李　魯，王　磊，鄧芳芳

(1.上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 國際工商管理學(xué)院，上海 200433；2.浙江財(cái)經(jīng)大學(xué) 中國政府管制研究院，浙江 杭州 310018；3.上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200433)

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要素市場扭曲與企業(yè)間生產(chǎn)率差異：理論及實(shí)證*

李魯1，王磊2，鄧芳芳3

(1.上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 國際工商管理學(xué)院，上海 200433；2.浙江財(cái)經(jīng)大學(xué) 中國政府管制研究院，浙江 杭州 310018；3.上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200433)

資源錯(cuò)配突出表現(xiàn)為企業(yè)間持續(xù)而顯著的生產(chǎn)率差異，這一現(xiàn)象在中國制造業(yè)中尤其明顯。文章基于中國要素市場化改革滯后性的典型事實(shí)，研究要素市場扭曲對(duì)企業(yè)間生產(chǎn)率差異的影響機(jī)理。在放松了經(jīng)典模型關(guān)于企業(yè)進(jìn)入與退出某一行業(yè)是外生的基本假設(shè)后，新的理論分析揭示：扭曲的要素價(jià)格影響了企業(yè)的生產(chǎn)行為及其進(jìn)入與退出決策，降低了市場均衡時(shí)生產(chǎn)率分布的臨界值，從而使得低效率的企業(yè)得以繼續(xù)存活，造成優(yōu)勝劣汰的市場選擇機(jī)制部分失靈，最終導(dǎo)致企業(yè)間生產(chǎn)率差異的擴(kuò)大。進(jìn)一步地，文章基于中國市場化指數(shù)估算了行業(yè)要素的價(jià)格扭曲程度，并利用1998-2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)要素市場扭曲與企業(yè)間生產(chǎn)率差異之間的關(guān)系，結(jié)果顯示：要素市場扭曲指數(shù)每減少1%可以使得企業(yè)間生產(chǎn)率差異降低0.46%。文章對(duì)于我國當(dāng)前如何矯正要素市場扭曲，并形成以市場為導(dǎo)向的要素價(jià)格機(jī)制，從而促進(jìn)企業(yè)間的有效競爭以實(shí)現(xiàn)資源優(yōu)化配置具有重要的政策含義。

要素市場扭曲；生產(chǎn)率差異；全要素生產(chǎn)率；資源誤置

一、引　言

提升總量生產(chǎn)率水平是新常態(tài)下保持經(jīng)濟(jì)持續(xù)平穩(wěn)增長的關(guān)鍵，總量生產(chǎn)率取決于兩個(gè)方面：一是企業(yè)個(gè)體的生產(chǎn)率水平；二是資源要素在不同企業(yè)間的配置方式，即資源配置效率(Restuccia和Rogerson，2010)。與資源配置效率相對(duì)應(yīng)的是資源誤置或錯(cuò)配，資源誤置主要表現(xiàn)為企業(yè)間生產(chǎn)率分布的差異度(Syverson，2011)。企業(yè)間生產(chǎn)率差異越大，資源被誤置的程度則越嚴(yán)重，這一現(xiàn)象在中國制造業(yè)中尤為明顯。根據(jù)本文的估算，定義在中國制造業(yè)四位代碼產(chǎn)業(yè)上的1998-2007年企業(yè)間生產(chǎn)率四分位數(shù)差的年平均值為1.519，一階自相關(guān)系數(shù)均值為0.94，也就是說，75分位企業(yè)的生產(chǎn)率是25分位企業(yè)生產(chǎn)率的4.6(e1.519)倍，這一數(shù)值說明如果將25分位企業(yè)的要素資源重新配置給75分位企業(yè)，產(chǎn)出水平將是同期的4.6倍。由此可見，對(duì)企業(yè)間生產(chǎn)率差異及其機(jī)理的研究有助于我們理解和改善行業(yè)內(nèi)資源的配置效率。

持續(xù)而顯著的企業(yè)間生產(chǎn)率差異為何會(huì)存在呢？如果市場是完美的，那么要素資源會(huì)不斷從低效率的企業(yè)轉(zhuǎn)移到高效率的企業(yè)，并且低效率的企業(yè)會(huì)逐漸退出，也就是說，隨著市場優(yōu)勝劣汰機(jī)制不斷地發(fā)揮作用，市場達(dá)到均衡時(shí)所有企業(yè)應(yīng)該具有相似的生產(chǎn)率水平，并不會(huì)出現(xiàn)持續(xù)的生產(chǎn)率差異現(xiàn)象。顯然，這種以市場機(jī)制實(shí)現(xiàn)的企業(yè)自由進(jìn)入與退出以及由此導(dǎo)致的資源再配置過程的前提應(yīng)是不存在政策扭曲。然而，中國現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)的典型情況則是，漸進(jìn)市場化改革過程中要素市場的發(fā)展水平和完善程度要相對(duì)滯后于產(chǎn)品市場。這種滯后性一定程度上反映了中國各級(jí)地方政府對(duì)要素市場交易活動(dòng)的干預(yù)與控制(張杰等，2011)。這些干預(yù)與控制行為的一個(gè)共性特征就是人為地扭曲勞動(dòng)、資本、土地等基本生產(chǎn)要素的價(jià)格，進(jìn)而導(dǎo)致了要素市場的總體扭曲。一個(gè)合理的邏輯則是扭曲的要素市場會(huì)影響產(chǎn)品市場中的企業(yè)行為和企業(yè)績效。為此，本文基于要素市場扭曲的特征事實(shí)，從理論和實(shí)證兩個(gè)方面分析了其對(duì)企業(yè)間生產(chǎn)率差異的影響效應(yīng)和機(jī)制。

