省際信任對構建全國統一大市場的影響研究

鄭善強 周耀東

一、引言

黨的二十大報告指出要“構建全國統一大市場，深化要素市場化改革”。全國統一大市場不僅有利于要素和商品的自由流動，促進區域間建立合理的產業梯度和分工體系，發揮規模經濟的積極影響，而且有利于團結全國各區域經濟力量，降低外部環境變化對市場的沖擊，保障經濟發展的穩定性。近年來國際形勢發生重大變化，對外貿易在我國經濟增長中的作用逐漸減弱①2012年至2021年間，中國進出口總額占國內生產總值的比重由45.33%下降至34.19%，最低時達到31.79%，對外貿易依存度呈現出較為明顯的下降趨勢。，構建全國統一大市場對于“增強國內大循環內生動力和可靠性”，“提高國際循環質量和水平”具有重要意義。20世紀90 年代以來我國統一大市場進程經歷了從分割到緩和再到起伏震蕩三個階段（Young，2000；劉夏明等，2004）。黨的十八屆三中全會后，伴隨著財稅體制改革深化，地方財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），傳統的理論將地方政府本地保護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），但上述現象與這一理論解釋存在背離。也有學者從社會輿論（張先鋒等，2021）、方言差異（劉毓蕓等，2017）、風俗習慣（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。

信任是在認識到自身行動可能存在的風險后，仍會對其他個體或群體的行為作出積極預期，并采取相應行動的心理狀態（Deutsch，1958；辛素飛等，2013），信任關系的變化可能改變群體自發保護本地市場的決策，對地方市場分割的影響同樣值得關注。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系，分析省際信任對構建全國統一大市場的影響邏輯，選取2015至2018年滬深A 股上市公司數據和同期中國綜合社會調查（CGSS）數據構建省際信任指標①文內所有“省份”均表示我國省級行政單位。，實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識，也有助于完善區域間信任機制，以低成本、可接受的形式加速全國統一大市場的形成。

與強調“政治錦標賽體制”下地方政府的本地保護行為不同，非正式制度因素的研究關注本地群體保護本地市場的自發因素，認為即使消除制度差異和政府干預等正式制度因素，市場分割仍然存在（Hsieh and Klenow，2009）。時間積淀所形成的區域間非正式制度差異，如方言差異、種族歧視、歷史問題等，影響個體或組織間認同，提高地區間生產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，其影響經濟社會的途徑和表現形式（Knack and Keefer，1997）也影響到市場分割的強度。從微觀層面上，信任能夠影響個體對廠商和交易環境的感知，對消費者支付意愿乃至實際的購買行為帶來影響（Gefen，2000；Grabner-Kr?uter and Kaluscha，2003）。從地區層面，區域間信任強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（Wu et al.，2014），改變企業經營、擴張和跨區合作的交易成本（劉鳳委等，2009），以及地區間的經濟和貿易聯系（Xing and Zhou，2018；韋永貴、張藝川，2021）。

現有文獻關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、認知共同作用的產物，如果忽視信任的類型和來源，也就無法提出實際可行的引導政策。其次，信任指標的數據來源較為單一。現階段，中國省際雙邊信任唯一的數據來源為2000年“中國企業家調查系統”（CESS）的問卷調查數據（楊繼彬等，2021），跨時期匹配結果很難反映20年來我國區域間信任的巨大變化。

本文的邊際貢獻主要體現在三個方面：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。以心理學社會認同理論為基礎，將省際信任分解為省份可信性和省際交互關系，提出省際信任形成的假說。其次，使用客觀數據構建省際信任指標，豐富了信任研究的數據來源。借鑒會計和金融行業信用指標客觀化的方法（Kohler et al.，2000；吳娜等，2017），使用各省份上市公司數據、CGSS數據和省際貿易數據構建信任指標，克服了現有數據來源單一、時效性不足等問題。最后，研究信任與政府干預之間關系，探討正式制度因素對非正式制度因素形成的作用機理，并進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識。

二、理論分析

（一）信任的假說

信任研究起源于社會心理學中“非理性期望”的概念，早期學者認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、施信方的心理認知以及雙方的交互關系（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、制度約束等因素的直接影響（Deutsch，1973；Muller and Seligson，1994；Mechanic，1996）；在施信方心理認知的研究中，形成了認識發生論和相對易損性兩種代表觀點，認為成長環境會影響施信方的人生態度和風險觀念，形成獨特的心理認知，施信方人生態度越積極，對失信的損失越輕視，越容易產生一般性的正面社會認知，促進信任的形成（Erikson，1993；Sztompka，1999）。在雙方交互關系的研究中，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，熟悉程度能夠對雙方交互關系產生積極影響，促進信任的建立（Axelrod and Hamilton，1981）。

