吕朝凤，朱丹丹：中国垂直一体化生产模式的决定因素【产业经济】中国垂直一体化生产模式的决定因素一基于金融发展和不完全契约视角的实证分析吕朝凤1，朱丹丹2四川成都611130；（1.西南财经大学经济学院，2.中国社会科学院世界经济与政治研究所，北京100732）[摘要】寻找出垂直一体化生产模式的决定因素，以促进一个国家或地区生产结构的优化是当前国内外学术界关注的重要问题。本文在不完全契约分析框架的基础上构建了一个引入金融发展与不完全契约的经济模型，从不完全契约的角度考察了金融发展与垂直一体化生产模式之间的内在关系，提出了一个理论假说：金融发展水平的提高，将会促便地区企业更多地选择垂直一体化的生产模式，契约的宽泛实施会扩大其对企业垂直一体化生产模式决策的正向影响。利用中国30个省份26个工业行业数据的经验研究证实，上述结论显著成立；在控制自然资源、人力资本票赋和市场规模等变量，并解决金融发展变量的内生性问题后，该结论依然稳健。本文的研究不仅丰富了金融发展与垂直一体化生产模式决策行为的研究，还为洞悉中国工业生产模式变迁的决定因素及其影响机制提供了新视角。[关键词]垂直一体化；金融发展；不完全契约[中图分类号]F062.9[文献标识码]A[文章编号]1006-480X(2016)03-0068-15一、问题提出改革开放以来，中国工业生产结构发生了显著变化在20世纪八九十年代工业企业比较多地选择外包，而进人21世纪之后，更多地选择了垂真一体化的生产模式。生产结构的转变不仅决定了中国工业未来的发展趋势，而且关系着工业现代化建设的成败，从而引起了决策层和学术界的普遍关注。从直觉上看，中国工业生产模式的转变与金融市场发展是不可分的，但是目前研究中国工业生产模式或结构的文献主要围绕市场规模，竞争等因素而展开[1-3]鲜有文献从金融发展的角度对此进行解释。事实上，由于中国金融改革起步较晚、金融体系建设落后，再加上地方政府竞争所导致的金融市场保护与市场分割严重，致使在20世纪后期，中国金融市场发展水平远远[收稿日期]2016-01-08[基金项目]西南财经大学中央高校基本科研业务经费专项资金青年教师成长项目“地方管员对FDI区位选择的影响效应及机制研究”（批准号JBK160141)；西南财经大学中央高校基本科研业务经费重点研究基地项目“当代世界经济与国际货币金融研究"（批准号JBK140402）。【作者简介】吕朝凤（1981一）,男，四川自贡人，西南财经大学经济学院副教投，经济学博士；朱丹丹（1987一），女，山东济宁人，中国社会科学院世界经济与政治研究所博士后，助理研究员。通讯作者：吕朝风，电子邮箱：chaofenglv@126.com.68?1994-2016ChinaAcademicJournalElectronicPublishingHouse.All rights reserved.http://www.cnki.net
吕 朝 凤 ， 朱 丹丹 ： 中 国 垂 直一体 化 生 产 模式 的 决定 因 素 【 产业 经济 】 中 国垂直一 体化生产模式 的决定因 素 —基于 金 融 发 展 和 不 完 全 契 约 视 角 的 实 证 分 析 吕 朝 凤 １ ， 朱 丹丹 ２ （ １ ． 西南 财经 大学 经济学 院 ， 四 川 成都 ６ １ １ １ ３ ０ ； ２． 中 国 社会科 学 院 世界 经济 与政 治研究 所 ， 北 京 １ ０ ０７３ ２ ） ［ 摘 要］ 寻 找 出 垂 直 一 体 化 生 产 模 式 的 决 定 因 素 ， 以 促 进 一 个 国 家 或 地 区 生 产 结 构 的 优 化 是 当 前 国 内 外 学 术 界 关 注 的 重 要 问 题 。 本 文 在 不 完 全 契 约 分 析 框 架 的 基础 上 构 建 了 一 个 引 入 金 融 发 展 与 不 完 全 契 约 的 经 济 模 型 ， 从 不 完 全 契 约 的 角 度考 察 了 金 融 发 展 与 垂 直 一 体 化 生 产 模 式 之 间 的 内 在 关 系 ， 提 出 了 一 个 理 论假 说 ： 金 融 发 展 水 平 的 提 高 ， 将 会 促 使 地 区 企 业 更 多 地 选择 垂 直 一 体 化 的 生 产 模 式 ， 契 约 的 宽 泛 实施 会扩 大 其 对 企 业 垂 直 一 体 化 生 产 模 式 决 策 的 正 向 影 响 。 利 用 中 国 ３ ０ 个 省 份 ２６ 个工 业 行 业 数 据 的 经 验 研 究 证 实 ， 上 述 结 论 显 著 成 立 ； 在 控 制 自 然 资 源 、 人 力 资本 禀 赋 和 市 场 规 模 等 变 量 ， 并 解 决 金 融 发 展 变 量 的 内 生 性 问 题 后 ， 该 结 论依 然 稳健 。 本 文 的 研 究 不 仅 丰 富 了 金 融 发 展 与 垂 直 一 体 化 生 产 模 式 决 策 行 为 的 研 究 ， 还 为 洞 悉 中 国 工 业 生 产 模 式 变 迁 的 决 定 因 素 及其 影 响 机 制 提 供 了 新 视 角 。 ［ 关 键 词 ］ 垂 直 一 体 化 ； 金 融 发 展 ； 不 完 全 契 约 ［ 中 图 分类 号］ ＦＯ ｆｉ． ９ ［ 文 献 标识 码］ Ａ ［ 文章 编 号］ １ ０〇 ６ ＿ ４ ８〇Ｘ （ ２ 〇 １ ６ ） 〇 ３ － ０ 〇６ ８ － １ ５ 一 、 问 题 提 出 改 革开 放 以 来 ， 中 国 工业生 产结 构 发生 了 显 著 变化 ， 在 ２ ０ 世 纪八九 十年代 ， 工 业企 业 比较 多 地选 择外包 ， 而进 人 ２ １ 世纪 之后 ， 更多 地选 择了 垂 直 一 体化 的 生 产模式 。 生 产 结构 的 转 变 不 仅决 定 了 中 国 工业 未 来 的 发展 趋 势 ， 而 且关系 着 工业 现代 化 建 设的 成 败 ， 从 而 引 起了 决策 层 和 学术 界 的 普遍 关注 。 从直 觉 上看 ， 中 国 工业 生 产模 式 的 转 变 与 金 融市 场 发展 是 不 可分 的 ， 但是 目 前研究 中 国 工 业 生产 模 式或 结 构 的 文 献 主 要 围 绕 市 场规 模 、 竞 争 等 因 素 而展 开＾ １ － ３ ］ ， 鲜 有 文献从金 融 发展 的 角 度 对 此进 行 解释 。 －事实 上 ， 由 于 中 国金 融 改 革起 步较 晚 、 金融 体 系 建 设落 后 ， 再加 上地 方政府 竞争 所 导致 的 金 融 市 场 保护 与 市 场 分割 严重 ， 致使 在 ２０ 世 纪后 期 ， 中 国金 融 市 场 发 展 水 平 远 远 ［ 收 稿 日 期 ］ ２０ １ ６ － ０ １ － ０ ８ ［ 基金 项 目 ］ 西 南 财 经 大学 中 央 高 校基 本 科研业 务 经 费专 项 资金 青 年 教 师 成 长项 目 “ 地 方官 员 对 ＦＤＩ 区 位 选 择 的 影 响 效 应 及 机制 研究 ” （ 批 准 号 Ｊ Ｂ Ｋ１ ６０ １ ４１ ） ； 西 南 财经 大 学 中 央 高 校基本 科研业务 经费 重 点 研究 基 地 项 目 “ 当 代世界 经 济 与 国 际货币 金 融 研究 ” （ 批 准号 ＪＢ Ｋ １ ４０ ４０ ２ ） 。 ［ 作 者 简 介 ］ 吕 朝 凤（ １ ９ ８ １ — ） ， 男 ， 四 川 自 贡 人 ， 西 南 财 经 大学 经 济学 院 副 教 授 ， 经 济 学 博士 ； 朱丹丹 （ １ ９８ ７ — ） ， 女 ， 山 东 济 宁 人 ， 中 国 社 会 科学 院 世界 经 济 与 政 治 研究 所 博士 后 ， 助 理研究 员 。 通 讯作 者 ： 吕 朝 凤 ， 电 子邮 箱 ： ｃ ｈａ ｏｆｅｎｇｌ ｖ＠１ ２６ ． ｃｏｍ 。 ６８
中国工业滑2016年第3期落后于西方发达国家和其他新兴发展中国家，面临着严重的金融市场不完全；而在进人21世纪之后，中国政府通过加快人民币国际化、实施国有银行的股份制改造等金融改革，推动了金融市场的迅速发展，金融市场所面临的严重的市场不完全也得到了一定程度的缓解。因此，为了进步挖掘中国工业生产模式转变的背后因素，有必要考察金融发展对中国工业垂直一体化生产模式的影响。近年来，越来越多的文献强调金融发展对于解释经济体间绩效差异的重要性，并将其视为解释世界经济发展不平衡的关键因素14刀。金融发展不仅在很大程度上影响经济发展，而且还会显著影响一国工业的生产结构。一些学者提出金融发展通过为企业带来更多的融资机会、缓解企业的融资约束，使企业更多地选择外包的生产模式8-10。Macchiavellol1发现在信贷过程存在摩擦的条件下，金融发展可以通过缓解融资约束而影响企业垂直一体化分工决策，并促进企业对这一生产模式的选择。Duetal.从交易成本角度，考察发现契约制度对企业垂直一体化生产模式决策产生了显著的负影响，并且随着企业受到的融资约束增加，其影响也会增强。这一发现表明，契约制度应该是与金融制度相结合而对企业垂直一体化生产模式的决策行为产生影响的。然而，该文献并没有考察在契约与金融市场不完全交织作用的背景下，金融发展对垂直一体化生产模式的影响及机制，而这一背景正是发展中国家乃至整个国际经济呈现出的一个共同的经济现象13。本文将以中国地区工业行业数据为对象，从契约不完全的角度来考察金融发展对地区工业垂直一体化生产模式的影响，了解在中国这一典型的契约不完全经济中，金融发展是否能够成为推动地区工业企业进行垂直一体化分工的一个重要原因。本文将从三个方面进一步拓展现有文献：一是在理论方面，本文在不完全契约分析框架的基础上，构建了一个引入金融发展与不完全契约的经济模型，从不完全契约的角度考察金融发展对垂直一体化分工的影响机制。这一理论将是对现有产业组织文献的进一步丰富，把产业生产模式影响因素的研究重点从传统的市场规模、竞争等因素，转移到金融发展与不完全契约层面。与本文比较接近的文献是Acemogluetal.,后者也同时从这两个层面来考察二者与经济变量之间的关系。然而，该文献的研究视角放在契约执行效率上，结合交易成本来检验金融发展与垂直一体化分工的关系，而非直接地从不完全契约的角度验证上述关系，忽略了契约属性的本质特征一—不完全契约范围115]。本文将在他们的基础上，进一步将研究重点放在契约实施宽度层面，即直接从不完全契约的角度检验金融发展对垂直一体化分工的影响，从而为从不完全契约层面考察金融发展与垂直一体化生产模式关系的理论提供直接证据。二是在研究对象方面，将金融发展同金融体系的相关属性相分离，从金融发展的角度对垂直一体化生产模式的地区差异予以解释，为分析中国地区工业生产结构差异问题提供了一个新的视角，也为评价金融改革绩效提供一个严谨的理论与实证框架。三是在实证检验过程中，本文还从内生性、稳健性的角度系统检验统计结果的稳键性。以往的文献大多未能有效地处理金融发展的内生性问题，如Acemogluetal.i4等，本文通过对中国过去100多年历史经验的反复考察，寻找中国地区金融发展水平的工具变量来清晰地克服金融发展的内生性问题。二、理论模型产业的生产结构特征通常反映的是内部企业对生产模式的普遍性选择。在存在契约不完全和金融落后的经济背景下，企业在生产过程中必须依赖于其与产业内部企业间的不完全契约来达成交易113-间；金融发展则能够降低企业在交易过程中所面临的交易成本，从而影响不同产业的生产模式选择。具体而言，企业在最终产品的生产过程中需要与中间品供应商签订合同；鉴于契约具有不69?1994-2016ChinaAcademicJournalElectronicPublishingHouse.All rightsreserved.http://www.cnki.net