近年來，隨著微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的廣泛應(yīng)用，經(jīng)濟(jì)學(xué)者開始重視資源誤置對(duì)生產(chǎn)率的影響。這方面的開創(chuàng)性研究當(dāng)屬Hsieh和Klenow(2009)的理論模型(以下簡稱HK模型)，他們認(rèn)為，如果資源能夠有效配置，中國制造業(yè)的總量生產(chǎn)率將提高30%-50%。此后以中國制造業(yè)為樣本的研究不斷豐富，羅德明等(2012)基于動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型考察偏向國有企業(yè)的效率損失，發(fā)現(xiàn)消除政策扭曲將使制造業(yè)總量生產(chǎn)率提高9.15%。龔關(guān)和胡光亮(2013)放松了HK模型關(guān)于企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)規(guī)模報(bào)酬不變的基本假設(shè)，以投入要素的邊際產(chǎn)出價(jià)值的離散程度作為衡量資源配置效率的指標(biāo)，認(rèn)為資本配置效率和勞動(dòng)配置效率的改善將使總量生產(chǎn)率分別提高10.1%和7.3%。邵宜航等(2013)在HK框架下，進(jìn)一步測算了企業(yè)規(guī)模、金融因素和交通等基礎(chǔ)設(shè)施因素對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。韓劍和鄭秋玲(2014)基于HK模型，將資源錯(cuò)配測算擴(kuò)展到行業(yè)間層面，并對(duì)影響資源錯(cuò)配的政府干預(yù)因素進(jìn)行實(shí)證分析。陳曉華和劉慧(2014)分析了要素價(jià)格扭曲對(duì)中國制造業(yè)技術(shù)復(fù)雜度升級(jí)的影響機(jī)制。陳永偉和胡偉民(2011)在Syrquin(1986)框架下分析了行業(yè)間的資源錯(cuò)配和效率損失，發(fā)現(xiàn)中國制造業(yè)內(nèi)部各行業(yè)間的資源錯(cuò)配導(dǎo)致實(shí)際產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出之間存在15%的缺口。已有文獻(xiàn)主要關(guān)注要素市場扭曲與總量生產(chǎn)率之間的關(guān)系，也就是說，如果沒有要素扭曲或資源誤置，中國總量生產(chǎn)率會(huì)提高多少(潛在增長率)，但忽視了這樣的要素市場扭曲如何影響企業(yè)間生產(chǎn)率差異度以及為何企業(yè)間會(huì)持續(xù)存在生產(chǎn)率差異。

本文的研究貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下幾方面：(1)本文基于Meltiz和Ottaviano(2008)的理論框架，以生產(chǎn)率刻畫企業(yè)的異質(zhì)性，并將要素價(jià)格扭曲引入廠商利潤函數(shù)；通過企業(yè)的自由進(jìn)入與退出來定義均衡條件，并進(jìn)一步放松了HK模型關(guān)于企業(yè)進(jìn)入退出是外生的這一基本假設(shè)條件。(2)本文詳細(xì)闡釋了要素市場扭曲如何通過影響要素價(jià)格來影響企業(yè)的生產(chǎn)決策，進(jìn)而影響均衡時(shí)的生產(chǎn)率臨界值，并最終導(dǎo)致整個(gè)行業(yè)的資源誤置的作用機(jī)理。(3)基于樊綱等(2011)發(fā)布的市場化指數(shù)，本文將要素市場扭曲的度量從省級(jí)層面拓展到制造業(yè)四位代碼行業(yè)層面。

二、理論模型

(一)效用與需求

根據(jù)Melitz和Ottaviano(2008)的理論分析框架，假設(shè)行業(yè)I由N個(gè)連續(xù)的廠商組成，每個(gè)廠商生產(chǎn)差異化商品qi。代表性消費(fèi)者的效用函數(shù)如下：

(1)

其中，q0表示計(jì)價(jià)商品(numeraire good)，qi表示消費(fèi)者對(duì)第i類產(chǎn)品的消費(fèi)量，i∈I，N為行業(yè)內(nèi)廠商的數(shù)量，γ>0表示異質(zhì)性商品之間的替代性或差異化程度，α和 η(都大于0)表示qi和q0之間的替代關(guān)系，提高α或減小η都會(huì)提高對(duì)qi的需求。