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

省際信任是指我國各省份間的信任（林建浩等，2018），借鑒社會認同理論梳理群體信任形成的邏輯，并擴展到省際信任對市場分割的作用之中，認為省際信任是影響省際市場分割強度的重要的非正式制度因素，包括兩個層面的影響，其一為省份可信性，即群體對省份內能力、誠實、制度等可信性特征的認可，為省份信任關系建立提供了可信性標準，可信性特征也可能成為外群體偏見的依據，影響地方市場的整合；其二為省份之間的認同程度，即交互關系，包括群體之間的熟悉程度和社會認同，是形成省際信任的“關鍵少數”，也是構建全國統一大市場的關鍵變量。

（二）研究假設

本文基于D-S 模型的設定和推論（Head and Mayer，2000；劉易昂、賴德勝，2016），構建地區市場的邊界效應模型，闡述省際信任影響統一大市場形成的理論基礎。假設一個大市場中存在K 個地區，市場內消費者的偏好服從CES 偏好且在地區內存在同質性（σ > 1）。地區i 與地區j 的貿易流量可以理解為兩地區互相購買產品的最優消費數額，因此刻畫兩地貿易流量即求解地區總預算約束下的最優消費者效用Ui的問題①此處以制成品貿易為例，對于中間商品，使用下游生產者的生產函數替代消費者效用，仍推導出等價的估計方程。Head and Mayer（2000）的研究說明了下游生產者成本最小化的結果也符合公式（2）。。

其中，βij表示i 地消費者對j 地產品的偏好，Cijg為i 地區消費者購買j 地區產品g 的消費量，nj為j地區產品的種類數；Xi為i地區購買產品的總支出，即總預算約束。進一步計算出最優消費數額Xij。

最優化結果中Xij與nj、Pij、βij相關，表明研究地區間最優貿易流量，離不開對供應規模、實際價格和消費者偏好的分析。對供應規模的理解依托D-S 模型的經典推論（Insead，1991），在規模經濟、廠商異質性、無技術壁壘的條件下，地區i 生產的產品總產量Yi由廠商產量q、產品種類ni、出廠價格Pi所決定。

實際價格Pij由兩地貿易壁壘uij、j 地資本回報rj、運輸成本d1-δi-δjij和j 地區商品出廠價格Pj共同決定。采用“冰山成本”刻畫運輸成本，其中dij為兩地實際距離，δi、δj為交通基礎設施建設情況，τ表示折算權重。

首先，考慮省份可信性對地方市場分割的直接影響。設消費者對外地商品初始的接受程度為α，將j 地區的可信性表示為復合函數γj，j 地區在各種信任來源中表現的可信性越強，γj越大，i 地區消費者對j地區產品的信任程度越高，消費者偏好就越強，得到消費者偏好βij，消費者偏好越強意味著消費者購買異地商品的意愿越不受阻礙。

進而得到最優條件下兩地貿易總額Xij，如公式（6）。其中Ii為多邊貿易阻力，反映了地區所有貿易伙伴具有的價格、距離、交通基礎設施、經濟規模等方面特征，對Ii對數化處理并去除自銷產量，結果如公式（7）。

由于σ > 1，Mij與γj存在正相關關系，即j地區的可信性越強，i地區越信任j地區的商品，省份群體自發開展的本地保護越弱，i 地區消費者購買意愿強烈，兩地貿易聯系得到加強，市場分割的強度越弱，同理，Mji也具有相同效應。這說明兩地貿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1。

假設1：省份可信性增強能夠加強其他省份對本省份的信任，降低市場分割水平。

其次，考慮省份間交互關系的作用，分析熟悉程度和社會認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地消費者對j地商品的接受程度越高；而省份間社會認同的影響則略有不同，在社會分類階段，i 地消費者按照所屬地區進行自我歸類，對本地區產生天然的情感和認同；在社會比較階段，i地消費者會比較兩地突出特征φi，φj以獲得自尊；在積極區分階段，社會比較強化了i 地消費者建立本地區優勢的動機，帶來思想意識層面自發的本地保護，造成對j地商品的群體偏見，省份信任關系表現為不信任；因此消費者偏好與天然接受程度α、權重系數θ（θ > 0）、省份間熟悉程度ωij和社會認同的作用|φi- φj| 有關。