中面工貧餛濟 ２０ １ ６ 年 第 ３ 期 落 后 于西 方发达 国 家 和 其他新 兴发 展 中 国 家 ， 面 临 着 严 重 的 金 融 市 场 不 完 全 ； 而 在 进 入 ２ １ 世纪 之后 ， 中 国 政 府 通 过加 快 人 民 币 国 际 化 、 实 施 国 有 银 行 的 股份 制 改 造 等 金 融 改 革 ， 推动 了 金 融 市 场 的 迅 速 发 展 ， 金 融 市场 所面 临 的 严重 的 市场 不 完 全 也得 到 了 一 定 程 度 的 缓 解 。 因 此 ， 为 了 进 一 步 挖 掘 中 国 工业 生产 模 式转变 的 背 后 因 素 ， 有必 要 考 察金 融发 展 对 中 国 工业 垂 直 一 体 化生 产模 式的 影响 。 近年来 ， 越来 越多 的 文 献强调 金融 发 展对 于解 释经 济体 间 绩效 差异 的 重要 性 ， 并将 其视 为 解释 世界 经济 发展 不平 衡 的 关键因 素［ ＾。 金 融 发展 不仅在 很 大程 度上影响 经 济发 展 ， 而且还 会显著 影响 一 国 工业 的 生 产结 构 。 一 些 学者 提 出 金融 发展 通过 为企 业带 来更多 的 融资 机会 、 缓解 企业的 融 资约 束 ， 使企业更多地选 择外 包的 生产模式【＾。 Ｍａｃ ｃ ｈｉ ａｖｅ ｌ ｌ ｏ Ｍ发 现在 信贷过 程存 在摩 擦的 条件下 ， 金融 发展 可 以 通过缓解 融资 约束而影 响 企业垂 直一 体化 分 工决 策 ， 并促 进企 业 对这 一 生 产模式 的选 择 。 Ｄｕ ｅ ｔ ａｌ ． ？从交 易成本 角 度 ， 考察 发 现契 约制度 对企业 垂直 一 体 化生 产模式 决策产 生 了显 著 的 负 影 响 ， 并且 随着企业 受到 的 融资 约束增加 ， 其影响 也会增强 。 这 一 发 现表 明 ， 契 约制 度应该是 与 金 融制 度相 结合 而对企业垂直一 体化生 产模式 的 决策 行为 产生影 响 的 。 然而 ， 该文献并 没有 考察 在 契约 与 金 融市 场不 完 全交织 作用 的 背景 下 ， 金 融发 展对 垂直 一 体化 生产 模式 的 影 响 及 机制 ， 而 这 一 背 景正 是发 展 中 国 家乃至 整个 国 际 经济 呈现 出 的 一 个共 同 的 经 济现 象［ １ ３】 。 本 文将 以 中 国地 区工 业行业数 据为 对象 ， 从 契 约 不 完 全 的 角 度 来考 察金融 发 展对地 区 工业 垂 直 一 体化生 产模式的 影 响 ， 了 解在 中 国这 一 典型 的 契约 不完 全经济 中 ， 金 融 发展 是 否能 够成 为 推动 地 区工业企 业进行垂 直 一 体化分工的 一 个重 要原因 。 本文 将从 三个 方 面进一 步拓 展现 有文 献 ： 一 是 在理论方面 ， 本 文在 不完全契 约 分析框架 的 基础 上 ， 构建 了 一 个 引 入金融 发 展 与 不 完全契 约 的经 济 模型 ， 从不 完全契约 的 角 度考 察金 融 发展 对垂直一 体化分工 的影 响 机制 。 这 一 理论 将是 对现有 产业 组 织 文献 的 进一 步 丰富 ， 把 产业 生 产模式 影 响 因 素 的 研究 重点 从传 统 的 市场 规 模 、 竞争 等 因 素 ， 转 移到金 融发 展与不完 全契 约层 面 。 与本 文 比较接 近 的 文献是 Ａ ｃｅ ｍｏｇｌ ｕ ｅ ｔ ａ Ｕ １ ４１ ， 后 者也 同 时从这两 个层面 来考 察二者 与 经济 变 量之 间 的 关系 。 然而 ， 该文献 的 研究 视 角 放 在契 约执 行 效率上 ， 结合 交 易 成本来检验金融 发展 与 垂直一 体 化分工 的 关 系 ， 而非 直接 地从 不 完全 契 约 的 角 度 验证上述关系 ， 忽 略 了 契约 属性 的本 质特 征— 不 完全契 约 范 围［ １ ５ ］ 。 本文 将在 他们 的 基 础上 ， 进一 步将 研究 重 点放 在契约 实施 宽 度层 面 ， 即直接从 不 完全契 约 的 角 度检 验 金融 发展 对垂 直 一 体 化分工 的 影 响 ， 从而为 从不完 全契 约层 面考 察金融发 展与垂 直一 体 化生 产 模式 关系 的理论提供 直接证 据 。 二是 在 研究 对 象方面 ， 将 金融发展 同 金融 体系 的相 关属 性 相分 离 ， 从金 融 发展 的 角 度对 垂 直一 体化生 产模式 的 地 区 差异 予 以 解 释 ， 为 分析中 国地 区工 业生 产 结构差 异 问题提 供 了 一 个新 的 视 角 ， 也 为评价金融 改革 绩效提 供一 个严谨 的 理论 与实证框 架 。 三是 在 实 证检验 过 程 中 ， 本 文还 从 内 生性 、 稳 健性 的 角 度 系 统检验 统计结果的 稳 键性 。 以 往 的 文献大 多未 能 有效 地处 理金 融发 展 的 内 生 性问 题 ， 如 Ａｃ ｅｍｏ ｇｌ ｕ ｅ ｔ ａｌ ． 【 １ ４】 等 ， 本 文通过 对 中 国 过去 １ ００ 多年 历 史经 验 的 反 复考 察 ， 寻找 中 国 地 区 金 融 发展水 平 的 工具 变 量来 清晰 地克 服金 融发 展 的 内 生 性 问 题 。 二 、 理 论 模 型 产业 的 生产结 构 特征通 常反 映的 是 内 部企业 对 生 产 模式 的普遍 性选 择 。 在 存在契 约不 完全 和 金融 落后 的 经济 背景 下 ， 企业 在生 产过 程 中 必须 依 赖 于 其 与 产业 内 部 企业间 的 不 完全 契 约来 达成 交易 ［ １ ３ ＿ １ ６１ ； 金 融发 展则 能 够 降低 企业 在 交易 过 程 中所 面临 的 交 易 成 本 ， 从 而 影 响 不 同 产业 的 生 产模 式选择 。 具体而 言 ， 企业在 最终产 品 的生 产 过程 中 需要 与 中 间 品 供 应商 签订 合 同 ； 鉴 于 契 约 具有不 ６９
吕朝凤，朱丹丹：中国垂直一体化生产模式的决定因素完全性，中间品供应商开展专用性投资时会面临“敲竹杠”问题，导致其“交易成本”增加，生产成本提高，从而导致专用性投资不足(13,切，后者源于中间品供应商为追求经济利润最大化而做出的最优投资行为。因此，契约不完全能够通过改变交易成本而影响中间品供应商的生产决策及其经济利润，自然地，不完全契约的实施宽度也会进一步对中间品供应商的经济利润产生影响[14-17。并且，随着不完全契约的实施范围扩大，它们的经济利润总额会随之增加13.16而最终产品生产企业为了节约交易成本和激励中间品供应商进行垂直一体化生产，必须通过金融市场支付的一次性支付也会增加4。在此过程中，金融发展水平越高，则金融市场的发育越完善、金融摩擦越小，这就降低了最终产品生产企业在通过金融市场进行支付过程中所面临的交易成本，从而提高了企业选择垂直一体化生产时的收益和激励。因而金融市场化程度越高，企业选择垂直一体化生产模式的激励也就越强；同时，企业面临的契约不完全程度越高，则企业对垂直一体化生产模式的决策行为越容易受到金融发展水平的影响。因此，对于契约密集型产业，地区金融发展水平提高，将会促使更多的企业选择垂直一体化的生产模式，从而促使行业呈现出垂直一体化的生产结构。1.模型的构建本文尝试在Acemogluetal.15)提出的部分契约不完全分析框架基础上引人不完全契约和金融发展，从不完全契约的角度考察金融发展对垂直一体化的影响，并提出待检验的主要命题。为此，假设一国的企业在生产过程中面临契约与金融市场不完全。其产品的需求函数为：y=Ap(1-),=1/(1-α)>1(1)其中，A代表市场规模；p表示产品价格。由式（1）可得总收益函数为：R=Alty=Ap--a)(2)本文参考Acemoglu etal.15,假设企业生产函数如下：(3)y=exp[ /,in(a, )di ]其中,;(ie[0,1])为企业投入的中间品。为了刻画企业在生产过程中面临的契约完善程度特征，本文假设有两类中间品：第一类中间品x(ie（n，1))由企业或制造商自己提供，其是可观察与证实的，因此可以签订完全契约；第二类中间品（ie[0,n])由上游中间品供应商提供，其是不可观察与不可证实的，面临着契约不完全。假定所有中间品的生产成本都相同，均为c。n<1,表明制造商需要通过与上游中间品供应商签订契约来购买的中间品的比重。所以，n作为x（ie[0，nl)的投入密集度，实际上也就是y的契约密集度。越大，意味着的中间品中需要签约获得的比重越大。企业可以采用两种不同的生产模式来生产产品。第一种模式是外包，即通过与上游中间品供应商签订不完全契约，以使用中间品α(ie[0,nl)来生产最终产品y;第二种模式是垂直一体化，即将上游厂商的决策行为纳入企业整体决策之中。接下来，本文分别讨论在这两种生产模式下企业与上游中间品供应商之间的决策行为。2.外包在这种生产模式下，由于中间品x（ie[0,n])的不可签约性，企业只能通过与上游中间品供应商之间的讨价还价来确定生产与收益分配。二者讨价还价事件过程分为三个阶段：第一阶段，企业与上游的中间品供应商签订契约，以确定中间品的投人类型与数量。由于α(ie[0,n])的不可签约性,契约只能确定x;(ie（n,1])的投人数量。第二阶段，制造商把中间品,(ie[0,n])一起投人开展生产。第三阶段,企业将最终产品售出，获得收入R。此时，由于x(ie[0,n])是不可签约的,故而企70?1994-2016ChinaAcademicJournalElectronicPublishingHouse.Allrightsreserved.http://www.cnki.net