假定所有消費(fèi)者的邊際效用均有界，并且q0嚴(yán)格大于0。根據(jù)消費(fèi)者的效用最大化原則，可以得到對(duì)qi的需求函數(shù)：

(2)

當(dāng)qi=0時(shí)，可以得到：

(3)

因此，廠商的定價(jià)滿足：pi≤pmax。

(二)要素市場扭曲與廠商生產(chǎn)決策

假設(shè)廠商的生產(chǎn)函數(shù)為：

qi=Aixi

(4)

其中，Ai表示廠商生產(chǎn)率，xi表示生產(chǎn)要素投入水平。再假設(shè)生產(chǎn)要素價(jià)格水平為wi，則廠商生產(chǎn)qi產(chǎn)量的總成本為wixi，這樣我們可以得到廠商的邊際成本為：

(5)

假設(shè)要素市場價(jià)格扭曲程度為τ，τ越大表明要素價(jià)格扭曲程度越嚴(yán)重。為簡化分析，省略下標(biāo)i，這樣可以定義廠商的利潤函數(shù)為：

(6)

結(jié)合式(2)，定義廠商利潤最大化條件為：

(7)

根據(jù)式(7)，我們得到廠商的最優(yōu)定價(jià)策略為：

(8)

最優(yōu)產(chǎn)量和利潤函數(shù)分別為：

(9)

(10)

(11)

因此，利潤函數(shù)式(10)可以表達(dá)為：

(12)

(三)均衡條件與比較靜態(tài)分析

(13)

企業(yè)自由進(jìn)入的條件要求均衡時(shí)期望利潤滿足：Ve=0。也就是說，當(dāng)市場上有N-1個(gè)生產(chǎn)者時(shí)，進(jìn)入者的期望收益Ve> 0，但是當(dāng)市場上有N+1個(gè)生產(chǎn)者時(shí)，進(jìn)入者的期望收益Ve< 0。定義市場局部均衡條件為：

(14)

由隱函數(shù)定理可得：

(15)

(16)

(17)

(18)

式(18)表明：要素市場價(jià)格扭曲程度越高，均衡時(shí)的生產(chǎn)率臨界值A(chǔ)*越小，產(chǎn)業(yè)均衡條件通過生產(chǎn)率臨界值的變化來實(shí)現(xiàn)，因此該臨界值決定了生產(chǎn)率分布的差異度。其背后的機(jī)制在于：要素市場扭曲通過扭曲要素價(jià)格來影響企業(yè)產(chǎn)量及其定價(jià)行為，進(jìn)而影響企業(yè)的進(jìn)入退出決策，這樣使得一些低效率企業(yè)由于要素價(jià)格扭曲而繼續(xù)存活下來，而高效率企業(yè)則無法實(shí)現(xiàn)規(guī)模擴(kuò)張，導(dǎo)致以生產(chǎn)率為基礎(chǔ)的市場選擇機(jī)制失靈，從而擴(kuò)大了企業(yè)間生產(chǎn)率差異程度(生產(chǎn)率分布離散度)，即要素資源被錯(cuò)配。另外，根據(jù)式(14)同樣可以推出沉沒成本、產(chǎn)品差異化指數(shù)與生產(chǎn)率臨界值之間的相互關(guān)系。產(chǎn)品的差異化程度越大，那么產(chǎn)品之間的替代性越小，低效企業(yè)由于產(chǎn)品替代性小而生存，企業(yè)間的生產(chǎn)率差異程度越大，資源被誤置的程度越嚴(yán)重。沉沒成本較高的行業(yè)，其生產(chǎn)率分布的差異程度較大。沉沒成本可以理解為潛在進(jìn)入者的進(jìn)入壁壘，進(jìn)入壁壘可以保護(hù)一些相對(duì)低效的在位企業(yè)繼續(xù)存活，從而扭曲資源配置。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)計(jì)量模型與變量定義

根據(jù)第二部分的理論模型，要素市場扭曲程度越高，則企業(yè)間生產(chǎn)率差異度越大，資源被誤置的程度越嚴(yán)重。我們采用如下面板數(shù)據(jù)模型對(duì)其進(jìn)行實(shí)證分析：

dispit=β0+βffacdit+βXXit+αi+λt+εit

(19)

其中，i表示四位代碼產(chǎn)業(yè)(GBT4754-2002行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn))，t是年份變量；disp為本文的被解釋變量企業(yè)間生產(chǎn)率差異，facd為本文的核心解釋變量要素市場扭曲指數(shù)；X表示其他控制變量，包括沉沒成本、產(chǎn)品差異化程度、固定成本、貿(mào)易開放程度和國有經(jīng)濟(jì)比重等；α是行業(yè)的固定效應(yīng)，用來控制不可觀測且不隨時(shí)間變化的行業(yè)個(gè)體特征，λ用來控制年份固定效應(yīng)，ε是模型的擾動(dòng)項(xiàng)。各變量的具體定義如下：