此時最優貿易流量如公式（9），Mij與φi，φj不存在直接關聯，而與存在負相關關系，即兩地社會比較的差異越大，兩地之間的最優貿易流量越小，市場分割越嚴重。

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

進一步思考省際交互關系對省份可信性作用效果的異化。部分學者發現，群體規模擴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），經濟狀況、學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，從社會認同層面影響群際信任關系（Xin et al.，2016）。因此分析省份信任時，要考慮省份大樣本和實驗室小樣本規模上的差別。可信性重要程度削弱可以理解為交互關系權重系數θ擴大，可信性特征成為社會比較對象意味著可信性函數γj與群體特征函數φj存在相似性，即φj= γj+ μj，其中μj表示與省份可信性無關的部分。

此時最優貿易流量表示為公式（11），對于φi> φj，隨著θ 的增大，Mij與φj始終存在正相關關系，且系數逐漸擴大；對于φi< φj，隨著θ的增大，Mij與φj的正相關關系逐漸減弱，當θ > 1時，Mij與φj表現為負相關關系。即當交互關系的重要程度超出可信性特征時，省份可信性對貿易流量的影響出現變化，在可信性較低的省份表現為正相關，可信性較高的省份則表現為負相關，此時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，市場分割強度越高。

假設3：當省際交互關系的影響效果超過了省份可信性特征時，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知的差別，影響省份間社會認同，加劇市場分割問題。

此外，公式（7）、（9）中貿易流量Mij與兩地間貿易壁壘uij、兩地距離dij、交通基礎設施水平δi和δj、廠商所在地區的資本回報要求rj均存在關聯，因此在設定實證模型時，將省際制度壁壘、資本回報率、實際距離、交通基礎設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等正式制度之間可能的關聯。梳理信任的來源，發現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知和積極態度，更有制度、經濟層面對信任對象能力、才干和歷史行為的肯定。地方政府以往實行的本地保護，如基礎設施的建設、產業結構的規劃、商業糾紛的判罰、投資優惠等，進一步強化了區域間經濟、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，持續阻礙地方市場的整合。

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

三、研究設計

（一）數據來源與指標設定

本文使用上市公司、綜合社會調查和省際貿易數據刻畫省份間信任①其中，海南省、新疆維吾爾自治區、西藏自治區、香港特別行政區、澳門特別行政區和臺灣省的社會認同數據缺失，暫不討論。，采用“相對價格法”測算省際市場分割程度，研究省際信任對構建全國統一大市場的影響。上市公司數據來自CSMAR 數據庫2015-2018 年上市公司基本信息、公司財務、重大事件披露；中國綜合社會調查數據來自CGSS 項目組2015年、2017年的家庭調查數據集；省際貿易數據來自《中國交通年鑒》國家鐵路行政區域間貨物交流情況；市場分割及主要控制變量的原始數據來自國家和各省份統計年鑒價格指數、國民經濟核算、財政、人口、交通和對外經濟貿易模塊；地理位置信息來自百度地圖開放平臺，與國家基礎地理信息中心數據進行核對。

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系衡量省際信任。省份可信性理解為省份在能力、誠實和制度方面的可信性，采用省份上市公司作為“標桿企業”計算，具體而言，公司商業信用價值反映了行業對其能力的認可程度（Kohler et al.，2000），克服了公司能力評價標準在行業間存在差異的問題，使用省內所有A股上市公司商業信用之和占營業總收入的比值衡量省份的能力可信性（Cre_c），其中公司商業信用價值=（應付票據+應付賬款+預收款項）-（應收票據+應收賬款+預付款項）；上市公司涉案情況反映了公司在履行合約上受到的質疑，使用省份上市公司在周期內未涉案的比例衡量誠實可信性（Cre_h），周期內未涉案比例=（1-涉案公司數/省份上市公司總數）*100%；案件受理情況能夠反映制度規范對違約行為的干預程度，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+不予受理案件數+駁回申請案件數）/上市公司涉案總數]*100%。省份間熟悉程度（Link）使用省份間貿易聯系刻畫，表示為省份區域間鐵路貨運發送量；社會認同（Identity）則使用CGSS 數據庫中關于社會地位認知的調查數據，對“在目前這個社會上，您本人的社會經濟地位屬于哪一層”和“綜合看來，在目前這個社會上，您本人處于社會的哪一層”等問題的回答進行清洗（劉一鳴等，2021），按平均值匹配到對應省份得到社會認同指標，并以固定的年變化率補充非調查年份數據；可信性差距（Gap）主要來自省份特征的社會比較和積極區分上，體現省份大樣本中可信性成為社會比較的對象時，帶來的省份群體身份認知差別，結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采用相對價格法得到（毛其淋、盛斌，2012；臧鋮等，2022）。具體步驟如下：（1）使用分類價格指數構建年份、省份和分類商品的三維面板數據集，其中t表示年份，i表示省份（N=28），k 表示價格指數統計中分類商品（K=8）；（2）使用省份間價格指數的對數差值表示一階差分下的商品相對價格其中)即為i 省份k 類商品價格指數的對數形式，在商品維度求均值得到省份雙邊關聯樣本市場分割指標對省份間商品的相對價格進行去中心化處理，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

