系的產(chǎn)生。綜上所述，本文提出如下研究假設(shè)：

方言壁壘將會(huì)導(dǎo)致共同方言市場的產(chǎn)生，而共同方言市場的擴(kuò)張將提高企業(yè)的本地市場規(guī)模，但其對(duì)企業(yè)出口的影響取決于行業(yè)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)與沉沒成本特征。若企業(yè)處于規(guī)模報(bào)酬遞減、沉沒成本較低的行業(yè)，則方言壁壘將導(dǎo)致企業(yè)出口的增加，企業(yè)將建立以出口市場為基礎(chǔ)的開放均衡；若企業(yè)處于規(guī)模報(bào)酬遞增、沉沒成本較高的行業(yè)，則方言壁壘將導(dǎo)致企業(yè)出口的減少，企業(yè)將建立以本地市場為基礎(chǔ)的開放均衡。

三、數(shù)據(jù)說明與計(jì)量模型的構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)說明

為了刻畫中國企業(yè)的出口行為，本文所采用的企業(yè)數(shù)據(jù)來自2005 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。本文在國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類的基礎(chǔ)上進(jìn)一步剔除了非制造業(yè)企業(yè)。樣本期間，中國行政區(qū)域的劃分經(jīng)過了不斷的調(diào)整，本文對(duì)樣本所涉及的區(qū)域行政編碼進(jìn)行了統(tǒng)一。本文刪除了總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)、總資產(chǎn)小于流動(dòng)資產(chǎn)的企業(yè)樣本，刪除了增加值、就業(yè)人數(shù)和銷售額為負(fù)的企業(yè)樣本，并刪除了職工人數(shù)少于8 人的企業(yè)樣本。

本文以縣級(jí)行政區(qū)劃為分析單位，使用源于中國研究服務(wù)數(shù)據(jù)平臺(tái)的漢語方言數(shù)據(jù)來刻畫方言特征。其中，根據(jù)許寶華和宮田一郎（1999）所編的《漢語方言大詞典》及中國社會(huì)科學(xué)院和澳大利亞人文科學(xué)院（1987）所編的《中國語言地圖集》，本文將漢語方言從粗略到細(xì)致依次分為：漢語、方言大區(qū)、方言區(qū)、方言片（次方言）。①商務(wù)印書館在2012 年重新修訂了《中國語言地圖集（第2 版）》，但由于本文所選取的樣本均在2012 年之前，采用該更新的數(shù)據(jù)庫可能不合適，且增加了出口影響方言的內(nèi)生性問題風(fēng)險(xiǎn)。此外，2007 年后中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫就不再匯報(bào)中間品與增加值的信息。因此，為了突破諸多研究限制和最大程度地避免內(nèi)生性問題，本文最終并未選取《中國語言地圖集（第2 版）》作為整理資料的依據(jù)，而是采用了1987 年出版的《中國語言地圖集》。本文采取方言片作為基本的方言單元。我們在整理后依據(jù)數(shù)據(jù)庫中所報(bào)告的中國2 282 個(gè)縣級(jí)行政區(qū)劃所使用的具體漢語方言片來構(gòu)建每個(gè)縣的共同方言市場規(guī)模。此外，對(duì)共同市場的刻畫還需要人口分布方面的信息。一方面，本文采用了2000 年人口普查數(shù)據(jù)所報(bào)告的縣級(jí)人口數(shù)據(jù)；另一方面，本文采用2005 年全國1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)從2000 年人口普查中進(jìn)行分層抽樣所得，覆蓋了除中國臺(tái)灣、香港和澳門外的其他31 個(gè)省份，抽樣調(diào)查樣本占到了全國1%的人口，并在調(diào)查中涵蓋了收入、職業(yè)等豐富的居民基本信息，能夠很好地反映人口在不同地區(qū)的分布。

（二）計(jì)量模型構(gòu)建

本文運(yùn)用Heckman兩階段選擇模型對(duì)方言多樣性的出口效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)。當(dāng)企業(yè)進(jìn)行出口決策時(shí)，它們將面臨擴(kuò)展邊際與集約邊際兩方面的選擇。根據(jù)Heckman兩階段選擇模型，本文設(shè)定第一階段考察企業(yè)的擴(kuò)展邊際，將模型形式設(shè)定如下：

其中，f代表企業(yè)，i代表行業(yè)，j代表縣；ex為企業(yè)選擇是否出口的虛擬變量，若出口為1，不出口則為0；Common表示共同方言市場規(guī)模；X表示企業(yè)層面的控制變量，包括生產(chǎn)率、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)經(jīng)營年限與企業(yè)所有制變量，控制了企業(yè)層面的特征；Y表示地區(qū)層面的控制變量，包括地區(qū)受教育水平、人口密度、外商直接投資和到港口距離變量，控制隨地區(qū)發(fā)生變化的特征與因素。為了避免無法觀測因素所帶來的重要變量缺失的問題，本文在模型中控制了行業(yè)（φi）與省份（φp）層面的固定效應(yīng)，計(jì)算了城市層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差。參考張杰與鄭文平（2015）對(duì)補(bǔ)貼出口效應(yīng)的研究，選擇政府補(bǔ)貼（Sub）作為模型的識(shí)別變量，若獲得補(bǔ)貼則變量為1，否則為0。在模型（1）中，本文最關(guān)注共同方言市場變量（Common）的估計(jì)系數(shù)。我們預(yù)期共同方言市場變量的估計(jì)系數(shù)在規(guī)模報(bào)酬遞增的行業(yè)中顯著為正，在規(guī)模報(bào)酬遞減的行業(yè)中顯著為負(fù)。