吕 朝 凤 ， 朱 丹丹 ： 中 国 垂直一 体化 生 产模 式 的 决 定 因 素 完全性 ， 中 间 品 供应 商开展专 用 性投 资 时会面 临 “ 敲竹 杠 ” 问 题 ， 导致其 “交易 成本 ” 增 加 ， 生 产 成本 提 高 ， 从 而 导致 专用 性投 资不 足［ ｍ ， 后 者 源 于 中 间 品 供应 商 为 追 求 经济 利润 最 大化 而做 出 的 最 优 投资 行为 。 因 此 ， 契 约 不完全能够 通过改变 交易 成本 而影 响 中 间 品 供应 商 的 生产 决策及其经 济利 润 ， 自 然 地 ， 不 完全 契约 的 实施 宽度 也会 进一 步对 中 间 品 供应 商的 经济 利润 产生 影 响［ Ｍ＾。 并且 ， 随 着不 完 全契 约 的 实 施 范 围扩 大 ， 它 们 的 经 济利 润 总 额 会 随之 增加 而 最终 产 品 生 产企业 为 了 节 约交 易成 本和激励 中 间 品 供应 商进 行垂直一 体化生产 ， 必 须通 过金融 市 场支 付 的一 次 性支 付 也会 增 加Ｍ 。 在此 过程 中 ， 金 融发展 水平 越 高 ， 则 金融 市场 的 发育越 完 善 、 金 融摩 擦越 小 ， 这就 降 低 了 最 终产 品 生 产企业在 通过 金融市 场进 行支付过程 中所 面 临 的交易 成本 ， 从而提 高 了 企业选择 垂直一 体化生产 时 的 收益 和激 励 。 因 而金 融市 场化程 度越 高 ， 企 业选 择垂直 一 体化 生产 模式 的激 励也 就越 强 ； 同 时 ， 企业 面 临 的 契约 不 完 全程度 越 高 ， 则 企业 对垂直一 体化生 产模 式 的 决 策行 为 越 容 易 受到 金融 发展 水平的 影 响 。 因此 ， 对 于 契约 密集型 产业 ， 地 区 金融 发展水 平提 高 ， 将会 促使 更多 的 企 业选 择垂直一 体化 的 生 产模式 ， 从 而促使行业 呈现 出 垂直 一 体 化 的 生产结 构 。 １ ． 模型 的 构 建 本 文尝试在 Ａｃｅ ｍｏ ｇｌ ｕ ｅ ｔ ａＵ １ ５］ 提 出 的 部分契约 不 完全 分 析框架基 础上 引 人不 完 全契约 和 金融 发展 ， 从不完 全契 约 的 角 度考 察金融 发 展对垂 直一 体化 的 影 响 ， 并提 出 待检验的 主要 命题 。 为 此 ， 假 设一 国 的 企业在生 产过 程 中 面临 契 约 与 金融 市场不 完全。 其产 品 的 需求 函 数为 ： － ！ ／ （ ！ － ？ ） ｙ ＝－ Ａｐ ， 〇－ ＝ｌ ／ （ ｌ － ａ ） ＞ ｌ （ １ ） 其中 ｄ 代表 市场规模 表示 产 品 价格 。 由 式 可得 总收 益 函数为 ： ｌ － ａ ａ － ｏ／（ ｌ － ａ） Ｒ ＝Ａ ｙ ＝Ａ ｐ （ ２ ） 本 文参考 Ａｃ ｅ ｍｏ ｇｌ ｕ ｅｔ ａ Ｕ＇ 假设 企业 生产 函数 如下 ： ｙ ＝ｅｘ ｐ Ｌ ｉ ｎ （ ＇． ） 出 ⑶ 其中 ＆ 为 企业 投人 的 中 间 品 。 为 了 刻画 企业 在 生产 过程 中 面临 的 契 约 完善 程 度特 征 ， 本 文 假设有两类 中 间 品 ： 第 一 类 中 间 品 ＇ ｅ ｈ 由 企业 或制 造商 自 己 提供 ， 其是可 观察与 证 实 的 ， 因 此可 以 签订 完全 契约 ； 第二类 中 间 品 ［ ０ ， ７７ ］ ） 由 上 游 中 间 品 供应 商提 供 ， 其是 不 可观察 与不 可证实 的 ， 面临 着 契约 不 完全。 假定 所有 中 间 品 的生 产成 本都 相 同 ， 均为 ｃ 。 ７？ ＜１ ， 表 明 制 造商需 要通 过 与上游 中 间 品供应商 签订契 约来 购买 的 中 间 品 的 比重 。 所以 ， ｒ ？ 作 为 （ ｉ Ｅ ［ ０ ， ７？ ］ ） 的 投人 密集 度 ， 实际 上也 就是 ｙ 的 契 约 密集 度 。 ７； 越大 ， 意 味着 ｙ 的 中间 品 中需 要签 约获得 的 比 重越 大 。 企业可 以 采用 两种 不 同 的 生产 模式 来生 产产 品 。 第 一 种模 式是外包 ， 即 通 过与上 游 中 间 品 供应 商签 订不完 全契约 ， 以 使用 中 间 品 （ ｉ ｅ 来 生 产最 终 产 品 ｙ ； 第 二 种模 式是 垂 直一 体化 ， 即将 上游 厂 商的 决策行 为 纳人企业 整体 决策 之 中 。 接 下来 ， 本文 分别讨论在这 两种 生产模 式 下企业与 上 游中 间 品 供应 商之 间 的 决策行为 。 ２ ． 外 包 在这 种 生产 模式下 ， 由 于 中 间 品 ＆ ｅ ［ ０ ， ７； ］ ） 的 不 可 签 约性 ， 企业 只 能通 过 与 上 游 中 间 品 供应 商之 间 的 讨价 还价来确 定生 产与 收益分配 。 二者讨价 还价 事件 过 程分 为 三个阶段 ： 第 一 阶段 ， 企 业 与上 游的 中 间 品供应 商签 订契 约 ， 以 确 定 中 间 品 的投 人类 型 与数量 。 由 于 ＆ （ ｉ ｅ 丨０ ， ７ ７； １ ） 的 不可 签 约 性 ， 契约 只 能确 定 ＇． “ ｅ （ ｔｊ ， １ ］ ） 的投 人数 量 。 第 二 阶段 ， 制 造 商把 中 间 品 ＼ ｅ ［ ０ ， 別 ） 一 起投人 开 展 生产 。 第三 阶段 ， 企业将最 终产 品 售 出 ， 获得 收入 ／？ 。 此时 ， 由 于 別 ） 是 不可 签约 的 ， 故 而 企 ７０
中国工业汇滑2016年第3期业将与上游中间品供应商通过纳什讨价还价划分总收益（R=R-cx,di),在此假设双方讨价还价的能力和偏好都是对称的。参考Acemogluet al.4,给定事后收益分配规则如下：在双方讨价还价的过程中，如果投人」。*di能够被法庭证实，那么上游中间品供应商得到所有的收益(R"），在此，假设企业通过支付一个成本(k(Φ)R)使得这一投人能够以概率Φ被法庭证实，且k(Φ)=(1-α)x(1+Φ）1(8n)，均衡时社会平均产出与企业产出相等即R=R；如果不能被证实，则双方收益将由纳什讨价还价的结果确定。由此，可得满足上述三个阶段均衡的SSPE均衡（对称子博奔完美均衡）条件如下：ay as'%.0=ndxmdx,(4)@(1-αR"=(1-α(1-n))A(n ，me[0,ml，f(n,1]，=(1+Φ)/2式(4)显示与标准的边际成本公式相比，在契约不完全条件下，中间品x(i=[0,n])在生产过程中会面临“敲竹杠"问题，导致其价格发生扭曲，而契约完全中间品(ie（n，1))的边际价格与完全市场中的相同。企业和中间品供应商所获得的利润如下：s =(1-n)(1-α(1-n)A (n%)=号(1-a)A(ng(5)3.垂直一体化参考Acemogluetal.u4的研究，假设在企业与上游中间品供应商实施垂直一体化分工的条件下，企业将支付W给上游中间品供应商，从而把中间品x（ie[0,nl)的供给行为转化为内部决策。此时，企业的利润最大化间题表述如下：(6)wax "=R-W-cx,d由此，可得企业的利润最大化条件为：a4%, W-0, i [0.1](7)ax由式(6)一(7)可得，企业与上游中间品供应商所获得的利润为：a(8)s =(1-α)A (n,TTp=04.企业垂直一体化生产模式决策在垂直一体化的生产模式下，企业为上游中间品供应商提供一个一次性支付T(Payment)以保证其至少获得在外包条件下能够获得的利润。。因此，上游中间品供应商的参与约束可以表述为：(9)TP+T≥TP结合式（5）一（9)可得，一次性支付T必需满足：(1αT(1-α)A (n(10)A上式表明，随着契约密集度的提高，能够让上游中间品供应商参与垂直一体化分工的支付也要71?1994-2016 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http://www.cnki.net
中面工嘗鼴壻 ２０ １ ６ 年 第 ３ 期 业将 与上 游 中 间 品 供应商通 过 纳什讨价还 价划 分总收益 Ｐ ｃ ％ 忒 ） ， 在此 假设双 方讨 价还 价 ｉ Ｖ 的 能 力和 偏好都是 对称 的 。 参 考 Ａ ｃｅ ｍｏ ｇ ｌ ｕ ｅ ｔ ａ ｌ Ｊ １ ４］ ， 给定 事 后收益 分配规则 如 下 ： 在 双方讨价还价 的 过程 中 ， 如 果 投人 能够被 法庭 证实 ， 那 么 上 游 中 间 品 供应 商得到 所 有 的 收益 （ ／ｆ ） ， 在此 ， 假 设企 业通 过支付 一 个成 本 使得 这 一 投 人 能 够 以 概 率 被 法庭 证实 ， 且 Ｋ （ ＜ ／〇 ＝ （ ｌ － ａ ） ｘ （ ｌ ＋ ＜＾ ２ ／ （ ８ ｔ？ ） ， 均 衡时社 会 平 均产 出 与 企 业 产 出 相 等 即元 ＝尺 ； 如 果 不 能 被证实 ， 则 双 方收 益将 由 纳 什 讨 价还 价 的 结果确定 。 由 此 ， 可得 满 足上述三个 阶段 均衡 的 ＳＳＰＥ 均衡（ 对称子博弈 完美均衡 ） 条件 如下 ： （ｐｏｔＡ ｙ ￣ ＾—＝ｃ ， ａＡ ｙ － ｜ ＾＝ｃ ｔ ｃｐ ￣ｒ） ｄＸｍ ｄｘ ｆ （ ４ ） ａ／ （ ｌ － ａ ） ＇ ＇ Ｒ ｍ ＝ （ ｌ － ａ （ ｌ － ｒ］ ） ） Ａ ｍ ｅ ［ ０ ， ７ ７ ］ ， ／ ｅ （ ？ｙ ， １ ］ ， ＾ ＝ （ ｌ ＋＜ ／ ＞ ） ／２ 式 （ ４ ） 显示 与标准 的 边 际成本公式 相 比 ， 在 契约 不完 全条 件下 ， 中 间 品 （ ； ｅ ｔ 〇 ， ７／］ ） 在 生 产过 程 中 会 面 临 “ 敲 竹杠 ” 问 题 ， 导致其 价格发 生扭 曲 ， 而契 约完 全 中 间 品 （ ７ ／ ， １ ］ ） 的 边 际 价格 与 完 全 市 场 中 的相 同 。 企业 和 中 间 品 供 应商 所获 得 的 利润 如下 ： ｏ ／（ ｌ － ａ ） 〇 ／（ ！ －〇： ） ＮＩ ■ （ ＾ ｎ／ ＼ ＮＩ 的 ， Ｉ ＾ Ｏｆ ＼ ． 、 ？ （ ” ７ ） ， ７Ｔ ｐ ＝ ２ － （ １ － ａ ） ＾ ｙ １ （ ５ ） ３． 垂 直一 体 化 参 考 Ａｃｅ ｍｏｇ ｌ ｕ ｅ ｔ ａ ｌ． Ｍ 的研究 ， 假设在 企业 与上游 中 间 品 供应 商实 施垂 直一 体化 分工 的 条件 下 ， 企业 将 支付 Ｉ Ｆ 给上 游 中 间 品 供应 商 ， 从 而把 中 间 品 ＇ 的 供给 行为 转 化 为 内 部决 策 。 此 时 ， 企业 的 利 润最 大化问 题表述如 下 ： ＶＩ ｆ １ ｍａｘ ７ｒ ＝Ｒ － Ｗ－ ＼ ｃ ｘ－ ｄｉ （ ６ ） Ｗ ， ｘ， Ｊ ｏ 由 此 ， 可 得 企业 的 利 润 最 大化 条件 为 ： － ＾＝ｃ ， Ｗ＝０ ， ｉ ｅ ［ ０ ， ｌ ］ （ ７ ） ｏｘ ｉ 由 式 （ ６ ） — ＣＯ可 得 ， 企业 与上 游 中 间 品 供应 商所 获得 的 利润 为 ： ｃｔ／ （ ｌ － ａ） ＶＩ Ｉ ＾ ０／ ＼ ＶＩ 、 ７Ｔ Ｓ ＝ （ ｌ － ａ ） ｙｌ （ ” ７ 丨 ， ７Ｔ ｐ ＝０ （ ８ ） ４． 企 业垂 直一 体化 生 产模 式决 策 在垂直 一 体化 的 生产 模式 下 ， 企 业 为 上 游 中 间 品供应 商 提供 一 个一 次 性 支付 ｒ （ Ｐａ ｙｍｅ ｎｔ ） 以保 证其至 少获 得在 外包 条件下能 够 获得 的 利 润 ７＾ 。 因 此 ， 上游 中 间 品 供应 商 的 参与约 束可 以 表述为 ： ＶＩ ＮＩ ， Ａ 、 ７Ｔ ｐ ＋ Ｔ＾ ７Ｔ ｐ （ ９ ） 结 合式 （ ５ ） — （ ９ ） 可得 ， 一 次性 支付 ｒ 必需 满足 ： ａ／ 〇 － ａ ） ７＞ ｜ ￣ （ ｌ － ａ Ｍ （ 〇 （ １ ０ ） 上式 表 明 ， 随着 契 约 密集 度 的 提高 ， 能够让上游 中 间 品 供应 商参与 垂 直 一 体化分工 的 支付 也要 ７ １