3.控制變量

控制變量設定在省份政府干預能力、外貿參與能力、交通狀況、國有化狀況和資本回報預期五個方面（范子英、張軍，2010；曹春方等，2017；楊繼彬等，2021）。政府干預能力主要體現在地方政府扶持（Gov）和財政分權（Fiscal）上，分別表示為省份政府財政支出扣除轉移支付后占GDP的比重和預算內人均財政支出與全國數值的比值；外貿參與能力體現在省份參與對外貿易的便利性（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在地理距離（Distance）和交通基礎設施（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）使用省份內國有企業、城鎮單位就業人員占總就業人員的比例表示；省份的資本回報預期體現在投資收益率（Interest）上，表示為周期內GDP增加值與固定資產投資的比值。

表1 核心變量定義與說明

（二）模型構建

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

在綜合樣本回歸中（公式12），Seg_ii表示市場分割指數，Cre_ci、Cre_hi、Cre_ii分別表示能力、誠實和制度方面的可信性，Identityi表示社會認同意識，Linki表示熟悉程度變量，Xi為體現省份特征的控制變量；在雙邊關聯樣本的回歸中（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計

四、實證結果分析

研究省際信任對我國地方市場分割的作用和影響機理，主要進行三個步驟的實證分析。首先，使用綜合樣本回歸公式（12），分析省份可信性、省際交互關系如何影響地方市場分割指數，驗證假設1和假設2；其次，使用雙邊關聯樣本回歸公式（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生改變，解釋省份可信性可能的“失靈”現象；最后，構建省份政府干預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間的因果關系，并對實證結果進行了穩健性檢驗和異質性分析。

（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系所帶來信任對市場分割的直接作用，回歸結果如表3。第（1）列、第（2）列展示了省份可信性和省份市場分割指數的關系，Cre_c、Cre_h、Cre_i 的回歸系數均不顯著，表明在綜合樣本中，省份能力、誠實和制度可信性對市場分割指數的解釋力度不強，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生影響；（3）、（4）列展示了省份間交互關系和市場分割的回歸結果，Identity 的回歸系數顯著為正，表明省份的社會認同意識與市場分割指數正相關，省份群體對自身社會地位的認知增強，會造成對本省份商品的認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的回歸系數顯著為負，表明省份外界貿易關聯緊密度和市場分割指數負相關，省份間熟悉程度提升能夠有效促進區域市場的整合；（5）、（6）列中Identity 和Link 的回歸結果未發生明顯變化，Cre_c、Cre_h、Cre_i 的顯著性較差，省份間交互關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的關聯未能得到驗證。省份綜合樣本的回歸結果表明，省份間交互關系所帶來信任能夠直接影響市場分割，省份社會認同意識的增強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一步探索。

表3 基準回歸1：省份綜合樣本回歸結果

進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”的現象，使用雙邊關聯樣本對公式（13）進行回歸，表4 中higher 表示可信性中較大值的回歸結果，lower 表示較小值的回歸結果。（1）-（4）列中Cre_c、Cre_h、Cre_i 的回歸系數存在明顯的共同特征，其較大值的回歸系數均為正，較小值的回歸系數均為負，兩種省份能力、誠實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兩省份市場整合，反而會進一步加劇兩地市場分割問題，且雙邊樣本中回歸結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）列回歸結果中，Identity的系數為正值，Link的系數為負值，社會認同和熟悉程度對市場分割的作用未發生明顯改變，在社會認同方面，省份群體依據社會地位認知開展積極區分，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；省份間緊密的貿易關聯則意味著較高的熟悉程度，促進省份群體間建立信任關系，有利于地方市場的整合。