Heckman兩階段選擇模型的第二階段為企業(yè)出口規(guī)模的決定模型，考察了企業(yè)出口的集約邊際。在第二階段模型中，我們加入了第一階段模型所估計(jì)得到的逆米爾斯比，以克服樣本選擇偏差。若逆米爾斯比顯著不為0，則第二階段模型存在樣本選擇問題，Heckman兩階段選擇模型能夠有效解決樣本選擇偏差。本文將第二階段模型設(shè)定如下：

其中，exvalue為企業(yè)出口交貨值，取出口交貨值加1 后的對(duì)數(shù)作為被解釋變量；模型還考慮了企業(yè)層面（X）與地區(qū)層面（Y）的控制變量，對(duì)控制變量的設(shè)定與第一階段模型保持一致；為了避免不可觀察因素導(dǎo)致的遺漏關(guān)鍵解釋變量問題，本文在模型（2）中考慮了行業(yè)與省份層面的固定效應(yīng)，以控制不隨時(shí)間變化而僅隨行業(yè)或省份變化的不可觀察因素。在模型（2）中，我們并沒有加入補(bǔ)貼變量，而是加入了逆米爾斯比（λfij）變量。在模型（2）中，本文最關(guān)注共同方言市場變量（Common）的估計(jì)系數(shù)。根據(jù)新貿(mào)易理論的理論預(yù)測，我們預(yù)期共同方言市場變量的估計(jì)系數(shù)在規(guī)模報(bào)酬遞增的行業(yè)中顯著為正，在規(guī)模報(bào)酬遞減的行業(yè)中顯著為負(fù)，進(jìn)而通過兩組估計(jì)之間的差異對(duì)方言的出口效應(yīng)進(jìn)行推斷。

本文將采用Rajan 和Zingales（1998）提出的雙重差分模型就共同方言市場影響企業(yè)出口的行業(yè)差異性進(jìn)行識(shí)別，并對(duì)其機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)與分析?；陔p重差分法的研究思路，本文通過引入地區(qū)層面的共同方言市場變量與行業(yè)層面的規(guī)模經(jīng)濟(jì)變量，從而進(jìn)一步檢驗(yàn)共同方言市場規(guī)模擴(kuò)張影響具有不同規(guī)模經(jīng)濟(jì)的行業(yè)企業(yè)出口行為的差異性。具體方程如下：

其中，本文在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上加入了共同方言市場與規(guī)模經(jīng)濟(jì)變量的交乘項(xiàng)，并在模型中加入了各自的直接項(xiàng)；Scalei表示行業(yè)i的規(guī)模經(jīng)濟(jì)變量，本文采用規(guī)模報(bào)酬系數(shù)與資本轉(zhuǎn)售率指標(biāo)對(duì)規(guī)模經(jīng)濟(jì)進(jìn)行度量。一方面，當(dāng)采用規(guī)模報(bào)酬系數(shù)作為規(guī)模經(jīng)濟(jì)的代理變量時(shí)，規(guī)模報(bào)酬系數(shù)越大，則規(guī)模報(bào)酬遞增程度越強(qiáng)，我們預(yù)期此時(shí)交乘項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，即共同方言市場規(guī)模的擴(kuò)大對(duì)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)更大的行業(yè)的出口促進(jìn)效應(yīng)更大。另一方面，當(dāng)采用資本轉(zhuǎn)售率指標(biāo)作為規(guī)模經(jīng)濟(jì)的代理變量時(shí)，資本轉(zhuǎn)售率指標(biāo)越大，則規(guī)模經(jīng)濟(jì)程度越低，我們預(yù)期此時(shí)交乘項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)。

（三）指標(biāo)構(gòu)建

1. 被解釋變量：企業(yè)出口。本文從擴(kuò)展邊際與集約邊際兩個(gè)角度對(duì)企業(yè)出口進(jìn)行刻畫。對(duì)于企業(yè)出口的擴(kuò)展邊際，本文利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的出口交貨值度量企業(yè)出口傾向，出口則賦值為1，不出口則為0；對(duì)于企業(yè)出口的集約邊際，本文采用出口交貨值加1 的對(duì)數(shù)形式表示。

2. 核心解釋變量：共同方言市場規(guī)模。本文通過判斷中國任意兩兩縣級(jí)行政區(qū)域的次方言是否相同，以識(shí)別其是否處于共同方言區(qū)域。本文借鑒新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的市場潛力指數(shù)的構(gòu)造方式，即一省區(qū)所面臨的潛在市場容量是一個(gè)空間加權(quán)平均值，該指標(biāo)與本地區(qū)及其他地區(qū)的市場規(guī)模呈正比，但與其他地區(qū)到該地區(qū)的距離呈反比。基于此，本文構(gòu)造的共同方言市場規(guī)模變量如下：