吕朝凤，朱丹丹：中国垂直一体化生产模式的决定因素增加。与此同时，本文借鉴Acemoglu etal.的思路，假设在金融市场存在不完全性的条件下，金融市场不完全所导致的包括信贷市场在内的金融市场摩擦①将会使企业在资金转移时面临较大的交易成本。为了便于分析，本文对这一成本进行了标准化处理，即假设企业在金融市场上进行1单位的资金转移，必须多支付S单位的"沉没成本”(SunkCosts),且8>0。可见，8越小，金融发展水平越高。这也就意味着，为了使上游中间品供应商在期末时得到支付T，企业在期初必需支付（1+8)T。而企业的垂直一体化生产模式选择行为显然要满足如下约束：Ts-(1+8)T≥Ts(11)结合式(5)一(11),可得企业与上游中间品供应商实施垂直一体化分工的决策条件(LHS)：14LHS=(1-α)A(%)-(1+)(1-α)A(%)(-a-(1-n)(1-α(1-n)A(1%) ≥0(12)对式（12)求偏导数，不难得出如下结论：命题1:0LHS/a8<0，即金融发展水平越高（8越小），企业将更多选择垂直一体化生产模式。上述命题表明，在金融发达地区，垂直一体化生产模式将被更多地采用。基本含义是：地区发达的金融体系，能够减少企业为激励上游中间品供应商参与垂直一体化分工而进行一次性支付所产生的交易成本，增加其生产利润，促使企业更多地选择垂直一体化的生产模式。命题2:a"LHS/a8am<0,即行业契约密集度m越高，金融发展对企业采用垂直一体化生产模式选择行为的正影响越大。命题2的结论表明，金融发达地区不仅企业会更多地选择垂直一体化的生产模式，而且从行业层面看，这些地区还将在契约密集度高的行业具有更多选择垂直一体化生产模式的企业。该命题背后的经济学解释是.在契约不完全和存在金融摩擦的条件下，一个行业的契约实施越宽泛或密集度越高（越大），行业总投人中需要签订契约获取的中间品投人所占的比重越高，上游中间品供应商在外包条件下的经济利润越多，企业为实施垂直一体化生产模式所必须支付的一次性支付就越多，所面临的交易成本也就越大，从而其垂直一体化生产模式的决策行为对地区金融发展更加敏感。三、计量模型与变量设定本文理论模型的主要结论表明，垂直一体化生产模式的选择会受到地区金融发展水平与行业的契约密集度两者的共同影响，利用普通的线性回归模型无法进行估计。为此，本文采用产业特征和地区特征的交互项（即乘积项）作为关键解释变量着行业契约密集度与地区金融发展水平交互项的系数为正，则意味着对于契约密集度较大的行业，在金融发达地区垂直一体化生产模式将被更多地采用。具体地，将计量模型设定如下：In(VI,)=β;+β,+β,z;F,+r"X,+8(13)其中，i、c表示行业、地区；8是误差项；VI.为地区行业的垂直一体化水平；z.为行业i的契约密集度；F是地区c的金融发展水平；X为其他控制变量；β,和β.表示行业和地区的固定效应。z,F。的①金融市场摩擦是指由于金融市场在信息结构方面的不完善导致交易成本增加的因素。关于金融市场摩擦的详细探讨，可参见Acemogluetal.。72?1994-2016ChinaAcademicJournalElectronicPublishingHouse.All rightsreserved.http://www.cnki.net
吕 朝 凤 ， 朱 丹丹 ： 中 国 垂 直一体 化 生 产模式 的 决 定 因 素 增加 。 与此 同 时 ， 本 文借 鉴 Ａｃ ｅ ｍｏ ｇｌ ｕ ｅｔ ａ ｌ ． Ｍ 的 思路 ， 假设 在金 融市 场存在 不完 全性 的 条 件下 ， 金 融 市场 不 完全所 导致的 包 括信贷 市场 在 内 的 金融 市场 摩擦？ 将 会使 企业 在资 金转 移 时 面 临 较大 的 交 易 成 本 。 为 了便 于 分 析 ， 本文对 这 一 成本进行 了标 准化处 理 ， 即 假设企业 在金融 市场上 进行 １ 单 位 的 资金转 移 ， 必 须 多 支 付 ５ 单位 的 “ 沉没 成本 ” （ Ｓｕｎｋ Ｃｏ ｓ ｔ ｓ ） ， 且 ３＞０ 。 可 见 ， Ｓ 越小 ， 金 融发 展水 平 越 高 。 这 也就意 味着 ， 为 了使上 游 中 间 品 供应 商在期 末 时得到 支 付 ｒ ， 企业在 期初 必需 支付 （ ｉ ４＾ ） ｒ 。 而 企业 的 垂直一 体化 生产模式选择 行 为 显然 要 满 足如下 约 束 ： ｖｉ ｍ ７Ｔ Ｓ ￣ （ １ ＋Ｓ ） Ｔ ＾ ｔｔ ｓ （ １ １ ） 结合式 （ ５ ） — （ １ １ ） ， 可得企业与 上 游 中 间 品供 应商 实施垂 直一 体化分工 的 决策 条件（ ＬＨＳ ） ： ｏ ／（ ｌ － ａ ） 〇／（ １ － ａ ） ｏ ／（ ｌ － ａ ） ＾ ０ （ １ ２ ） 对式 （ １ ２ ） 求 偏导 数 ， 不 难得 出 如 下结论 ： 命题 １ ： 此／ ／５／站＜０ ， 即 金 融发 展水平 越高 （ Ｓ 越小 ） ， 企业 将更 多选择 垂直 一 体化生 产模式 。 上 述 命题表 明 ， 在金 融发达 地 区 ， 垂 直 一 体化 生 产模式将 被更 多 地 采用 。 基本 含义 是 ： 地 区 发达 的 金融 体系 ， 能够减 少 企业为 激励 上游 中 间 品 供应 商参 与垂 直 一 体化 分工 而进 行 一 次性 支 付所产 生 的交易 成本 ， 增加 其生 产利润 ， 促使企业更 多地 选择 垂直一 体化的 生 产模式 。 命题 ２ ： 沪１好５／３况７？ ＜０ ， 即 行 业契 约密 集 度 ７Ｊ 越 高 ， 金 融发展 对企业 采用 垂直 一 体 化 生产 模式 选 择行为 的 正影 响 越 大。 命题 ２ 的 结论 表 明 ， 金融发 达地 区不仅企业 会更 多 地选择 垂 直一 体化 的 生 产模 式 ， 而且从行 业 层面 看 ， 这些地 区还 将在 契 约 密集度 高 的行 业具有更 多 选择 垂直 一 体 化生产 模式 的 企业 。 该命题背 后 的 经济 学解 释是 ： 在契 约 不 完全 和 存在 金 融摩 擦 的 条 件下 ， 一 个 行业 的契 约实 施 越宽泛 或 密集 度 越高 （ 越大 行 业 总投入 中 需要 签订契约 获 取的 中 间 品 投 人 所 占 的 比重越 高 ， 上 游 中 间 品 供应商在 外包条件 下 的 经 济利润 越多 ， 企业为实施垂直一 体 化 生 产模式所必须 支付的 一 次性 支付 就越 多 ， 所 面 临 的 交易 成 本也 就越 大 ， 从而其垂 直一 体 化 生产模式 的决 策行 为对 地 区金 融发 展更加 敏感 三 、 计 量 模 型 与 变 量 设 定 本 文理论模 型 的 主要结论 表 明 ， 垂 直 一 体 化 生产 模式 的 选择会 受到 地 区金 融 发展 水平 与行 业 的契 约 密集度 两者 的 共 同影 响 ， 利用 普通 的 线 性 回 归 模 型无 法进 行估计 。 为 此 ， 本 文采 用产 业特 征 和 地 区 特征 的 交互 项 （ 即 乘 积项 ） 作 为 关键 解 释变 量 ， 若行 业 契 约 密集 度 与地 区 金 融 发展 水 平交互 项 的 系 数 为正 ， 则 意味着 对于 契约密 集度 较 大 的 行业 ， 在金融 发 达地 区 垂直 一 体 化 生产模式 将被 更 多 地 采用 。 具体地 ， 将计量模型设定 如下 ： ｉｎ （ ｙ／， （ １ ３ ） 其中 ｄ 、 Ｃ 表示 行业 、 地 区 ｆ 是误差项 ； 为 地 区 行业 的 垂 直一 体化 水平 Ａ 为行业 ｉ 的 契约 密 集度 ； 是地 区 ｃ 的 金融 发展水 平 ； ；＾ 为其他控 制 变量 成 和 汉 表示行 业和 地 区 的 固 定 效应 。 的 ① 金 融市 场 摩 擦是指 由 于金 融 市 场 在信 息 结构 方 面 的 不 完 善导 致交 易 成 本 增 加 的 因 素 。 关 于 金 融市 场 摩擦 的 详细 探 讨 ， 可 参 见 Ａｃｅ ｍｏｇ ｌｕ ｅｔ ａｌ ． ［ １ ４］ 。 ７ ２