1.生產(chǎn)率差異(disp)。以四位代碼產(chǎn)業(yè)內(nèi)對(duì)數(shù)生產(chǎn)率的分位數(shù)差表示企業(yè)間生產(chǎn)率差異度，該指標(biāo)可以在一定程度上反映資源的誤置程度，而且以生產(chǎn)率分位數(shù)差度量可以盡可能地降低價(jià)格因素對(duì)資源誤置程度的影響。由于我們以企業(yè)的工業(yè)增加值作為全要素生產(chǎn)率估計(jì)的產(chǎn)出變量，因此本文所計(jì)算的全要素生產(chǎn)率是收益全要素生產(chǎn)率TFPR(Revenue-based total factor productivity)。Foster等(2008)認(rèn)為TFPR混合了價(jià)格和技術(shù)的因素，較高的TFPR可能在一定程度上反映了較高的生產(chǎn)率水平，但也可能是較高的產(chǎn)品價(jià)格所導(dǎo)致的結(jié)果。

2.要素市場扭曲(facd)。這是本文的核心解釋變量，依據(jù)林伯強(qiáng)和杜克銳(2013)的方法，采用各地區(qū)要素市場發(fā)育程度與樣本中要素市場發(fā)育程度最高者之間的相對(duì)差距作為要素市場扭曲的代理變量，數(shù)據(jù)來自樊綱等(2011)發(fā)布的中國各地區(qū)市場化指數(shù)。由于市場化指數(shù)中的要素市場發(fā)育程度的度量是基于省份層面的，因此我們首先計(jì)算各省級(jí)層面的要素市場扭曲程度，然后根據(jù)制造業(yè)企業(yè)所屬省份以及該企業(yè)在四位代碼產(chǎn)業(yè)內(nèi)的市場份額，將省級(jí)層面的要素市場扭曲指數(shù)加權(quán)到四位代碼產(chǎn)業(yè)層面，具體如下：

FACpt=[max(factorpt)-factorpt]/max(factorpt)

(20)

其中，p表示省份，factor表示要素市場發(fā)育程度指數(shù)，F(xiàn)AC表示要素市場扭曲程度。用上述方法構(gòu)造的要素市場扭曲指數(shù)可以體現(xiàn)各地區(qū)要素市場扭曲程度的相對(duì)差異，而且反映了地區(qū)要素市場扭曲隨時(shí)間的變化趨勢。定義四位代碼產(chǎn)業(yè)的要素市場扭曲指數(shù)為：

(21)

其中，j表示企業(yè)，θ表示企業(yè)在四位代碼產(chǎn)業(yè)內(nèi)的市場份額，用企業(yè)銷售產(chǎn)值占行業(yè)銷售產(chǎn)值比重來度量，facd表示以企業(yè)市場份額為權(quán)重計(jì)算的行業(yè)要素市場扭曲指數(shù)。