其中，下標(biāo)j表示縣級(jí)行政區(qū)劃；s表示與縣級(jí)行政區(qū)j相配對(duì)的區(qū)或縣；F表示不同地區(qū)所使用的方言或主導(dǎo)方言；I（·）表示一個(gè)示性函數(shù)，用來判別地區(qū)j與地區(qū)s是否屬于共同方言市場，若兩地區(qū)所使用的方言或主導(dǎo)方言相同，則取值為1，否則為0；pop為人口數(shù)，dis為兩地區(qū)間的球面距離。在計(jì)算共同方言市場變量時(shí)，本文將本地區(qū)視為自身的共同方言市場，并將自身到自身的地理距離取值為1。本文以地區(qū)人口數(shù)量作為該地區(qū)市場規(guī)模的代理變量，但由于不同地區(qū)間的地理距離是不同的，隨著地理距離的增加，市場規(guī)模效應(yīng)呈遞減趨勢，本文采用地理距離的倒數(shù)作為權(quán)重，對(duì)共同方言市場的人口數(shù)量進(jìn)行加權(quán)求和，并得到其在最大潛在共同方言市場中所占的比重，作為共同方言市場規(guī)模的代理變量。

為了展現(xiàn)中國不同地區(qū)的共同方言市場規(guī)模差異性，本文在表1 和表2 中對(duì)共同方言市場排名前10 位和后10 位的縣級(jí)行政區(qū)劃進(jìn)行了分析。表1 展示了共同方言市場排名前10 位的縣級(jí)行政區(qū)劃，全國共同方言市場規(guī)模最大的縣級(jí)行政區(qū)劃是上海市浦東新區(qū)，其共同方言市場規(guī)模指標(biāo)值為0.554。從表1 中我們能夠發(fā)現(xiàn)，除了云南省昆明市官渡區(qū)以外，共同方言市場規(guī)模較大的地區(qū)均集中于北京市、上海市和廣東省等出口集聚的地區(qū)。表2 則展示了共同方言市場排名后10 位的縣級(jí)行政區(qū)劃，全國共同方言市場規(guī)模最小的縣級(jí)行政區(qū)劃是江西省鄱陽縣，其共同市場規(guī)模指標(biāo)值為0.041。從表2 中我們能夠發(fā)現(xiàn)，共同方言市場規(guī)模較小的地區(qū)均集中于江西、新疆、山西和安徽等出口較少的地區(qū)。

表 1 共同方言市場排名前10 位的縣級(jí)行政區(qū)劃

表 2 共同方言市場排名后10 位的縣級(jí)行政區(qū)劃

3. 規(guī)模經(jīng)濟(jì)。共同方言市場對(duì)規(guī)模經(jīng)濟(jì)特征不同行業(yè)的企業(yè)出口行為的影響是存在差異的。為了識(shí)別行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)特征，本文從行業(yè)規(guī)模報(bào)酬系數(shù)與沉沒成本兩個(gè)角度來測度。

一方面，本文假設(shè)企業(yè)的生產(chǎn)方程服從柯布-道格拉斯的生產(chǎn)函數(shù)形式，企業(yè)的規(guī)模報(bào)酬特征應(yīng)當(dāng)由勞動(dòng)力與資本的參數(shù)決定。本文參照Olley 和Pakes（1996）提出的方法，對(duì)行業(yè)的生產(chǎn)方程進(jìn)行估計(jì)，進(jìn)而通過規(guī)模報(bào)酬系數(shù)識(shí)別每個(gè)行業(yè)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)特征。該方法可以有效解決缺失變量問題以及由企業(yè)進(jìn)入退出帶來的樣本選擇偏差問題。具體形式如下：

其中，Y、L和K分別表示企業(yè)增加值、就業(yè)人數(shù)和資本存量的對(duì)數(shù)形式。ηit是被企業(yè)決策者觀察到了而沒有被研究人員觀察到的生產(chǎn)率沖擊；εit是同時(shí)沒有被企業(yè)決策者與研究人員觀察到的生產(chǎn)率沖擊。通過對(duì)式（6）的估計(jì)，我們能夠得到勞動(dòng)力與資本的估計(jì)系數(shù)。本文利用勞動(dòng)力與資本的彈性估計(jì)系數(shù)之和，就能夠求得企業(yè)的規(guī)模報(bào)酬系數(shù)。根據(jù)中國國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類的二位行業(yè)劃分，中國制造業(yè)中共有7 個(gè)行業(yè)處于規(guī)模報(bào)酬遞增，22 個(gè)行業(yè)處于規(guī)模報(bào)酬遞減。①因篇幅所限，本文未在文中匯報(bào)各行業(yè)的規(guī)模報(bào)酬遞增與遞減的特征；如有需要，可向作者索取。從總體上看，中國制造業(yè)行業(yè)普遍未發(fā)揮出規(guī)模經(jīng)濟(jì)，這也印證了朱希偉等（2005）的研究發(fā)現(xiàn)，即中國制造業(yè)企業(yè)普遍缺乏本地市場規(guī)模，選擇進(jìn)入沉沒成本較低且規(guī)模報(bào)酬遞減的生產(chǎn)區(qū)段中，從而無法發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)以及本地市場效應(yīng)。