中国工业优滑2016年第3期估计系数β，是本文关注的焦点。如果该系数显著为正，则表示对于契约密集行业，企业在金融发达地区将更多地采用垂直一体化生产模式。1)地区行业的垂直一体化水平VI.的测度，本文参考Macchiavelloli的研究，采用价值增值法，即用附加值与销售收入的比值来测度垂直一体化水平。公式为：VI,=1-COV-VA +Tax.(14)Salesi其中，GOV，表示地区行业的工业总产值；VA，表示工业增加值；Tax为本期应交的增值税；Sales为销售收入。(2)金融发展水平F的度量，本文采用Goldsmithl18提出的金融相关率（银行业存贷款总额/GDP，以下简写为RF）来测度各省份的金融发展水平。同时，为了避免金融相关率在测度金融发展水平时的度量偏误，采用中国各省份金融相关度的排名作为地区金融发展水平的替代指标（F）。契约密集度z.的度量，本文采用Nunn[19]的相关数据。其测度公式为：z,=E,p,Rreaha(15)其中，e,=F,F,F,为行业i使用的行业j的投人数量，F-,F,为行业i的所有投人。R""代表行业j中既非“机构交易产品"(OrganizedExchanges）也没有"参考价格"（ReferencePrice)的产品所占比重，该比重越大，意味着行业j的市场越“薄”，契约的实施越宽泛。由于缺少对R”的统计而难以完成z,的测算，因此本文采用了Nunnl19的行业契约密集度。（3）控制变量：①自然资源N与自然资源密集度n,交叉项（nN）、人力资本H与人力资本密集度h,交叉项（h,H,）。经典经济理论认为自然资源、人力资本票赋是社会生产结构的重要决定因素。②市场规模Scalei。市场规模通过对企业生产利润的影响，而成为企业组织结构的一个决定因素。③竞争性Com、专业化Spec与多样化Diu。经典产业组织理论揭示市场竞争是决定企业生产模式变迁的重要因素，而专业化与多样化程度也会通过对企业技术创新的影响，而影响企业生产模式。自然资源票赋N与密集度n，、人力资本票赋H与密集度h.，本文选用各产业使用的采矿业投入占该产业增加值的比重测度自然资源密集度n：；同时，选用各行业R&D科技人员与全行业从业人员的比率（方分比）来测度产业的人力资本密集度h：。进一步地，本文选用各地区采矿业年未总产值占地区年末总产值比重的对数表示自然资源察赋N。，选用地区劳动力的平均受教育年限来测度人力资本票赋H。。Scale的度量，本文选用各产业从业人员数量的对数予以测度。针对竞争性Comie，本文采用公式Com.=(ng/Y)/（n./Y）予以测度，其中n表示地区c行业i的企业数量，n,=Zn表示行业i在全国的企业数量，Y表示地区中行业i产出的实际值，而Y=ZY,表示行业i在全国的总产出。专业化程度Spec的度量，本文用区位商进行测度。其测度公式为Spec=(Y/Y。)/(Y,/Y),其中Y。=ZY表示地区c中所有行业的产出，Y=Z。ZY表示全国所有产业的总产出。本文采用公式Din={[Y,（Y,-Y)([Y,(Y-Y)]对多样化Di,进行测度。73?1994-2016ChinaAcademicJournalElectronicPublishingHouse.Allrightsreserved.http://www.cnki.net
中画 工贫飆濟 ２ ０ １ ６ 年 第 ３ 期 估 计系 数 成 是 本 文关注的 焦点 。 如果该系数显 著为正 ， 则 表示 对 于契 约密 集行业 ， 企业在金 融发 达 地 区 将更多 地采 用垂直一 体化 生产 模式 。 ⑴地 区 行业 的垂直 一 体化 水平 ％ 的测 度 ， 本 文参考 Ｍａ ｃｃ ｈｉ ａｖ ｅｌＷ１ １； 的 研究 ， 采用 价 值增 值 法 ， 即 用 附加 值 与销 售 收人 的 比值来 测 度垂 直一 体化 水平 。 公式 为 ： ｙ４ ＝ １ ＿ ＾Ｍ７ Ｋ （ １ ４ ） ｂａｌｅｓ ＆ 其 中 ， ＧＯ 、 表示 地 区 行业 的 工 业 总产 值 ； 表 示 工业增 加 值 ； 为 本 期 应 交 的 增 值 税 ； ■ Ｓａ ／ｅ ｓ 为 销 售 收人 。 ⑵金融发 展水平 ｆ 的 度量 ， 本文采 用 Ｇｏｌ ｄ ｓ ｍｉｔ ｈ提 出 的 金融 相 关率 （ 银行业存 贷款总 额／ＧＤＰ ， 以 下 简 写 为 ／ ？ ／： ） 来测 度各 省份 的 金融发 展水 平 。 同 时 ， 为 了 避 免金融 相关率在测 度 金融 发 展水平 时 的度 量偏 误 ， 采用 中 国 各 省份 金融相 关度 的 排名 作 为 地区 金 融发展水 平 的 替代 指标 （ ｆｊ 。 契 约 密集度 Ａ 的 度 量 ， 本文采 用 ＮＵｎｎ？ 的 相关数据 。 其 测度 公式为 ： （ １ ５ ） 其 中 为 行 业 ｔ ？ 使 用 的 行 业＿／ 的 投 入数 量 ， £ ＝ ！： ／； ． 为行业 ｉ 的 所有投人 。 代 表 行业 ＿ ／ 中 既非 “ 机 构交易 产 品 ＂ （ Ｏｒｇａ ｎｉ ｚｅ ｄ Ｅ ｘ ｃｈａｎｇｅ ｓ ） 也没 有 “ 参考价 格 ＂ （ Ｒｅｆｅｒｅｎ ｃｅ Ｐｒｉ ｃｅ ） 的 产 品 所 占 比重 ， 该比 重 越大 ， 意 味着 行业 ｙ 的 市 场越 “ 薄 ” ， 契 约 的 实施 越 宽泛 。 由 于缺少 对 的 统计 而 难 以 完成 丨 的 测 算 ， 因此 本文 采用 了 Ｎｕｒｎｉ Ｍ 的行业 契约 密集 度 。 （ ３ ） 控 制 变量 ： ① 自 然资 源 ％ 与 自 然 资源 密集 度 ％ 交叉 项 （ ｎ ； ｉＶＪ 、 人力 资本 与人力 资本 密 集 度 ／ 交叉项 （ ＆ 好Ｊ 。 经 典经济理 论认为 自 然 资 源 、 人力 资 本禀 赋是社会生 产 结构 的 重要 决 定 因 素 。 ②市 场规模 ＳＣ 〇／ｅ ＆ 。 市场 规 模通 过 对 企业生 产利 润 的影 响 ， 而 成为 企业组 织 结 构 的 一 个 决定 因 素 。 ③竞争性 、 专 业化 Ｓｐ ｅ Ｃ ｉｃ 与多样化 。 经典产 业组 织理论揭 示市场竞 争 是决定企业 生产 模式 变迁 的 重 要 因 素 ， 而 专业化 与 多样化 程度 也 会通 过对企业技术 创新 的 影 响 ， 而影 响 企业生产模式 。 自 然 资 源 禀赋 ＇ 与 密 集度 ＆ 、 人力 资 本禀赋 ＆ 与 密 集 度 ／ ｉ ； ， 本文选 用各产 业 使用 的 采 矿业投 人 占 该产 业 增加 值的 比 重 测度 自 然 资 源 密集 度 ／ｉ ； ； 同 时 ， 选用 各行业 Ｒ＆Ｄ 科技 人 员 与全行业从业 人员 的 比 率 （ 万分 比 ） 来 测度 产业 的人力 资本 密集 度 ／ ＾ 。 进一 步地 ， 本 文选 用各 地 区 采矿 业 年末 总产 值 占 地 区 年 末 总 产 值 比 重 的 对 数表示 自 然 资 源禀 赋 ％ ， 选 用地 区 劳 动 力 的 平均受 教育年 限 来测 度 人力 资本 禀 赋 坟 。 ＳＣ 〇／ｅ ｆｃ 的 度量 ， 本 文选 用各 产 业从业人 员 数 量 的 对数予 以 测 度 。 针对 竞争 性 ， 本文 采用 公 式 予 以测 度 ， 其中 ＼ 表 示 地 区 ｃ 行业 ｉ 的 企业 数量 ＝ Ｉ 凡 表示 行 业 ｉ 在 全 国 的 企业 数 量 ， Ｆｋ 表示 地 区 ｃ 中 行业 ｉ 产 出 的 实 际值 ， 而 Ｆ； ＝ ： Ｚ ； ＾ 表 示行 业 ｉ 在全 国 的 总 产 出 。 专业化 程度 Ｓｐ ％ 的 度量 ， 本 文用 区位 商进行 测 度 。 其测 度公 式为 知％ ＝ （ ： ＾ ／： ＾ ） ／ 〇ＶＦ ） ， 其 中 ＇ ＝ ： ！ 凡 表示 地 区 Ｃ 中 所有 行业 的 产 出 ， 表 示 全 国 所有 产 业 的 总 产 出 。 本 文 采用 公式 〇＜＝ ｜ 石 ［ 以（ １ － ＾ ） ］ ２ 丨 １ ／ Ｌ５ ［ ５ ０ ／ （ ｙ ＿ （ ） ］ ２ ｜ 对 多样化 心进行测 度 。 ７ ３
吕朝凤，朱丹丹：中国垂直一体化生产模式的决定因素四、数据来源和描述性分析本文主要选取1999—2003年、2005一2007年中国各省份各工业行业的经济数据，包括增加值、总产值、增值税等，均来自2000—2004、2006—2008年《中国工业经济统计年鉴》。中国各省份金融机构存、贷款余额来源于2002年《中国金融统计年鉴》②。自然资源数据来源于《2007年中国投人产出表》。各行业R&D科技人员和全产业从业人员数据来源于2004年《中国经济普查年鉴》，相应地，各省份从业人员和教育数据来源于2005年《中国人口统计年鉴》。本文选取除西藏以外的30个省份的数据作为研究对象。对于行业样本的选取，本文为与Nunn行业契约密集度指标数据相一致，选取26个工业行业作为研究对象。在进行正式的计量检验之前，本文首先利用各省份垂直一体化指数均值（对数）与金融发展水平数据，从总量角度作初步观察。图1和图2分别显示了地区金融发展水平与垂直一体化指数、与各地区的高低契约密集度行业垂直一体化指数差距的直观关系。不难看出：金融发展与地区垂直一体化分工、与高低契约密集度行业垂直一体化水平差距之间均存在明显的正相关关系。这些与本文的主要结论是一致的。表1报告了各变量的描述性统计量。3.70.1 3.6青海高垂3.5-·宁夏与直垂·内蒙古上海·青海北京。低直3.4·新疆-0.0北京·江西四川辽季津 陕西·契体·福建浙江体3.3云皇·新疆·海南河南。河北湖王四川约化甘肃海南，寄徽湖北湖南店福建山东河北注密指广东上海宁陕西.吉林，[“。龙”河南黑龙江·山西集数江苏广广山西数辽宁·甘肃”山东·吉林江西度对-0.1对3.1湖南贵州产数数·重庆浙江业差3.0的距2.92.80.200.10.20.30.40.50.60.70.80.91.000.10.20.30.40.50.60.70.80.91.0金融发展水平金融发展水平图2金融发展和高与低契约密集度产业图1金融发展与垂直一体化指数的关系垂直一体化指数差距关系注：本文根据行业的契约密集度进行排序，选择排名前1/3的9个行业作为契约密集行业。事实上，选择以1/2、1/4分位数为基础的排名前50%、25%行业作为契约密集行业，均可以描述出类似的直观关系。资料来源：基于Stata软件对相关数据的估计。五计量结果1.初步回归结果表2报告了对方程（13)进行面板最小二乘估计(PooledLeast Square）的回归结果。本文采用地①本文并未选择2004年和2008年以后的各省份工业行业数据，原因在于在2004年和2008年之后《中国工业经济统计年鉴》并未公布各省份各工业行业的增加值，使得无法准确度量地区工业行业的垂直一体化指数。②本文同时还选择了中国各省份2003、2005、2007年金融相关率来度量地区金融发展水平，数据来源于2004年、2006年、2008年的《中国金融统计年鉴》，检验结果同样支持了本文的实证结论。74?1994-2016China Academic Journal ElectronicPublishingHouse.All rights reserved.http://www.cnki.net