3.其他控制變量包括：(1)沉沒成本(sunk)。本文將潛在進(jìn)入者進(jìn)入市場的投資定義為沉沒成本。依據(jù)Sutton(1991)的定義，采用資本產(chǎn)出比和最小經(jīng)濟(jì)規(guī)模(MES)的乘積來度量沉沒成本，其中，資本產(chǎn)出比等于四位代碼產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)的總資產(chǎn)除以銷售產(chǎn)值，最小經(jīng)濟(jì)規(guī)模以生產(chǎn)者市場份額的中位數(shù)來度量。(2)產(chǎn)品差異化指數(shù)(pps)。Syverson(2004)分別從產(chǎn)品的地理運(yùn)輸障礙、功能與生產(chǎn)線的差異化程度和廣告投入等方面來度量產(chǎn)品替代性。由于數(shù)據(jù)的限制，中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫提供的數(shù)據(jù)無法度量產(chǎn)品的地理運(yùn)輸障礙、功能與生產(chǎn)線的差異化程度，而把廣告作為產(chǎn)品差異化的代理變量也存在爭議，因此本文基于企業(yè)的主營產(chǎn)品專業(yè)化指數(shù)來度量產(chǎn)品差異化程度。我們計(jì)算出企業(yè)層面主營產(chǎn)品收入占銷售產(chǎn)值的比重(以mainj表示)，以此作為企業(yè)主營產(chǎn)品專業(yè)化指數(shù)的代理變量。由于主營產(chǎn)品專業(yè)化指數(shù)與產(chǎn)品差異化指數(shù)之間呈現(xiàn)負(fù)向相關(guān)關(guān)系，因此我們采取如下公式計(jì)算行業(yè)產(chǎn)品差異化指數(shù)：ppsi=mean(1-mainij)。pps值越大表明產(chǎn)業(yè)差異化程度越高，產(chǎn)品替代性越低，企業(yè)間生產(chǎn)率離散度越大。(3) 固定成本(fix)。根據(jù)王磊和夏紀(jì)軍(2015)關(guān)于固定成本代理變量的定義，本文以間接成本作為固定成本的代理變量。由于本文在產(chǎn)業(yè)層面分析生產(chǎn)率分布的影響因素，因此將企業(yè)的間接成本除以總資產(chǎn)以消除企業(yè)規(guī)模的影響，并在四位代碼產(chǎn)業(yè)內(nèi)以企業(yè)的固定成本平均值來度量該產(chǎn)業(yè)的固定成本。(4)貿(mào)易開放程度(export)。貿(mào)易開放可以減少企業(yè)間生產(chǎn)率差異(Melitz，2003)。本文以四位代碼行業(yè)的出口交貨值占銷售產(chǎn)值的比重來度量貿(mào)易的競爭程度。由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫沒有匯報(bào)企業(yè)進(jìn)口貿(mào)易的相關(guān)數(shù)據(jù)，這里度量的是出口貿(mào)易開放程度。(5) 國有經(jīng)濟(jì)(state)。由于國有企業(yè)的政策扭曲會(huì)導(dǎo)致不同經(jīng)濟(jì)部門之間的資源錯(cuò)置(羅德明等，2012)，因此本文依據(jù)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中有關(guān)“登記注冊類型”的指標(biāo)，選用行業(yè)內(nèi)國有企業(yè)比重來度量政策扭曲。(6) 平均經(jīng)營年限(age)。孫浦陽等(2013)認(rèn)為企業(yè)的平均經(jīng)營年限決定著行業(yè)里企業(yè)經(jīng)營的持續(xù)性，行業(yè)的平均經(jīng)營年限越長，行業(yè)內(nèi)企業(yè)的經(jīng)營情況就越穩(wěn)定。因此，控制行業(yè)內(nèi)企業(yè)經(jīng)營年限能夠有效控制那些與行業(yè)發(fā)展階段相一致的因素。(7) 外生沖擊。本文分別以行業(yè)利潤率(profit)和連續(xù)存在企業(yè)的比重(survival)來控制需求沖擊和不可觀測的外生沖擊的影響。

(二)全要素生產(chǎn)率估計(jì)

假設(shè)企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為“柯布-道格拉斯”函數(shù)形式，技術(shù)進(jìn)步為?？怂怪行?，那么生產(chǎn)函數(shù)可表示為：

Yjt=exp(ωjt)KjtLjt

(22)

其中，j和t分別表示企業(yè)和年份，Y表示產(chǎn)出水平，生產(chǎn)要素包括生產(chǎn)性資本K和勞動(dòng)力L，分別以固定資產(chǎn)凈值余額和年平均就業(yè)人數(shù)度量，ωit表示企業(yè)對(duì)數(shù)形式的全要素生產(chǎn)率。對(duì)式(22)兩邊取對(duì)數(shù)，可以得到生產(chǎn)率估計(jì)方程如下：

yjt=βkkjt+βlljt+ωjt+εjt

(23)

(24)

(三)數(shù)據(jù)與處理方法

本文的數(shù)據(jù)樣本為1998-2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)處理方法如下：對(duì)于主要統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，如果工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值和固定資產(chǎn)凈值余額等小于0或缺失值，就將該樣本剔除；排除異常值影響，刪除企業(yè)年平均就業(yè)人數(shù)小于10人的樣本；刪除總資產(chǎn)小于流動(dòng)資產(chǎn)和總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)的樣本。此外，工業(yè)增加值依據(jù)各地區(qū)工業(yè)品的出廠價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，中間投入根據(jù)原材料、燃料和動(dòng)力購進(jìn)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，固定資產(chǎn)凈值余額依據(jù)各地區(qū)固定資產(chǎn)的投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，以1998年為基年。由于本文的研究對(duì)象為制造業(yè)，因此剔除電力燃?xì)?、采礦業(yè)以及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)等行業(yè)的企業(yè)。