另一方面，由于企業(yè)生產(chǎn)方程的設(shè)定具有較強(qiáng)的假設(shè)性，生產(chǎn)方程的設(shè)定將會(huì)影響到結(jié)果的準(zhǔn)確性。根據(jù)Krugman（1979）和Krugman（1980）的模型設(shè)定，沉沒成本與固定成本是企業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的重要原因。因此，本文將從沉沒成本的角度對(duì)行業(yè)的規(guī)模特征進(jìn)行進(jìn)一步刻畫。具體而言，本文采用Balasubramanian 和Sivadasan（2009）提出的行業(yè)資本轉(zhuǎn)售率指標(biāo)，作為行業(yè)沉沒成本的代理變量。資本轉(zhuǎn)售率越高，行業(yè)沉沒成本則越低，進(jìn)而行業(yè)的規(guī)模效應(yīng)也就越小。

4. 識(shí)別變量與控制變量。（1）識(shí)別變量：補(bǔ)貼虛擬變量。本文選擇補(bǔ)貼作為模型的識(shí)別變量。具體地，中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫報(bào)告了每個(gè)企業(yè)受到政府的生產(chǎn)性補(bǔ)貼，本文根據(jù)這一信息將補(bǔ)貼變量設(shè)定為虛擬變量的形式，若企業(yè)獲得補(bǔ)貼則賦值為1，未獲得則為0，將其加入到第一階段模型估計(jì)中去。

（2）企業(yè)層面的控制變量（X）。本文還加入了生產(chǎn)率、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)經(jīng)營年限與企業(yè)所有制作為控制變量。具體變量設(shè)定如下：①全要素生產(chǎn)率（TFP）。本文采用Olley 和Pakes（1996）的方法計(jì)算了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，在模型中加入了全要素生產(chǎn)率作為控制變量。②企業(yè)規(guī)模。本文采用總員工數(shù)量的對(duì)數(shù)形式作為企業(yè)規(guī)模的代理變量。③企業(yè)經(jīng)營年限。本文將企業(yè)經(jīng)營年限變量定義為2006 減去該企業(yè)成立年份的對(duì)數(shù)形式。④企業(yè)所有制。本文按照企業(yè)工商注冊代碼將企業(yè)類型劃分為國有企業(yè)、外資企業(yè)與民營企業(yè)，分別設(shè)定國有企業(yè)與外資企業(yè)虛擬變量以控制所有制形式對(duì)企業(yè)出口的影響，若企業(yè)所有制形式為國有企業(yè)或外資企業(yè)，則賦值為1，否則為0。

（3）城市層面的控制變量（Y）。本文利用2005 年全國1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)與2006 年《城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，在計(jì)量模型中加入了城市受教育水平、城市人口密度、城市外商直接投資、城市最近港口距離，以控制城市層面特征的影響。具體地，我們對(duì)城市層面的控制變量設(shè)定如下：①城市受教育水平。我們采用2005 年全國1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)中涉及的個(gè)人受教育信息，對(duì)城市平均受教育年限進(jìn)行估算：文盲為0 年，半文盲為1 年，小學(xué)程度為5 年，初中程度為9 年，高中程度為12 年，大專及本科程度為16 年，研究生程度為19 年。②城市人口密度。我們采用該城市的常住總?cè)丝跀?shù)與該地區(qū)地理面積之比作為其代理變量。③外商直接投資。我們采用該城市外商直接投資占GDP比重作為其代理變量。④城市離最近港口的距離。我們采用該城市與距其最近港口的球面距離作為其代理變量，以控制貿(mào)易成本的影響。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）出口效應(yīng)的分組估計(jì)

為了檢驗(yàn)方言壁壘對(duì)中國企業(yè)出口所造成的影響，本文利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與方言數(shù)據(jù)，采用Heckman兩階段模型對(duì)方程（1）與方程（2）進(jìn)行估計(jì)，并均在估計(jì)中控制了省份與行業(yè)的固定效應(yīng)。為了避免異方差問題對(duì)回歸結(jié)果的影響，本文均計(jì)算了穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差?；诖?，本文從規(guī)模經(jīng)濟(jì)與二元邊際的角度分別探討方言壁壘的出口效應(yīng)。