吕 朝 凤 ， 朱 丹丹 ： 中 国 垂 直 一 体 化 生产模式 的 决 定 因 素 四 、 数 据 来 源 和 描 述 性 分析 本 文 主要选 取 １ ９９ ９ 一 ２００ ３ 年 、 ２００ ５ — ２００ ７ 年 中 国 各 省 份各工 业 行 业 的 经 济数 据 ， 包括 增 加 值 、 总产值 、 增 值税 等 ， 均来 自 ２ ０００ — ２００４ 、 ２００６ — ２００ ８ 年《 中 国 工业经 济统 计年鉴 》 ？ 。 中 国 各 省份 金融 机构 存 、 贷 款余额来 源 于 ２００ ２ 年《 中 国 金融 统计年鉴 》 ？ 。 自 然资源 数据来源 于《 ２００ ７ 年 中 国 投 人产 出 表 》 。 各 行业 Ｒ＆ Ｄ 科技人员 和 全产业从 业 人员 数据来 源 于 ２ ００４ 年 《 中 国 经济 普 查年 鉴 》 ， 相 应 地 ， 各省 份从业人员 和 教育数 据来 源于 ２００５ 年《 中 国 人 口 统计年鉴》 。 本文选 取除西藏 以外 的 ３ ０ 个省 份 的数 据作 为 研究对象 。 对 于行 业样本 的选 取 ， 本 文为 与 Ｎｕｒｍ 行业契约 密集度 指 标数据相 一 致 ， 选取 ２ ６ 个工 业行 业作 为 研究 对象 。 在 进行 正 式 的 计量检 验之前 ， 本 文 首先 利用 各 省份 垂直 一 体化 指 数均 值 （ 对数 ） 与 金 融发 展水 平 数据 ， 从 总量 角 度作 初步 观察 。 图 １ 和 图 ２ 分别显 示 了 地 区 金融 发展 水平与 垂直 一 体化指 数 、 与 各地 区 的高 低契 约密集 度行 业垂直一 体化指 数差距 的直 观关系 。 不 难看 出 ： 金 融发展 与 地 区垂直 一 体 化分工 、 与 高低 契约 密集度 行业 垂直一 体化 水平 差距之间 均 存在 明 显 的 正相关关系 。 这些 与本 文 的 主要 结论 是 一 致 的 。 表 １ 报告 了 各 变量 的 描述性 统计 量 。 ３ ． ７ ｒ Ｉ Ｉ ｜ １ Ｉ ｒ Ｉ Ｉ １ ＿ ． ＿ ｜ １ ０． １ ｜ ■ Ｉ Ｉ Ｉ ３ ． ６ ． 高 垚 青海 ３ ． ５ ？ ． ５ ５ ？ ？ 宁 夏 畫 ３ ４ ． ？ 内 蒙古 ？ 青 海 上 ？ 海 ． Ｉ ？ 〇 〇 ． 謂 ？ 新疆 北 京 一 」 四 川 北 ？京 契 体 ？ 福 建 ？ 江 西 澌江 ？ 蔣津 陕 ＾ Ｉ ３ ． ２ ． 武 ． ４ ‘ 晒 对 ３ ． ｉ ． 湖 南 ’ 四 １ ２ － ０ ． １ ． ？ 数 ？ 贵 州 ？ 重 庆 ３ ． ０ － 浙 江 ？ 业 差 的 距 ２． ９ ． ２． ８ １ ＊ ？ ＞ １ １ — ＊ １ １ —Ｉ Ｊ － ０ ． ２ １ —１ ＇ ＇ ＇—■ ＇ ＇ ＞ ＞ １— ０ ０． １ ０ ． ２ ０ ． ３ ０ ． ４ ０ ． ５ ０． ６ ０ ． ７ ０． ８ ０ ． ９ １ ． ０ ０ ０ ． １ ０ ． ２ ０ ． ３ ０ ． ４ ０ ． ５ ０ ． ６ ０ ． ７ ０ ． ８ ０ ． ９ １ ． ０ 金 融 发 展水 平 金 融 发展 水 平 图 ２ 金 融发 展和 高与 低 契 约 密集 度产业 图 １ 金 融 发展 与 垂直 一 体化 指数 的 关 系 垂直 一 体化 指数 差 距关 系 注 ： 本文 根 据行业 的契 约 密 集 度 进 行排 序 ， 选 择 排 名 前 １ ／ ３ 的 ９ 个 行 业 作 为 契 约 密 集 行业 。 事 实上 ， 选 择 以 １ ／２ 、 １ ／４ 分位 数 为基 础 的 排名 前 ５ ０％ 、２５％ 行 业 作 为 契 约 密集 行 业 ， 均 可 以 描述 出 类 似 的直 观 关系 。 资 料来 源 ： 基 于 Ｓｔａｔ ａ 软 件 对相 关数 据 的 估 计。 五 、 计 量 结 果 １ ． 初 步 回 归 结 果 表 ２ 报告 了 对 方程 （ １ ３ ） 进 付面 板最 小—■ 乘估计（ Ｐｏ ｏｌ ｅ ｄ Ｌｅ ａｓｔ Ｓ ｑ ｕ ａｒｅ ） 的 回 归结果 。 本 文米 用地 ① 本 文 并 未选择 ２００ ４ 年 和 ２００ ８ 年 以 后 的 各 省 份工 业 行业 数据 ， 原 因 在 于 在 ２０ ０４ 年 和 ２ ００８ 年 之后 《 中 国 工 业经 济统计年 鉴》并 未公布各 省份 各工业 行业的 增加 值 ， 使得无法准确度 量地 区 工业行业 的 垂直一 体化指数。 ② 本 文 同 时 还 选择了 中 国 各 省 份 ２０ ０３ 、 ２０ ０５ 、 ２ ００ ７ 年 金融 相关 率来 度 量 地 区 金 融 发 展 水 平 ， 数据来 源 于 ２００ ４ 年 、 ２０ ０６ 年 、 ２ ００ ８ 年 的 《 中 国 金融 统 计年 鉴》 ， 检验结 果 同 样 支 持 了 本文 的 实 证结论 。 ７４
中国工业滑2016年第3期表1变量的描述性统计变量含义均值最大值最小值标准差Vl.垂直一体化指数1.00000.27830.05970.1545产业特征契约密集度0.42270.88570.04960.2295zi自然资源密集度0.32773.46830.00250.6925nhi人力资本密集度2.55075.53830.24801.6439地区特征F.金融发展水平0.51831.00000.03230.2981H.人力资本桌赋8.697511.49527.10061.0503N.自然资源票赋0.25020.00620.24180.8170其他变量Scale市场规模1.28326.18680.01980.7926竞争度Comg0.00460.40110.00000.0282专业化Spec1.180319.39960.00001.7178多样性Div;0.662411.19850.00061.6536资料来源：根据相关年份《中国金融年鉴》《中国工业统计年鉴》《中国投人产出表》和《中国经济普查年鉴》数据整理。表2初步回归结果(2)(3)(4)(5)(1)(6)zF.0.3117**0.3252**0.3325**0.2956**0.3000**0.2963**(2.1364)(2.2622)(2.2941)(1.9997)(2.0291)(2.0236)0.0219*0.0269**n,N.0.0202*0.0216*0.0221*(1.7597)(1.7613)(1.7953)(1.8008)(2.3401)-0.0050hH.0.0030-0.0044-0.0041(0.3721)(0.5502)(0.5121)(-0.6281)0.0436***0.0440***0.0431***Scaler(2.7813)(2.8273)(2.6820)0.3727Comie0.2702(0.5567)(0.3980)0.0012Specs(-0.1884)-0.1076**Diur(2.1270)有有有有有地区固定效应有有有有有有有行业固定效应R30.63490.63540.64160.63010.63180.6320780780样本量780780780780注：括号内为1值，*****、*分别代表通过1%65%、10%的显著性水平检验。下表同。资料来源：利用Stata11软件估计得到。区和行业固定效应方法进行估计，以控制各地区和行业的个体差异性，并采用逐步回归法来考察金融发展和契约密集度的交互项对地区行业垂直一体化水平的影响，以考察金融发展对垂直一体化作用的稳健性，并克服增加控制变量可能导致的多重共线性问题。组合（1)是在不加人其他控制变量的情况下，地区工业垂直一体化水平与金融发展和契约密集度的交互项单独进行回归的结果。结果显示，金融发展和契约密集度的交互项显著为正，与理论预75?1994-2016 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/www.cnki.net
中面工貧瓶濟 ２ Ｑ １ ６ 年 第 ３ 期 ￣ 表 １ 变 量 的描述 性统 计 丨 变量 含 义 ｜ 均 ｆ Ｐ 最 大 值 ｜ 最 小 值 ｜ 标准 差 ＼％ 畜直 一体 化指 数 ０ ． ２ ７８ ３ Ｌ Ｏ ＯＯＯ ０ ． ０ ５９７ ０ １ ５４５ 产业 特征 Ｚ ｉ 契 约 密 集 度 ０ ． ４ ２２７ ０ ． ８ ８５７ ０ ． ０４ ９６ ０ ． ２ ２９ ５ ％ 自 然 资 源 密 集 度 ０ ． ３ ２７７ ３． ４ ６８ ３ ０ ． ００２５ ０． ６ ９２ ５ ｋ 人 力 资本 密 集 度 ２ ． ５５ ０７ ５ ． ５ ３８３ ０ ． ２４ ８０ １ ． ６４ ３ ９ 地 区 特征 Ｆｃ 金 融 发 展水 平 ０ ， ５ １ ８３ １ ． ００ ００ ０ ． ０３ ２３ ０ ， ２９ ８ １ Ｈｃ 人 力 资 本 禀赋 ８ ． ６９ ７５ １ １ ． ４９５２ ７ ． １ ０ ０６ １ ． ０ ５０３ Ｎｃ 自 然资 源 禀赋 ０ ． ２５ ０２ ０ ． ８ １ ７０ ０ ． ００ ６２ ０ ． ２４ １ ８ 其 他 变 量 Ｓ ｃ ａｌｅ ｋ 市 场 规模 １ ， ２８ ３２ ６ ． １ ８ ６８ ０ ． ０ １ ９８ ０ ． ７９ ２ ６ Ｃｏｍ＾ 竞争 度 ０ ． ００４ ６ ０ ． ４０ １ １ ０ ． ００００ ０ ． ０２ ８ ２ Ｓｐｅ ｃ ｋ 专业 化 １ ． １ ８０ ３ １ ９ ． ３９ ９６ ０ ．０ ０ ００ １ ． ７ １ ７ ８ Ｄ ｉｖ ｋ 多 样性 ０ ．６ ６ ２４ １ １ ． １ ９ ８５ ０ ． ００ ０６ １ ． ６５ ３ ６ 资 料 来 源 ： 根据 相 关年 份 《 中 国 金 融 年 鉴 》 、 《 中 国 工 业统 计年 鉴 》 、 《 中 国 投 人 产 出 表》 和 《 中 国 经 济 普査 年 鉴 》 数 据 整 理 ５ — 表 ２ 初步 回 归 结 果 丨 （ １ ） ｜ （ ２ ） 丨 （ ３ ） ｜ （ ４ 「 丁 （ ５ ） ｜ （ ６ ） 一 Ｚ ｉ Ｆｃ ０． ３ １ １ ７ ＊ ＊ ０ ．３ ２５ ２ ＊ ＊ ０ ． ３３２ ５ ＊ ＊ ０． ２ ９ ５６ ＊＊ ０． ３ ００ ０ ＊ ＊ ０ ． ２９ ６ ３ ＊ ＊ （ ２ ． １ ３６４ ） （ ２ ．２ ６２ ２ ） （ ２ ．２ ９４ １ ） （ １ ． ９９ ９７ ） （ ２． ０ ２９ １ ） （ ２ ． ０２ ３ ６ ） ｎＪＶｃ ０． ０ ２０ ２ ＊ ０ ．０ ２ １ ６ ＊ ０． ０ ２ ２ １ ＊ ０ ． ０ ２ １ ９ ＊ ０ ． ０２ ６９ ＊ ＊ （ １ ．７ ５９ ７ ） （ １ ．７ ６ １ ３ ） （ １ ／７９ ５３ ） （ １ ． ８００ ８ ） （ ２ ． ３４ ０ １ ） ｈｆｌｃ － ０ ． ０ ０３ ０ － ０． ００４ ４ － ０ ， ００４ １ － ０ ． ００５０ （ － ０ ． ３ ７２ １ ） （ － ０． ５ ５ ０２ ） （ － ０ ． ５ １ ２ １ ） （ － ０ ． ６２ ８ １ ） Ｓｃ ａｌｅ ｋ ０． ０４ ３６ ＊ ＊ ＊ ０． ０４４０ ＊ ＊＊ ０．０４ ３ １ ＊ ＊＊ （ ２． ７ ８ １ ３ ） （ ２ ． ８２ ７ ３ ） （ ２ ． ６８ ２０ ） Ｃｏｍｋ ０． ３７ ２ ７ ０．２ ７ ０２ （ ０ ． ５５ ６７ ） （ ０ ． ３９ ８０ ） Ｓｐ ｅ ｃ ｋ － ０． ００ １ ２ （ － ０ ． １ ８ ８４ ） Ｄｉｖｋ － ０． １ ０ ７６ ＊ ＊ （ － ２． １ ２ ７０ ） 地 区 固 定 效 应 有 有 有 有 有 有 行业 固 定 效应 有 有 有 有 有 有 Ｒ ２ ０． ６３０ １ ０． ６３ １ ８ ０ ， ６ ３２０ ０． ６ ３ ４ ９ ０ ． ６３ ５４ ０． ６４１ ６ 样 本量 ７ ８０ ７ ８０ ７８ ０ ７ ８０ ７８ ０ ７ ８０ 注 ： 括号 内 为 ｔ 值 ， ＊ ＊ ＊ 、 ＊ ＊ 、 ＝ ？ ＝ 分 别 代 表通 过 １ ％ 、 ５ ％ 、 １ ０％的 显 著 性 水平 检 验 。 下 表 同 。 资 料 来 源 ： 利 用 Ｓｔ ａｔ ａ ｌ １ 软 件估 计得 到 。 区 和 行业固 定效应方 法进 行估 计 ， 以控 制各 地 区 和 行 业 的 个 体差异性 ， 并 采 用逐 步 回 归 法来 考察 金 融发展和 契约密集度的 交互项 对地 区 行业垂直 一 体化水平 的 影 响 ， 以 考 察金 融发 展 对垂 直 一 体化 作用 的稳 健性 ， 并克 服增加 控制变量可 能 导致 的 多 重共线性 问题 。 组合 （ １ ） 是在 不加 人其他 控制 变量 的情 况 下 ， 地 区 工业 垂 直一 体 化水 平与金融 发展 和 契约 密集 度 的 交互项单独进行 回 归 的结果 。 结果 显 示 ， 金融 发 展 和 契 约 密 集 度 的 交互 项 显 著为 正 ， 与 理论预 ７ ５