四、實(shí)證分析

(一)生產(chǎn)率差異分布特征

在對(duì)模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)之前，本文對(duì)中國制造業(yè)生產(chǎn)率差異度的演變趨勢先進(jìn)行描述分析。如表1所示，生產(chǎn)率差異度經(jīng)歷了先下降后再升高的過程，也就是說，資源的誤置程度呈現(xiàn)出先改善而后惡化的趨勢。以2004年為分界點(diǎn)，2004年之前企業(yè)間生產(chǎn)率差異度不斷降低，2004年之后生產(chǎn)率差異度則呈現(xiàn)出上升趨勢。這可能是因?yàn)槠髽I(yè)規(guī)模對(duì)資源誤置的影響，大企業(yè)的資源誤置開始改善，而小企業(yè)的資源誤置則不斷惡化，兩者之間的總效應(yīng)導(dǎo)致2004年之后的企業(yè)間生產(chǎn)率差異度開始提升，從而扭曲了資源配置效率。從生產(chǎn)率差異度分布的離散程度(標(biāo)準(zhǔn)差)來看，行業(yè)間資源的誤置程度不斷降低，即資源的誤置更多地表現(xiàn)在行業(yè)內(nèi)部而不是行業(yè)間。最后，本文以AR(1)過程刻畫生產(chǎn)率差異度的持續(xù)性，如表1最后一列所示，生產(chǎn)率差異度的一階自相關(guān)系數(shù)大于0.9，說明不可觀測的政策沖擊對(duì)資源錯(cuò)配具有持續(xù)性影響，而且生產(chǎn)率差異度存在動(dòng)態(tài)效應(yīng)。因此，本文分別采用靜態(tài)面板和動(dòng)態(tài)面板來分析要素市場扭曲對(duì)生產(chǎn)率差異度的影響機(jī)制。

表1　生產(chǎn)率差異的分布特征

注：指標(biāo)根據(jù)工業(yè)增加值進(jìn)行加權(quán)平均處理，()內(nèi)數(shù)值為分布的標(biāo)準(zhǔn)差；tfp9010表示生產(chǎn)率分布的90分位數(shù)與10分位數(shù)之差，下同。

(二)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文采用面板數(shù)據(jù)模型的POLS、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)方法驗(yàn)證第二部分的理論模型。首先，我們將要素市場扭曲指數(shù)作為唯一的解釋變量進(jìn)行回歸，以四位代碼產(chǎn)業(yè)內(nèi)生產(chǎn)率分布的四分位數(shù)差作為被解釋變量，如表2中列(1)-列(3)所示?；貧w結(jié)果表明，要素市場扭曲指數(shù)與生產(chǎn)率差異度顯著正相關(guān)，該結(jié)果與理論模型的分析一致。由于沒有控制行業(yè)的個(gè)體特征效應(yīng)，混合估計(jì)POLS的回歸系數(shù)最大，隨機(jī)效應(yīng)次之，固定效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)最小。其次，表2中的列(4)表示控制了沉沒成本和產(chǎn)品差異化變量后的回歸結(jié)果，沉沒成本和產(chǎn)品差異化指數(shù)都與生產(chǎn)率差異度至少在10%顯著性水平上正相關(guān)。這說明產(chǎn)品差異化程度越大，企業(yè)間的生產(chǎn)率差異程度越大，資源被誤置的程度越嚴(yán)重；產(chǎn)品差異化程度越大，產(chǎn)品之間的替代性越小，因而一些相對(duì)低效的廠商不會(huì)由于市場競爭的加劇而退出，即產(chǎn)品差異弱化了市場競爭。沉沒成本較高的行業(yè)，其生產(chǎn)率分布的差異程度較大。假設(shè)沉沒成本提高，要使產(chǎn)業(yè)均衡條件成立則要求期望收益提高，而期望收益的提高又會(huì)使得一些相對(duì)低效的廠商繼續(xù)留在產(chǎn)業(yè)內(nèi)，這樣就造成了整個(gè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)資源誤置程度的提高。最后，在回歸模型中加入影響生產(chǎn)率差異度的其他解釋變量，以避免遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題，如表2中列(5)所示。固定成本與生產(chǎn)率差異度之間負(fù)相關(guān)，這與王磊和夏紀(jì)軍(2015)的結(jié)論一致，固定成本的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)會(huì)使低效率企業(yè)退出，進(jìn)而提高生產(chǎn)率臨界值，降低企業(yè)間生產(chǎn)率差異度；出口密集度的回歸系數(shù)為負(fù)但不顯著，貿(mào)易開放程度的提升并沒有提高生產(chǎn)率臨界值，這是因?yàn)槲覈某隹谄髽I(yè)大多為勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，存在生產(chǎn)率悖論(李春頂，2010)；國有經(jīng)濟(jì)比重與生產(chǎn)率差異度正相關(guān)但不顯著，這是因?yàn)閲衅髽I(yè)的生產(chǎn)率水平在不斷提高，偏向國有企業(yè)的政策扭曲在不斷減少，從而降低了由于政策扭曲導(dǎo)致的資源錯(cuò)配；以利潤率波動(dòng)控制的需求沖擊與生產(chǎn)率差異度顯著正相關(guān)，企業(yè)平均經(jīng)營年限在10%顯著性水平上與生產(chǎn)率差異度正相關(guān)，表明在位企業(yè)并沒有通過干中學(xué)來提升自身的生產(chǎn)率水平，而是通過市場勢力來阻礙新企業(yè)進(jìn)入，從而降低行業(yè)競爭程度；以連續(xù)存在企業(yè)的比重控制的外生沖擊的估計(jì)結(jié)果為負(fù)但不顯著。

表2　要素市場扭曲與生產(chǎn)率差異度(被解釋變量：disp)