本文采用Olley 和Pakes（1996）的方法估計(jì)了式（6）的資本與勞動(dòng)產(chǎn)出彈性，并根據(jù)資本產(chǎn)出彈性與勞動(dòng)產(chǎn)出彈性之和計(jì)算了規(guī)模報(bào)酬系數(shù)。規(guī)模報(bào)酬系數(shù)大于1 的行業(yè)被劃分為規(guī)模報(bào)酬遞增行業(yè)，而規(guī)模報(bào)酬系數(shù)小于1 的行業(yè)則被識(shí)別為規(guī)模報(bào)酬遞減的行業(yè)。本文根據(jù)我們對(duì)規(guī)模報(bào)酬遞增與遞減行業(yè)劃分的子樣本，分別對(duì)方程（1）和方程（2）進(jìn)行估計(jì)。本文采用補(bǔ)貼作為Heckman兩階段模型的識(shí)別變量，識(shí)別變量在表3 中的估計(jì)結(jié)果均在1%的顯著性水平上顯著為正，即補(bǔ)貼提高了中國企業(yè)出口的擴(kuò)展邊際，這一估計(jì)結(jié)果與張杰和鄭文平（2015）的研究結(jié)論一致。本文采用第一階段Probit模型構(gòu)造逆米爾斯比，再將其加入到計(jì)量方程（2）中以得到其估計(jì)結(jié)果。逆米爾斯比的估計(jì)系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為正，這表明本文的估計(jì)確實(shí)存在樣本選擇性偏誤，Heckman兩階段模型的估計(jì)是有效的。具體的估計(jì)結(jié)果如表3 所示。

表 3 共同方言市場出口效應(yīng)的分組估計(jì)結(jié)果

一方面，對(duì)于規(guī)模報(bào)酬遞增行業(yè)，共同方言市場變量在企業(yè)出口的擴(kuò)展邊際方程中的估計(jì)系數(shù)為0.056，且在5%的顯著性水平上顯著為正；而對(duì)于規(guī)模報(bào)酬遞減行業(yè)而言，共同方言市場變量的估計(jì)系數(shù)則為?0.108，且在1%的顯著性水平上顯著為負(fù)。這一估計(jì)結(jié)果表明，方言壁壘的減少將導(dǎo)致共同方言市場規(guī)模的擴(kuò)大，促使規(guī)模報(bào)酬遞增行業(yè)的企業(yè)進(jìn)入出口市場，而造成規(guī)模報(bào)酬遞減行業(yè)的企業(yè)退出出口市場，從而導(dǎo)致共同方言市場更大地區(qū)的企業(yè)更集中于出口規(guī)模報(bào)酬遞增行業(yè)的產(chǎn)品。另一方面，本文對(duì)規(guī)模報(bào)酬遞增行業(yè)與遞減行業(yè)集約邊際的估計(jì)結(jié)果分別為0.634 和?1.640，且均在顯著性水平上顯著。這說明方言壁壘所帶來的出口效應(yīng)在規(guī)模報(bào)酬遞增行業(yè)與遞減行業(yè)上存在巨大差異，共同方言市場規(guī)模的擴(kuò)大將提高規(guī)模報(bào)酬遞增行業(yè)的企業(yè)出口規(guī)模，但卻會(huì)降低規(guī)模報(bào)酬遞減行業(yè)的企業(yè)出口規(guī)模。方言將通過降低本地市場規(guī)模的擴(kuò)張，造成本地出口結(jié)構(gòu)偏向于規(guī)模報(bào)酬遞減的行業(yè)和部門，從而不利于本地市場效應(yīng)與規(guī)模經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢的發(fā)揮。

為了保證估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文在計(jì)量模型中加入了一系列企業(yè)層面與地區(qū)層面的固定效應(yīng)，以避免遺漏重要解釋變量問題。一方面，本文加入了生產(chǎn)率、企業(yè)規(guī)模、經(jīng)營年限以及所有制等企業(yè)層面的控制變量。企業(yè)的生產(chǎn)率、規(guī)模、經(jīng)營年限對(duì)企業(yè)出口二元邊際的影響均顯著為正，表明生產(chǎn)率、企業(yè)規(guī)模與經(jīng)營年限均能夠提高企業(yè)出口的擴(kuò)展邊際與集約邊際。本文還加入了國有企業(yè)與外資企業(yè)的虛擬變量以控制所有制因素對(duì)企業(yè)出口所帶來的影響。根據(jù)表3 的估計(jì)結(jié)果，國有企業(yè)顯著抑制了企業(yè)出口的擴(kuò)展邊際，對(duì)集約邊際卻并沒有顯著的影響，外資企業(yè)則在集約邊際與擴(kuò)展邊際上的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明外資企業(yè)無論在出口傾向還是出口規(guī)模上均顯著高于內(nèi)資企業(yè)。另一方面，本文進(jìn)一步加入了地區(qū)受教育水平、人口密度、外商直接投資和到港口距離等地區(qū)層面的控制變量。其中，地區(qū)受教育水平在規(guī)模報(bào)酬遞增行業(yè)中的估計(jì)系數(shù)顯著為正，但在規(guī)模報(bào)酬遞減行業(yè)中的估計(jì)系數(shù)卻顯著為負(fù)。人口密度、到港口距離的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，外商直接投資的估計(jì)系數(shù)則顯著為正。

（二）出口效應(yīng)的雙重差分檢驗(yàn)