表4 基準回歸2：雙邊關聯樣本回歸結果

雙邊關聯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，使用公式（14）分析省份間可信性差異與市場分割水平的關系。在表4 第（5）列中，Gap_c、Gap_h、Gap_i 的系數顯著為正，表明省份可信性差距與市場分割存在正相關關系，省際市場分割水平不再取決于單獨某個省份的可信性，但是會受到雙方可信性差距的影響，驗證了假設3 中省份可信性特征對構建統一市場的作用效果；第（6）列中Gap_c、Gap_h、Gap_i對Identity的回歸系數均為正值，表明省份可信性差距與社會認同的差別正相關，解釋了綜合樣本中省份可信性“失靈”的現象，即省份較大的群體規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同的比較對象，可信性差距增大會造成社會認同上的差別擴大，加深省份的外群體偏見，阻礙省份間統一市場的形成。基準回歸結果表明，省份間交互關系帶來信任對地方市場分割的解釋力度較強，省份群體社會認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，但是會成為社會認同建立過程中的比較對象，可信性差距會帶來群體社會認同的差別，不利于統一市場的形成。

（二）地方政府干預的持續影響

進一步研究非正式制度因素與政府干預等正式制度壁壘間可能的關聯，設計省份間地方政府干預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變量在多時點的測量數據展開交叉回歸，通過回歸結果的滯后關系確定原因變量和結果變量，挖掘變量間的因果關系。相較于格蘭杰因果檢驗等傳統方法，CLPM 對數據周期的要求相對寬松，更符合本文（T=4）的研究需求。在模型設計上，地方政府干預差異采用雙邊關聯樣本中政府財政扶持差值和財政分權差值兩個指標，省際信任差別則包括社會地位認知差異和可信性差異兩部分。

分析結果如圖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，相關系數a1、a2、a3 均顯著，表明8 組CLPM 模型擬合程度良好，變量通過同步相關檢驗和穩定性相關檢驗。圖1（1）-（4）展示了Gov_gap 和Identity、Gap_c、Gap_h、Gap_i 的交叉滯后分析結果，發現滯后Gov_gap 的標準化路徑系數b2 均顯著為正，滯后Identity、Gap_c、Gap_h、Gap_i 的路徑系數b1 未能通過顯著性檢驗，表明財政扶持差異擴大會帶來省份群體認同上的隔閡，也會導致省份間能力、誠實、制度可信性的差異，滯后信任差異則無法解釋政府財政扶持的差別，政府財政扶持差距是原因變量，省份間的社會認同和可信性差別為結果變量；同理，圖1的（5）和（6）中滯后Fiscal_gap的系數b2顯著為正，滯后Identity、Gap_c 的系數b1 未能通過顯著性檢驗，表明財政分權差異同樣為省份間社會認同、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b1顯著為正且均小于b2，表明省份間財政分權差異和誠實、制度可信性差別存在相互的因果關系，但與可信性差別引起財政分權差異相比，財政分權差異更能解釋省份間誠實、制度可信性的差別。交叉滯后分析的結果表明省份間正式制度壁壘與省際信任間存在因果關系，地方政府在干預水平、財政分權程度方面的本地保護差異，會加劇省份群體經濟、制度等特征上的差別，帶來省份社會認同和可信性的差別，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 地方政府干預與社會認同的交叉滯后分析圖

（三）穩健性檢驗

基準回歸的穩健性問題可能在于指標設計和異常值處理兩方面，為了增強估計結果的可信度，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健性檢驗，結果見表5。在指標設計方面，第（1）列展示了替換被解釋變量的檢驗結果，“相對價格法”對指數形式的價格信息進行對數化和方差處理，增加了市場分割指標表現商品價格差異的難度，故使用貿易流量法計算市場分割水平進行穩健性檢驗，將省份當期區域間鐵路貨運發送量和省份間相互的鐵路貨運發送量之和替代基準回歸的市場分割指標，發現省際信任對市場分割的作用和影響機理未發生改變。第（2）列展示了變更核心解釋變量的檢驗結果，基準回歸中社會認同指標來自中國綜合社會調查2015、2017 年的問卷結果，采用固定變化率的原則填充缺失年份，考慮到社會認同反映了群體較長時間的整體意志，在樣本周期內不易產生大幅度變化，故采用2017年省份群體的社會認同意識作為社會認同指標，檢驗結果均與基準回歸保持一致。