注：POLS、FE和RE分別表示面板數(shù)據(jù)模型的混合最小二乘、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為聚類標(biāo)準(zhǔn)差，樣本量為4 204，下同。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)與動(dòng)態(tài)面板估計(jì)

1.生產(chǎn)率分布的其他度量指標(biāo)。以上生產(chǎn)率差異回歸結(jié)果的被解釋變量選用的是四位代碼產(chǎn)業(yè)內(nèi)75分位和25分位企業(yè)生產(chǎn)率的差值，為了驗(yàn)證本文結(jié)論的穩(wěn)健性，我們分別選取90分位與10分位企業(yè)的生產(chǎn)率的差值、企業(yè)間生產(chǎn)率分布的標(biāo)準(zhǔn)差以及加權(quán)平均值作為被解釋變量?；貧w結(jié)果如表3中列(1)-列(3)所示，無論是以90分位與10分位企業(yè)的生產(chǎn)率分位數(shù)差還是以生產(chǎn)率分布的標(biāo)準(zhǔn)差度量的生產(chǎn)率差異度，都與要素市場扭曲指數(shù)顯著正相關(guān)。另外，要素市場扭曲指數(shù)與生產(chǎn)率分布的平均值顯著負(fù)相關(guān)，即要素市場扭曲會(huì)降低總體生產(chǎn)率水平，上述結(jié)果進(jìn)一步證明了本文結(jié)果的穩(wěn)健性。

表3　生產(chǎn)率差異度的其他度量指標(biāo)與動(dòng)態(tài)面板估計(jì)結(jié)果

續(xù)表3　生產(chǎn)率差異度的其他度量指標(biāo)與動(dòng)態(tài)面板估計(jì)結(jié)果

注：L.disp表示滯后一期的生產(chǎn)率差異度。

2.動(dòng)態(tài)面板估計(jì)。為理解要素市場扭曲對(duì)企業(yè)間生產(chǎn)率差異持續(xù)性的影響，本文將滯后一期的生產(chǎn)率差異(L.disp)作為解釋變量放入式(19)，構(gòu)成要素市場扭曲與生產(chǎn)率差異的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。本文采用動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)廣義矩估計(jì)的估計(jì)方法，如表3中列(4)-列(6)所示，分別匯報(bào)了混合OLS、固定效應(yīng)和系統(tǒng)廣義矩估計(jì)的結(jié)果。GMM廣義矩估計(jì)的Hansen過度識(shí)別檢驗(yàn)表明，無法拒絕工具變量與擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)的原假設(shè)，動(dòng)態(tài)面板的AR(1)過程顯著而AR(2)不顯著，表明一階差分方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在二階序列相關(guān)。另外，滯后一期被解釋變量的GMM估計(jì)系數(shù)介于混合OLS和靜態(tài)面板固定效應(yīng)估計(jì)系數(shù)之間，上述檢驗(yàn)表明系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果是一致且有效的。動(dòng)態(tài)面板估計(jì)結(jié)果表明生產(chǎn)率差異度與要素市場扭曲指數(shù)在1%的顯著性水平上正相關(guān)，這進(jìn)一步驗(yàn)證了本文實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性和顯著性。

五、結(jié)論與啟示

行業(yè)生產(chǎn)率分布的主要特征表現(xiàn)為企業(yè)間的生產(chǎn)率差異，這種差異反映了資源的誤置程度，即企業(yè)間生產(chǎn)率差異度越大，資源誤置越嚴(yán)重。本文從生產(chǎn)要素市場扭曲影響產(chǎn)品市場的企業(yè)行為和績效的角度予以解釋。首先，區(qū)別于已有文獻(xiàn)主要關(guān)注政策扭曲對(duì)總量生產(chǎn)率和產(chǎn)出缺口的影響，本文結(jié)合中國的市場化改革過程中要素市場的市場化程度滯后于產(chǎn)品市場的特征事實(shí)，在一個(gè)異質(zhì)性企業(yè)的局部均衡框架下闡述了要素價(jià)格扭曲對(duì)行業(yè)生產(chǎn)率分布的影響機(jī)制。其次，以企業(yè)進(jìn)入退出定義產(chǎn)業(yè)均衡條件，并通過比較靜態(tài)分析得出了要素市場扭曲與生產(chǎn)率臨界值之間的函數(shù)關(guān)系。研究表明，扭曲的要素價(jià)格通過影響企業(yè)的生產(chǎn)和市場進(jìn)入決策，降低均衡時(shí)生產(chǎn)率分布的臨界值，由此低效率企業(yè)持續(xù)存活，以生產(chǎn)率為基礎(chǔ)的市場優(yōu)勝劣汰選擇機(jī)制部分失靈，進(jìn)而擴(kuò)大了企業(yè)間生產(chǎn)率差異。