在表3 的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步加入了行業(yè)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)特征，以識(shí)別共同方言市場擴(kuò)張影響企業(yè)出口的效應(yīng)在不同行業(yè)上的差異性?；诖?，本文分別采用規(guī)模報(bào)酬系數(shù)與資本轉(zhuǎn)售率作為行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)的代理變量，以行業(yè)層面規(guī)模經(jīng)濟(jì)變量與地區(qū)共同方言市場變量的交乘項(xiàng)來識(shí)別共同方言市場影響企業(yè)出口的機(jī)制，估計(jì)結(jié)果如表4 所示。

表 4 共同方言市場出口效應(yīng)的雙重差分法估計(jì)結(jié)果

表4 報(bào)告了采用雙重差分法所得到的估計(jì)結(jié)果。本文在模型中加入了省份與行業(yè)層面的固定效應(yīng)，但并未加入行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)特征的直接項(xiàng)，以避免多重共線性的影響。對(duì)于雙重差分法的估計(jì)，本文在模型中同樣加入了企業(yè)層面和地區(qū)層面的控制變量，以避免遺漏解釋變量的問題，且控制變量的估計(jì)結(jié)果均保持了穩(wěn)健。根據(jù)表4 的估計(jì)結(jié)果，本文分別采用規(guī)模報(bào)酬系數(shù)與資本轉(zhuǎn)售率以對(duì)行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)特征進(jìn)行刻畫，通過估計(jì)其與共同方言市場變量交乘項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)，以識(shí)別方言壁壘對(duì)企業(yè)出口影響的機(jī)制。表4 中的列（1）和列（2）展示了共同方言市場與規(guī)模報(bào)酬系數(shù)的交乘項(xiàng)估計(jì)結(jié)果：無論對(duì)于企業(yè)出口的擴(kuò)展邊際還是集約邊際而言，交乘項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為正，這表明共同方言市場的擴(kuò)張對(duì)企業(yè)出口擴(kuò)展邊際與集約邊際都有促進(jìn)作用，但這種促進(jìn)作用隨著規(guī)模報(bào)酬系數(shù)的增大而不斷提高，共同方言市場的本地市場擴(kuò)張效應(yīng)偏向于更具規(guī)模經(jīng)濟(jì)的行業(yè)。表4 中的列（3）和列（4）則展示了共同方言市場與資本轉(zhuǎn)售率的交乘項(xiàng)估計(jì)結(jié)果：在擴(kuò)展邊際與集約邊際方程中，交乘項(xiàng)估計(jì)系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為負(fù)，這表明共同方言市場對(duì)企業(yè)出口擴(kuò)展邊際與集約邊際的促進(jìn)作用隨著資本轉(zhuǎn)售率的提高而不斷降低，即隨著行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)的降低而不斷降低。這同樣證實(shí)了前兩列的估計(jì)結(jié)果與推論。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)與分析① 因篇幅所限，本文未在文中報(bào)告穩(wěn)健性估計(jì)結(jié)果；如有需要，可向作者索取。

1. 共同方言市場的重新度量。為了確保本文得到的結(jié)果并不因指標(biāo)的變化而變化，在原有公式的基礎(chǔ)上，本文采用每個(gè)縣級(jí)行政區(qū)劃的GDP作為新的權(quán)重對(duì)共同方言市場指標(biāo)進(jìn)行重新度量。在此基礎(chǔ)上，本文對(duì)方程（1）?方程（4）進(jìn)行估計(jì)，就共同方言市場規(guī)模影響企業(yè)出口的擴(kuò)展邊際與集約邊際分別進(jìn)行檢驗(yàn)與分析。本文檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：無論是擴(kuò)展邊際還是集約邊際，共同方言市場規(guī)模對(duì)規(guī)模報(bào)酬遞增行業(yè)的影響均顯著為正，而對(duì)規(guī)模報(bào)酬遞減行業(yè)的影響則顯著為負(fù)，即方言壁壘對(duì)本地市場效應(yīng)的限制將導(dǎo)致本地出口結(jié)構(gòu)偏向那些不具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)的行業(yè)，這一結(jié)果與基準(zhǔn)估計(jì)保持一致。此外，在擴(kuò)展邊際與集約邊際的估計(jì)方程中，規(guī)模報(bào)酬系數(shù)與地區(qū)共同方言市場的交乘項(xiàng)估計(jì)系數(shù)顯著為正，而與資本轉(zhuǎn)售率的交乘項(xiàng)估計(jì)系數(shù)則顯著為負(fù)，均表明共同方言市場擴(kuò)張所帶來的出口效應(yīng)隨著行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)的提高而不斷提高，即雙重差分模型的估計(jì)結(jié)果同樣是穩(wěn)健的。