吕朝凤，朱丹丹：中国垂直一体化生产模式的决定因素期一致。这表明，对于契约密集行业，金融发达地区的企业，在激励上游中间品供应商进行垂直一体化生产而进行一次性支付的过程中所遭受的交易成本较低，其因而更倾向于进行垂直一体化分工。金融发展对垂直一体化具有“促进效应”。由此，本文从不完全契约的角度发现，金融发展差异是中国工业垂直一体化生产模式的重要原因。这是之前的研究所忽略的。金融发展和契约密集度的交互项显著为正（假设不存在反向因果关系），对地区的工业生产结构还具有重要的经济学意义。即如果福建的金融发展水平能达到上海的水平，那么福建“通信设备、计算机及其他电子制品业”的垂直一体化水平将会从当前的0.181，提高到0.235，约提高0.3倍。在组合（2）一（6)中，本文逐步控制了自然资源票赋与密集度、人力资本票赋与密集度的交互项、市场规模、竞争度、专业化和多样化。在各组合中，金融发展和契约密集度交互项的解释力仍然非常显著，这表明金融发展与垂直一体化的关系是相当稳健的。此外，相对于其他控制变量，金融发展交互项对地区行业垂直一体化生产模式差异有较强的解释力这也是之前的研究所忽略的。2.内生性问题及处理金融发展可能存在内生性问题。一方面，垂直一体化生产模式与金融发展存在双向因果关系，即垂直一体化可能影响一国的经济发展，后者是金融发展的重要基础5，另一方面，变量遗漏问题，即存在一些工业垂直一体化生产结构的因素如法制水平，未加以控制，而这些因素也同样会影响地区金融发展。这两方面都会导致金融发展的内生性。为此本文从一国内部地区的角度出发，采用三年自然灾害时期的自然死亡率（ND.）、各省份新民主主义经济时期的地区私营商业发展水平（PB）、2000年各省份无偿献血水平(SM.)作为工具变量来克服金融发展的内生性问题。理由为：①现代金融制度是建立在以社会公德为代表的社会资本基础上的，较高的社会资本是金融发展的一个重要基础设施。故而，可以将各省份的社会公德水平作为金融发展水平的工具变量，并用中国输血协会公布的各省份（人均）无偿输血水平来予以测度。②人类社会的制度变迁具有明显的历史路径依赖性特征，金融制度同样如此5，由此寻找到另外两个工具变量：中国三年自然灾害时期的死亡率在一定程度上反映了当地政府的执政能力和激进程度，后者对地方基础设施建设和制度改革有重要影响，自然，也对地区金融改革产生重要影响；各省份在新民主主义经济时期私营工商业的发展情况，一定程度上反映了该时期作为独立商品经营者的、基本由市场调节的私营企业在生产与经营过程中所面临的、包括金融制度在内的市场经济制度的影响及其水平，自然也能代表各自曾拥有的良好金融发展水平软环境。③三年自然灾害时期的自然死亡率、新民主主义经济时期私营商业发展水平，作为历史沉淀的社会公德水平都是体现历史性质的数据，与当前的垂直一体化水平之间的相关性很小，非常适合作为金融发展水平的工具变量。对金融发展的Durbin-Wu-Hausman检验拒绝该变量是外生的这一判断，因此，模型中金融发展是内生变量。表3报告了使用本文选取的三个工具变量进行两阶段最小二乘估计的结果。从表3可以看出：①第一阶段回归方程的F值均大于100,R2都在0.88以上，表明所选取的工具变量与内生变量具有较强的相关性。对工具变量的Kleibergen&PaaprkrkLM、Kleibergen&PaaprkWaldF检验结果表明，拒绝工具变量识别不足和弱识别的原假设，表明工具变量和内生变量之间强相关,其是强工具变量。对工具变量的HansenJ检验结果表明，在20%的显著水平上接受工具变量过度识别的原假设，工具变量具有严格外生性。②与表2的结果相比，金融发展和契约密集度的交互项系数及其显著性在各组合中都有较大幅度提高。说明金融发展的内生性使得最小二乘估计产生①本文用1949—1956年私营工业的最大实际人均总产值来予以测度，数据来自《中国资本主义工商业的社会主义改造（地区卷）》，并统一按照1952年不变价格进行调整。76?1994-2016ChinaAcademicJournalElectronicPublishingHouse.Allrightsreserved.http://www.cnki.net
吕 朝 凤 ， 朱 丹丹 ： 中 国 垂直 一 体化 生 产模式 的 决 定 因 素 期一 致 。 这 表 明 ， 对 于 契 约 密集 行业 ， 金融 发达 地区 的企 业， 在 激励 上游 中 间 品 供应 商进行垂直 一 体 化生 产 而进行 一 次性 支付的 过程 中 所遭受 的 交 易 成 本 较低 ， 其因 而更倾向 于进 行垂直 一 体化 分工 。 金融 发 展对垂 直 一 体 化具有 “ 促 进效应 ” 。 由 此 ， 本 文从 不 完全契约 的 角 度发 现 ， 金融 发展 差异 是中 国工 业垂 直一 体 化生产 模式 的 重要 原 因 。 这 是之前 的 研究 所忽 略 的 。 金融 发展 和契约 密集 度 的 交互 项显著 为 正 （ 假设 不存在 反 向 因 果关系 ） ， 对 地 区 的 工 业生 产结构 还具有 重要 的经济学 意 义 。 即 如 果 福建 的 金 融 发展 水平 能达 到 上海 的 水 平 ， 那 么 福 建 “ 通 信设备 、 计算机 及其他 电 子制 品 业” 的 垂 直 一 体化 水平 将会从 当 前的 ０ ． １ ８ １ ， 提高 到 ０ ． ２３ ５ ， 约提 高 ０． ３ 倍。 在 组 合 （ ２ ） — （ ６ ） 中 ， 本 文 逐步 控 制 了 自 然 资 源 禀 赋 与密 集 度 、 人力 资 本 禀 赋 与 密 集 度 的 交互 项 、 市场 规模 、 竞 争度 、 专 业 化和 多样化 。 在 各组合 中 ， 金融 发展 和 契 约 密集度 交互项 的 解 释力 仍然 非常 显著 ， 这 表 明 金融 发展 与 垂 直 一 体 化的 关系 是相 当 稳健 的 。 此外 ， 相 对于其 他控制变 量 ， 金 融 发 展交互项 对地 区 行业垂 直 一 体化 生产 模式差 异 有较强 的解 释力 ， 这也 是 之前的 研究所忽 略 的 。 ２ ． 内 生性 问 题 及处 理 金 融发 展可 能存 在 内 生 性 问 题。 一 方 面 ， 垂直 一 体化 生产 模式 与金 融发 展存在 双 向 因果 关系 ， 即垂 直 一 体化 可能 影 响 一 国 的 经 济 发展 ， 后 者是金 融发 展 的 重 要 基础 ％ 另 一 方 面 ， 变 量遗 漏 问 题 ， 即存在一 些 工业 垂直 一 体化 生 产结构 的 因 素 如 法 制 水 平 ， 未加 以 控 制 ， 而这些 因 素也 同样 会影 响 地 区金 融 发展 。 这 两方 面都会导 致 金融 发展 的 内 生 性 。 为 此本 文从 一 国 内 部地 区 的 角 度 出 发 ， 采用 三 年 自 然 灾害 时期 的 自 然死亡 率（ Ｍ） Ｊ 、 各省 份新 民 主主 义 经济 时期 的 地区 私 营商业发 展水 平 （ ／也Ｊ 、 ２０００ 年各 省 份无偿献血水平 作 为 工具变量来 克 服金融 发展 的 内 生性问 题。 理 由 为 ： ①现 代金 融 制 度是 建立在 以 社 会公德 为 代 表 的 社 会 资本 基础 上 的 ？， 较 高 的 社 会 资本 是 金融 发 展 的 一 个重 要 基础 设施 。 故 而 ， 可 以将 各 省 份 的 社会 公德 水 平作 为 金 融发 展 水平 的 工 具变 量 ， 并用 中 国 输 血协 会公布 的 各省 份 （ 人 均 ） 无 偿输 血 水平 来予 以测 度 。 ②人类社 会的 制 度变 迁具有 明 显 的历 史 路径依 赖 性特征 ， 金融 制度 同 样 如 此１ ５］ ， 由 此 寻 找到 另 外两个工具变量 ： 中 国 三年 自 然灾 害 时期 的死 亡率在 一 定程 度 上反 映 了 当 地 政府 的 执政 能力 和 激 进 程度 ， 后 者对 地 方基础设施 建设和 制 度 改 革有 重要 影 响 ， 自 然 ， 也对 地 区 金融 改革 产 生重 要 影 响 ； 各省 份 在新 民 主主 义经 济 时期 私 营工商业 的 发 展情 况 ， 一 定程 度上反映 了 该 时期 作为 独立商 品 经 营者 的 、 基本 由 市 场调节 的 私 营企业 在生 产 与 经营 过 程 中所 面 临 的 、 包括 金融 制 度 在 内 的 市场 经 济制 度 的 影 响 及 其水 平 ， 自 然 也能 代表 各 自 曾拥 有 的 良 好 金 融发展水 平 软环 境？。 ③ 三年 自 然 灾害 时期 的 自 然 死亡 率 、 新 民 主 主义 经济 时期 私 营商 业 发展 水 平 ， 作 为历史 沉淀 的 社会公 德水平 都是体现历 史性 质 的 数 据 ， 与当 前 的 垂直 一 体 化 水平 之 间 的 相 关性很 小 ， 非 常适合 作 为金 融 发展水 平 的 工具变量 。 对 金 融 发展 的 Ｄｕｒ ｂｉ ｎ－ Ｗｕ －Ｈ ａｕｓ ｍａ ｎ 检 验拒绝 该 变 量是 外 生 的 这 一 判 断 ， 因 此 ， 模 型 中 金 融 发 展 是 内 生 变量 。 