本文的研究結(jié)論對(duì)于矯正要素市場扭曲和推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革具有一定的政策啟示。首先，要素市場扭曲及其帶來的資源誤置效應(yīng)，源于中國漸進(jìn)式改革進(jìn)程中要素市場的市場化進(jìn)程總體滯后于產(chǎn)品市場。這種滯后性在資本、土地、金融等要素資源價(jià)格壟斷性及其分配權(quán)和歸屬權(quán)的控制程度方面得以集中體現(xiàn)。背后邏輯為：在分稅制主導(dǎo)的垂直財(cái)政結(jié)構(gòu)下，以追求高經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)和最大化本地區(qū)財(cái)政收入為導(dǎo)向，形成了地方競爭以及以GDP為考核目標(biāo)的官員晉升機(jī)制，這樣就會(huì)激勵(lì)地方政府傾向于更嚴(yán)格的控制要素資源，以扭曲要素價(jià)格或者直接補(bǔ)貼等形式招商引資，追求以最快速度做大經(jīng)濟(jì)規(guī)模。其次，合理配置要素資源，減少企業(yè)面臨的制度性交易成本，深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。要素市場扭曲引致的制度性交易成本不僅會(huì)保護(hù)本地區(qū)低效率企業(yè)，而且會(huì)阻礙高效率企業(yè)的規(guī)模擴(kuò)張，造成市場選擇機(jī)制的部分失靈，從而扭曲資源配置。這樣使得高效率的企業(yè)缺乏創(chuàng)新激勵(lì)，低效率企業(yè)由于政策的保護(hù)而缺乏競爭意識(shí)，進(jìn)而強(qiáng)化低附加值的勞動(dòng)密集型以及高能耗的資源密集型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。此外，要素市場扭曲也會(huì)導(dǎo)致金融等信貸資源的錯(cuò)配，造成非國有企業(yè)和中小企業(yè)的融資約束。最后，形成以市場為導(dǎo)向的要素價(jià)格機(jī)制與分配機(jī)制。應(yīng)結(jié)合要素市場與產(chǎn)品市場之間緊密聯(lián)系的影響機(jī)制，減少不必要的要素市場政策扭曲和制度安排以降低資源誤置程度，并且最終通過要素資源的合理流動(dòng)來促使企業(yè)自由進(jìn)入退出，發(fā)揮市場機(jī)制的作用來實(shí)現(xiàn)企業(yè)的優(yōu)勝劣汰。這意味著目前的要素市場改革隱含著資源配置效率大幅提升的可能性，關(guān)鍵仍在于厘清政府與市場的邊界。

* 感謝上海財(cái)經(jīng)大學(xué)創(chuàng)新基金項(xiàng)目(CXJJ-2014-342)的支持。

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(責(zé)任編輯景行)

Factor Market Distortion and Interfirm Productivity Dispersion: Theoretical and Empirical Analysis

Li Lu1,Wang Lei2,Deng Fangfang3

(1.SchoolofInternationalBusinessAdministration,ShanghaiUniversityofFinance&Economics,Shanghai200433,China;2.ChinaInstituteofRegulationResearch,ZhejiangUniversityofFinance&Economics,Hangzhou310018,China;3.SchoolofEconomics,ShanghaiUniversityofFinance&Economics,Shanghai200433,China)

Resources misallocation is prominently embodied by continuous and significant productivity dispersion among firms,especially obvious in manufacturing in China. Based on the typical fact of hysteresis of factor marketization reform in China,this paper studies the effect of factor market distortion on interfirm productivity dispersion. After relaxing the exogenous assumption of firm entry and exit in typical models,new theoretical analysis shows that distorted factor prices affect enterprise production behavior and decisions on entry and exit,lower the critical value of the productivity distribution in the market equilibrium,and thus make enterprises with low efficiency survive,leading to the partial failure of market selection mechanism of the survival of the fittest and finally widening interfirm productivity dispersion. Furthermore,based on marketization indexes in China,it estimates price distortion degree of industry factors,and tests the relationship between factor market distortion and interfirm productivity dispersion by using the data of manufacturing enterprises in China Industrial Enterprise Database from 1998 to 2007. It concludes that the reduction in factor market distortion index by 1% leads to the decrease in interfirm productivity dispersion by 0.46%. It is of great policy significance to the correction of factor market distortion,the formation of market-oriented factor price mechanism and thereby the promotion of effective interfirm competition to achieve the optimization of resources distribution.

factor market distortion; productivity dispersion; TFP; resource misallocation

2015-12-14

國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(15BRK025)；國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(71603231)

李魯(1984-)，男，山東曲阜人，上海財(cái)經(jīng)大學(xué)國際工商管理學(xué)院博士研究生；

王磊(1982-)，男，天津人，浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)中國政府管制研究院助理研究員；

F124.5

A

1001-9952(2016)09-0110-11

10.16538/j.cnki.jfe.2016.09.010

鄧芳芳(1984-)，女，江蘇鹽城人，上海財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生。