2. 遺漏重要解釋變量。由于不同地區(qū)采用方言種類的不同同樣會(huì)影響該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而方言的種類同樣是決定共同方言市場大小的關(guān)鍵因素。因此，為了避免遺漏方言類型而導(dǎo)致內(nèi)生性問題，本文進(jìn)一步加入了方言類型的固定效應(yīng)。一個(gè)地區(qū)方言多樣性的高低不僅會(huì)影響本地區(qū)的市場規(guī)模效應(yīng)，進(jìn)而影響企業(yè)出口，而且也會(huì)影響當(dāng)?shù)氐墓餐窖允袌鲆?guī)模。這種潛在機(jī)制導(dǎo)致了第三方共同影響因素的存在，也導(dǎo)致了潛在的內(nèi)生性問題。因此，本文借鑒徐現(xiàn)祥等（2015）對(duì)方言多樣性的測算方法計(jì)算方言多樣性指數(shù)，采用HHI的方式，對(duì)方言多樣性程度進(jìn)行度量。本文在考慮了方言固定效應(yīng)與方言多樣性后，發(fā)現(xiàn)估計(jì)結(jié)果保持穩(wěn)健。無論對(duì)于擴(kuò)展邊際還是集約邊際，在方言多樣性估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值方面，規(guī)模報(bào)酬遞增行業(yè)均大于規(guī)模報(bào)酬遞減行業(yè)的估計(jì)結(jié)果。這說明方言多樣性同樣降低了本地市場效應(yīng)，導(dǎo)致其對(duì)規(guī)模報(bào)酬遞增行業(yè)所帶來的出口抑制效應(yīng)顯著大于規(guī)模報(bào)酬遞減行業(yè)。

本文所采用的地區(qū)層面的共同方言市場的出口效應(yīng)，還受到其他遺漏變量的影響，如地區(qū)性政策、地方官員偏好、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素不僅可能影響共同方言市場的規(guī)模，而且還會(huì)影響企業(yè)的出口，這就將導(dǎo)致遺漏解釋變量的問題。因此，本文在方程中加入了產(chǎn)業(yè)政策、市長受教育水平以及當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量作為控制變量，以對(duì)本文的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)與分析。具體地，本文以當(dāng)?shù)毓I(yè)總產(chǎn)值占GDP的比重度量當(dāng)?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，采用所在城市市長的受教育年限體現(xiàn)地方官員的偏好，采用該省二位行業(yè)是否實(shí)施產(chǎn)業(yè)政策的虛擬變量度量地區(qū)性政策。在加入控制變量后，本文所得到的估計(jì)結(jié)果均與基準(zhǔn)回歸保持一致。

3. 內(nèi)生性問題。本文借鑒林建浩和趙子樂（2017）的研究，選擇遺傳距離作為工具變量。為了計(jì)算不同城市間的遺傳距離，本文使用趙桐茂等（1991）的免疫球蛋白Gm單體型頻率數(shù)據(jù)，去掉其中的Gm3;5型以及只包含少數(shù)民族樣本的城市。本文采用Hedrick（1971）所提出的基因距離算法，根據(jù)Nei（1972）的方法計(jì)算得到兩地區(qū)間更為穩(wěn)定的遺傳距離DIH變量，作為兩地區(qū)間的遺傳距離的代理變量。根據(jù)趙桐茂等（1991）、林建浩和趙子樂（2017）的建議，本文選定上海市作為構(gòu)造遺傳距離的基準(zhǔn)城市，在兩個(gè)城市相對(duì)于基準(zhǔn)城市的絕對(duì)遺傳距離基礎(chǔ)上，再計(jì)算相對(duì)遺傳距離。遺傳距離的計(jì)算方法只能測算出不同群體在血統(tǒng)上的分離時(shí)間，卻無法反映共同遺傳基因的市場規(guī)模。因此，本文在共同方言市場規(guī)模的基礎(chǔ)上，以人口規(guī)模與遺傳距離的比值作為權(quán)重，進(jìn)而根據(jù)遺傳距離計(jì)算共同方言市場規(guī)模的工具變量。本文選取所計(jì)算出的全部相對(duì)遺傳距離中最小的前10%作為具有共同遺傳距離的市場。本文采用工具變量法后估計(jì)發(fā)現(xiàn)：共同方言市場對(duì)規(guī)模報(bào)酬遞增行業(yè)的企業(yè)出口擴(kuò)展邊際與集約邊際的估計(jì)結(jié)果均在1%的顯著性水平上顯著為正，但對(duì)規(guī)模報(bào)酬遞減行業(yè)的企業(yè)出口擴(kuò)展邊際與集約邊際的估計(jì)結(jié)果均在1%顯著性水平上顯著為負(fù)，這與基準(zhǔn)估計(jì)所得到的結(jié)果相同。與此同時(shí)，我們應(yīng)當(dāng)注意到采用工具變量法估計(jì)所得到的系數(shù)，在絕對(duì)值上相比基準(zhǔn)估計(jì)均有所增大，這表明內(nèi)生性問題確實(shí)導(dǎo)致了共同方言市場效應(yīng)的低估，但工具變量估計(jì)并未改變本文基準(zhǔn)估計(jì)所得到的基本結(jié)論。