核心變量的異常值主要來自部分省份分類價格指數的口徑變動，第（3）列展示了提高樣本集中度的檢驗結果，在省份市場分割指數的描述性統計中，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%的比例構建新樣本，降低異常值對回歸結果的影響，結果通過穩健性檢驗。第（4）列展示了中位數回歸的檢驗結果。與傳統回歸估計關注解釋變量對被解釋變量條件均值的影響不同，采用分位數回歸模型進行穩健性檢驗，消除極端值對回歸結果的影響，估計結果與基準回歸一致，通過穩健性檢驗。

（四）異質性分析

采用細分市場和地區的方法開展異質性分析。依據價格指數統計的八個主要部門，將商品市場劃分為生存型和發展型商品市場，分別反映居民衣食住行需求和自我保護與發展需求的市場特征。異質性分析結果如表6，在細分市場樣本中，生存型商品市場Gap_c、Gap_h 的回歸系數較大，發展型商品市場Gap_i的回歸系數較大，細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準化指標，系數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、誠實可信性差異的影響較大，發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量的認知和處罰標準較為統一，更多關注合作省份能力和誠實方面的可信性，以確保合約有效執行，發展型商品概念較廣，在合約發生爭議時，難以形成客觀、統一的評價標準，為了降低交易成本，省份更傾向于與具有相似評價標準和處罰方案的省份合作。

表6 異質性分析結果

地區樣本的分類主要參考國家統計局發布的《東西中部和東北地區劃分方法》，考慮中部地區和東北地區樣本量不足，將東北地區樣本加入東部地區，中部與西部地區樣本合并，形成細分地區樣本。在分析結果中，東部地區省際信任與市場分割的關系發生較大變動，Cre_c、Cre_h、Cre_i 的回歸系數均顯著為負，而Identity和Link的回歸系數未通過顯著性檢驗，表明東部地區省份可信性能夠促進統一市場的形成，而省際交互關系的作用不再顯著，可能是由于東部地區市場交易規則相對完善，形成了較為統一的可信性評價標準，貿易雙方更關注省份在能力、誠實和制度上的可信性；中西部地區樣本中Cre_c、Cre_h 的顯著性較差，表明中西部省份能力、誠實可信性對市場分割的解釋力度較差，區域市場整合主要受到制度可信性和省份間交互關系的影響；東西部地區間市場的回歸結果則與總樣本基本相同。

五、結論與建議

依托社會心理學假說解構省際信任的主要維度，構建省份邊界效應模型考察省際信任影響全國統一大市場形成的經濟邏輯。發現省際信任包括了省份可信性和省份間交互關系，可信性表現為省份在能力、誠實、制度方面的信用，交互關系則體現在省份間熟悉程度和社會認同意識上；可信性和交互關系所帶來的信任能夠增強消費者、中間廠商偏好，削弱省份群體自發保護本地市場的動機，促進地方市場的整合，省份間熟悉程度提升和社會認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知的差別，導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年上市公司數據、中國綜合社會調查數據和區域貿易數據，構建我國28個省份的省際信任指標，實證研究省際信任對我國地方市場分割的作用和影響機理，討論地方政府干預帶來的正式制度壁壘與省份間信任缺失的關聯。實證結果表明：省份間交互關系帶來的信任有利于省份間統一市場形成，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不同是省份間可信性差異和群體間認同差別的原因變量，政府干預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。

研究結果存在一定的政策含義：首先，省際交互關系帶來的信任能夠降低市場分割水平，推動構建全國統一大市場不僅要重視對地方政府本地保護行為的限制，也要重視省份間信任的培養，通過加強輿論引導，常態化開展行業展銷會等方法，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，組建跨區域仲裁機構，統一省份間執法標準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，地方政府以往實施的本地保護仍通過社會認同影響省份間市場分割，在限制地方政府干預本地市場的同時，還可以通過公開政府采購供應商名單，發布跨省份經濟糾紛典型案例等方法，削弱已經發生的政府干預所帶來的貿易阻力，促進國內統一大市場的形成。

本文存在進一步研究的空間：（1）受限于數據，未能直接驗證省份間不信任造成“消費偏好變化”等自發的本地保護，省際信任降低市場分割的作用機制是進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信任關系，以浙商、晉商等商業團體為代表的傳統信任圈，在信任建立、產業集聚、商品和要素流通等方面的特征值得重點關注，傳統信任關系在全國統一大市場形成中的作用也需要進一步研究。