表 ３ 报 告 了 使用 本文选 取 的 三个工具变 量进行 两 阶段最 小二乘估计的 结果。 从 表 ３ 可 以 看 出 ： ①第 一 阶段 回 归 方程 的 Ｆ 值均 大 于 １ ００ ， Ｒ ２ 都 在 ０． ８ ８ 以 上 ， 表 明 所选 取的 工 具变量与 内 生 变量 具有较 强 的 相关 性 。 对 工具 变 量的 Ｋｌｅ ｉ ｂｅ ｒｇｅ ｎ ＆ Ｐａａ ｐｒｋ ｒｋ ＬＭ 、 Ｋｌｅｉ ｂ ｅｒ ｇｅ ｎ ＆ Ｐａ ａｐｒｋ Ｗａｌ ｄ Ｆ 检 验结 果表 明 ， 拒 绝工 具变量识别 不 足 和 弱 识 别 的 原假 设 ， 表 明 工 具变 量 和 内 生 变 量之 间 强 相 关 ， 其是强 工具变量 。 对工具变量 的 Ｈａｎｓ ｅ ｎ Ｊ 检验结果 表明 ， 在 ２ ０％ 的 显著水 平上 接受 工具变量 过 度识别 的 原 假设 ， 工 具变 量具 有 严格 外生 性 。 ②与 表 ２ 的 结果 相 比 ， 金 融发 展 和 契 约密 集 度 的 交互 项 系 数及 其显 著性 在各 组合 中 都有 较 大幅度 提高 。 说明 金融 发 展 的 内 生性 使 得最 小 二乘 估计产生 ① 本 文用 １ ９４９ — １ ９５６ 年 私 营 工 业 的 最 大实 际 人均 总 产值来 予 以 测 度 ， 数据 来 自 《 中 国 资 本 主 义 工商业 的 社 会 主 义 改 造 （ 地 区 卷 ） 》 ， 并 统一 按 照 １ ９ ５２ 年 不 变 价 格 进 行调 整 。 ７６
中国工业覆滑2016年第3期表3两阶段最小二乘法回归结果第二阶段(1)(2)(3)(4)(5)(6)z.F.1.2752**1.4358***1.4240***1.4449***1.4378***1.3190***(2.5188)(2.8615)(2.8392)(2.8999)(2.8862)(2.7499)n,N.0.0260**0.0258**0.0263**0.0260**0.0305**(2.0503)(2.0396)(2.0419)(2.0444)(2.5207)hH.0.00710.00830.00780.0083(0.8850)(-1.0342)(0.9853)(1.0687)Scalex0.0292*0.0298*0.0302*(1.7054)(1.7522)(1.7320)Com0.45370.3454(0.7295)(0.5469)0.0010Specr(-0.1597)Diwe0.1066**(-2.5243)有有有有有有地区固定效应行业固定效应有有有有有有D-W-H检验6.40386.50218.10226.85838.03347.3046(0.0171)(0.0163)(0.0139)(0.0083)(0.0080)(0.0114)识别不足检验59.080756.989157.936958.013458.302959.8206(0.0000)(0.0000)(0.0000)(0.0000)(0.0000)(0.0000)弱识别检验27.611927.273127.968029.482829.536230.0631(0.0000)(0.0000)(0.0000)(0.0000)(0.0000)(0.0000)过度识别检验0.11480.00310.02670.01020.02050.1446(0.9442)(0.9984)(0.9870)(0.9949)(0.9898)(0.9302)R20.61800.60870.60340.60480.60500.6062样本量780780780780780780工具变量VVVVVVz,ND.VVVVVVz,PB.VVVVVVzSM.第一阶段R20.88570.88570.88700.88870.88890.8890F332.1564305.7040192.3942164.2368162.7741160.4572注：D-W-H检验代表Dubin-Wu-Hausman检验。工具变量相关检验统计量的括号内是统计值的相伴概率。对于金融发展水平F工具变量的构建，本文借鉴了NunnlI9的处理方法。R与F分别代表的是对zF,第一阶段国归的拟合优度与F统计量。下表同。资料来源：利用Statal1软件估计得到向下偏移，从而倾向于低估金融发展对垂直一体化分工的作用。各组合的拟合优度均保持在60%以上，并且没有明显的下降。这些表明本文选取的三个工具变量能够有效地处理回归模型的内生性问题。另外，由金融发展和契约密集度的交互项显著为正，以及其与垂直一体化水平的因果性关系，不难得出：如果福建的金融发展水平能够达到上海的水平，那么它“通信设备、计算机及其他电子设备制造业”的垂直一体化水平将会从当前的0.181提高到0.521,大约提高1.90倍，是未处理内生性问77?1994-2016 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/www.cnki.net
２０ １ ６ 年 第 ３ 期 表 ３ 两 阶段最 小二 乘法 回 归 结 果 第 二 阶段 — （ １ ） （ ２ ） （ ３ ） （ ４ ） （ ５ ） （ ６ ） ￣ ｚｌＦｃ １ ． ２ ７５２ ＊ ＊ １ ． ４３５ ８ ＊ ＊＊ １ ． ４２４ ０ ＊ ＊＊ １ ．４ ４４ ９ ＊ ＊＊ １ ． ４３７ ８ ＊＊ ＊ １ ． ３ １ ９０ ＊＊ ＊ （ ２． ５ １ ８ ８ ） （ ２ ． ８ ６ １ ５ ） （ ２． ８３９ ２ ） （ ２ ． ８９９ ９ ） （ ２ ． ８８ ６２ ） （ ２ ． ７４ ９９ ） ｎＪ Ｓ［ ｃ ０ ． ０ ２６０ ＊ ＊ ０． ０ ２５ ８ ＊ ＊ ０ ．０ ２６ ３ ＊ ＊ ０ ． ０２ ６０ ＊ ＊ ０ ． ０ ３０５ ＊＊ （ ２ ． ０ ５０ ３ ） （ ２． ０ ３９ ６ ） （ ２ ．０ ４ １ ９ ） （ ２ ． ０４４ ４ ） （ ２ ． ５ ２０７ ） ｈ）ｉｃ － ０． ０ ０７ １ － ０ ．０ ０ ８３ － ０ ． ００７８ － ０ ． ００８３ （ － ０． ８８５ ０ ） （ － １ ．０ ３４ ２ ） （ － ０ ． ９８５ ３ ） （ － １ ． ０６ ８７ ） Ｓｃ ａｌｅ ｋ ０ ．０ ２９ ２ ＊ ０ ． ０２ ９８ ＊ ０ ． ０３ ０２ ＊ （ １ ．７ ０５ ４ ） （ １ ． ７５ ２２ ） （ １ ． ７３ ２０ ） Ｃｏｍｋ ０ ． ４５ ３７ ０ ． ３４５４ （ ０ ． ７２ ９５ ） （ ０ ． ５４６９ ） Ｓｐ ｅｃ ｉｅ － ０ ．０ ０ １ ０ （ － ０ ． １ ５ ９７ ） Ｄ ｉｖ ｋ － ０ ． １ ０ ６６ ＊ ＊ （ － ２ ． ５２ ４３ ） 地 区 固 定 效 应 有 有 有 有 有 有 行 业固 定 效 应 ！ ＾ ＾ ＾ ＾ 有 Ｄ － Ｗ－ Ｈ 检 验 ６ ． ４０ ３８ ６ ． ５０ ２ １ ６ ． ８５ ８３ ８． ０３ ３４ ８ ． １ ０２ ２ ７ ． ３０４ ６ （ ０ ． ０ １ ７ １ ） （ ０ ． ０ １ ６３ ） （ ０ ． ０ １ ３９ ） （ ０． ００ ８ ３ ） （ ０． ０ ０８ ０ ） （ ０ ．０ １ １ ４ ） 识别 不 足检 验 ５９ ． ８２ ０６ ５９ ． ０８ ０７ ５６ ． ９ ８９ １ ５ ７． ９ ３６９ ５ ８． ０ １ ３４ ５ ８ ． ３０ ２９ （ ０ ． ００００ ） （ ０ ． ００ ００ ） （ ０ ． ００ ００ ） （ ０ ． ００ ００ ） （ ０ ． ０ ００ ０ ） （ ０ ．０ ０００ ） 弱识 别检 验 ２ ７ ． ６ １ １ ９ ２ ７ ． ２７ ３ １ ２７ ． ９６ ８０ ２９ ． ４８ ２８ ２ ９． ５ ３６ ２ ３０ ．０ ６３ １ （ ０ ． ０００ ０ ） （ ０ ． ０００ ０ ） （ ０ ． ００ ００ ） （ ０ ． ００ ００ ） （ ０． ０ ０００ ） （ ０ ．０ ０００ ） 过 度识别 检 验 ０ ． １ １ ４ ８ ０ ．０ ０ ３ １ ０ ． ０２ ６７ ０ ． ０ １ ０２ ０． ０ ２０ ５ ０ ． １ ４４ ６ （ ０ ． ９４４ ２ ） （ ０ ． ９９ ８４ ） （ ０ ． ９ ８７０ ） （ ０ ． ９９ ４９ ） （ ０． ９ ８９ ８ ） （ ０ ．９ ３０ ２ ） Ｒ ２ ０ ． ６０ ８７ ０ ． ６０ ３４ ０ ． ６０ ４ ８ ０ ． ６０ ５０ ０ ． ６０６ ２ ０ ． ６ １ ８０ 样 本量 ７８０ ７ ８０ ７８ ０ ７８ ０ ７ ８０ ７８０ 工 具变量 Ｚｉ ＮＤ ｅ Ｖ Ｖ Ｖ Ｖ Ｖ Ｖ ｚＰＢｃ Ｖ Ｖ Ｖ Ｖ Ｖ Ｖ ｚ＾ｍｃ Ｖ Ｖ Ｖ Ｖ Ｖ Ｖ 第 一 阶段 ＾ ０ ． ８８５ ７ ０ ． ８８５ ７ ０ ． ８８ ７０ ０ ． ８８ ８７ ０ ． ８ ８８９ ０ ． ８ ８９ ０ Ｊ Ｆ ３３ ２ ． １ ５６４ ３０ ５ ．７ ０４０ １ ９２ ． ３９４ ２ １ ６４ ． ２３ ６８ １ ６２ ． ７ ７４ １ １ ６ ０ ．４ ５７ ２ 注 ： Ｄ－ Ｗ－ Ｈ 检 验代 表 Ｄｕｂｉ ｎ－ Ｗｕ －Ｈａ ｕｓｍａｎ 检 验 。 工 具变 量 相 关检 验统 计 量 的 括 号 内 是 统 计值 的 相 伴 概 率 。 对 于 金 融 发展 水 平 工具变 量 的 构 建 ， 本 文 借 鉴 了 Ｎ ｕｎｎ 【 １ ９ 】 的 处 理方 法 。 Ｒ ２ 与 Ｆ 分别 代 表 的 是 对 ｚ／； 第 一 阶 段 回 归 的 拟 合优 度 与 Ｆ 统 计量 。 下 表 同 。 资 料 来 源 ： 利 用 Ｓｔ ａｔａ ｌ ｌ 软 件 估 计得 到 。 向 下偏 移 ， 从 而倾 向 于低估金融发展 对垂 直一 体化 分工 的 作用 。 各 组 合 的拟合 优度 均保持 在 ６０％ 以 上 ， 并且 没 有 明显 的 下 降 。 这些 表明 本 文选取 的 三个 工 具变 量能够 有 效地 处理 回 归 模 型 的 内生 性 问 题 。 另 外 ， 由 金融 发展 和 契约 密 集 度 的 交互项 显著 为正 ， 以及 其 与 垂直 一 体化水平 的 因 果 性关系 ， 不 难 得 出 ： 如 果 福建 的 金融 发 展水平能 够达 到 上海 的 水平 ， 那 么 它 “ 通 信设备 、 计算机 及其他 电 子设备 制 造业 ” 的 垂直一 体化 水平 将会从当 前 的 ０ ． １ ８ １ 提 高到 ０． ５ ２ １ ， 大 约 提 高 １ ． ９０ 倍 ， 是 未 处理内 生性 问 ７７