4. 樣本穩(wěn)健性分析。本文將那些出口額占銷售額比重超過90%的企業(yè)識(shí)別為外向型企業(yè)，并將其從樣本中刪去，以保證樣本的穩(wěn)健性。估計(jì)結(jié)果表明，在規(guī)模報(bào)酬遞增行業(yè)中，共同方言市場變量的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為正；但在規(guī)模報(bào)酬遞減行業(yè)中，估計(jì)系數(shù)卻在5%的顯著性水平上顯著為負(fù)。這表明基準(zhǔn)回歸中的估計(jì)結(jié)果仍然是穩(wěn)健的。進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，規(guī)模報(bào)酬系數(shù)與共同方言市場交乘項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，而共同方言市場與資本轉(zhuǎn)售率的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，這同樣證實(shí)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。本文再采用1998?2007 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的面板數(shù)據(jù)，假設(shè)各縣的共同方言市場規(guī)模變量不隨時(shí)間而變化，發(fā)現(xiàn)在控制年份固定效應(yīng)后，估計(jì)結(jié)果仍然保持穩(wěn)健。

五、結(jié)論與啟示

全面形成國內(nèi)統(tǒng)一的大市場格局是中國發(fā)揮本地市場效應(yīng)與規(guī)模經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢的關(guān)鍵，突破不同地區(qū)在文化與語言上的無形壁壘是進(jìn)一步推進(jìn)區(qū)域均衡發(fā)展戰(zhàn)略的重點(diǎn)。尤其是，方言造成的本地市場分割嚴(yán)重限制了本地市場效應(yīng)的發(fā)揮，導(dǎo)致本地規(guī)模報(bào)酬遞增行業(yè)的出口競爭力下降，從而抑制本地出口企業(yè)發(fā)揮潛在的規(guī)模經(jīng)濟(jì)。本文在這樣的現(xiàn)實(shí)背景下，利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與方言數(shù)據(jù)，測算了中國不同縣級(jí)行政區(qū)的共同方言市場規(guī)模，構(gòu)建計(jì)量模型檢驗(yàn)了共同方言市場對(duì)企業(yè)出口擴(kuò)展邊際與集約邊際的影響。本文從規(guī)模經(jīng)濟(jì)分組與雙重差分兩個(gè)角度對(duì)共同方言市場的出口效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。本文的研究發(fā)現(xiàn)，共同方言市場規(guī)模的擴(kuò)大不僅將導(dǎo)致規(guī)模報(bào)酬遞增行業(yè)內(nèi)企業(yè)數(shù)量的增加，而且也將導(dǎo)致企業(yè)出口規(guī)模的擴(kuò)大，同時(shí)促進(jìn)了規(guī)模報(bào)酬遞增行業(yè)的企業(yè)在擴(kuò)展邊際與集約邊際上的擴(kuò)張。在采用行業(yè)層面的規(guī)模報(bào)酬系數(shù)與資本轉(zhuǎn)售率構(gòu)建雙重差分模型進(jìn)行估計(jì)后，本文同樣證實(shí)了共同方言市場規(guī)模擴(kuò)張所帶來的出口效應(yīng)，共同方言市場規(guī)模的擴(kuò)張對(duì)企業(yè)出口的影響存在顯著的規(guī)模經(jīng)濟(jì)偏向特征，將導(dǎo)致本國出口結(jié)構(gòu)更加偏向規(guī)模報(bào)酬遞增行業(yè)，從而有利于發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)。本文的研究拓展了現(xiàn)有研究對(duì)文化與經(jīng)濟(jì)之間關(guān)系的討論，為該領(lǐng)域研究提供了新的視角與證據(jù)。

本文從方言的視角豐富了本地市場效應(yīng)以及市場分割影響出口的研究，為方言影響經(jīng)濟(jì)績效的機(jī)制分析提供了重要證據(jù)。本文的研究表明，方言是文化的重要表現(xiàn)形式，文化的版圖約束了市場的擴(kuò)展，形成了經(jīng)濟(jì)上的文化塊狀結(jié)構(gòu)。打破方言和族群以語言為特征的身份識(shí)別與認(rèn)知障礙，有利于打破地區(qū)間的市場分割，形成全國有效的統(tǒng)一市場，從而利用規(guī)模經(jīng)濟(jì)形成中國對(duì)外貿(mào)易的新動(dòng)能。雖然歷史文化與方言的形成是一個(gè)持久的過程，對(duì)地方市場形成的影響也是深遠(yuǎn)的，但本文的研究結(jié)論仍然支撐了現(xiàn)有區(qū)域均衡發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施路徑。政府能夠通過改革戶籍制度促進(jìn)地區(qū)間的人口流動(dòng)，削弱方言對(duì)本地市場的主導(dǎo)作用，從而消除方言對(duì)市場分割帶來的無形壁壘。此外，政府應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步推廣普通話、提高本地基礎(chǔ)教育的質(zhì)量和水平，從而從根本上改變方言所帶來的溝通障礙與隔閡。但我們也應(yīng)當(dāng)看到，方言所帶來的市場分割只是其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的一部分，方言所帶來的文化多樣性同樣可能促進(jìn)創(chuàng)新性思想的產(chǎn)生，從各個(gè)方面對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來更多的可能性。因此，如何權(quán)衡好文化與方言所帶來的復(fù)雜效應(yīng)，以及保存好文化與方言標(biāo)記同樣是未來的重大挑戰(zhàn)。