董嘉昌 馮 濤 李佳霖

(西安交通大學 經(jīng)濟與金融學院，陜西 西安 710061)

一、引言

近年來要素錯配問題受到國內(nèi)外學術(shù)界的廣泛關(guān)注，要素錯配所導致的生產(chǎn)率損失被認為是影響一國或地區(qū)資源配置效率乃至經(jīng)濟發(fā)展水平的重要因素(Brandt et al.，2013；Hsieh et al.，2009)。中國自改革開放起逐步實施了全面經(jīng)濟體制改革，到目前為止已基本實現(xiàn)了產(chǎn)品價格的市場化，但要素市場的改革進程卻相對緩慢，政府對要素市場的干預現(xiàn)象仍然普遍存在。進入新常態(tài)以來，依賴高投入、高消耗的傳統(tǒng)經(jīng)濟增長方式面臨著嚴峻挑戰(zhàn)，中國經(jīng)濟能否實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展成為學術(shù)界和政策制定者極為關(guān)注的問題。在此背景下，深入研究要素錯配與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，對當前推動中國經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

改革開放后中國漸進式改革道路的選擇決定了經(jīng)濟發(fā)展主要采取“政府主導+市場基礎”型發(fā)展模式，政府在資源配置領域始終發(fā)揮著強有力的作用。在這種發(fā)展模式下，要素資源很難真正按照市場規(guī)律實現(xiàn)有效配置，政策干預以及制度性因素容易誘發(fā)地區(qū)間要素資源的錯配。一方面，1994年分稅制改革后，地方政府之間展開了激烈的增長競賽(周黎安，2007)，模仿性發(fā)展造成大量的重復建設和資源浪費。同時，地方保護主義導致要素市場分割，阻礙了地區(qū)之間的要素自由流動(劉瑞明，2012)。另一方面，長期存在的戶籍制度和土地管理制度制約了勞動要素的合理配置，不利于城市化的深入發(fā)展。那么，這種由政府干預和制度改革滯后所引發(fā)的要素錯配是否阻礙了中國經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展？要素錯配影響經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的內(nèi)在機理是什么？要素錯配對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響在不同地區(qū)是否存在異質(zhì)性？這些問題有待于從理論和實證層面予以分析。

本文采用1997—2017年中國省際面板數(shù)據(jù)，實證研究地區(qū)間要素錯配對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響及其作用機理。本文的貢獻在于：第一，從要素錯配的角度分析了中國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升面臨的障礙，為理解要素市場改革對當前經(jīng)濟發(fā)展階段轉(zhuǎn)換的重要性以及如何推動經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展提供了理論思路；第二，基于帶有扭曲的競爭性均衡模型，構(gòu)建了能夠綜合反映資本和勞動扭曲程度的要素錯配指數(shù)，并準確刻畫出中國轉(zhuǎn)型時期要素市場扭曲引致的地區(qū)間要素錯配程度；第三，采用鏈式多重中介效應模型考察要素錯配影響經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的中介渠道，揭示了要素錯配不僅可通過抑制創(chuàng)新能力和延緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級兩條獨立中介渠道降低經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，還可通過“抑制創(chuàng)新能力→延緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級”的鏈式中介渠道降低經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，豐富了要素錯配問題的現(xiàn)有研究。

二、文獻綜述和理論假說

林毅夫(2012)、張曉晶等(2018)認為后發(fā)國家出于經(jīng)濟趕超目的會采取干預經(jīng)濟的發(fā)展戰(zhàn)略。在中國經(jīng)濟早期發(fā)展階段，由于市場機制尚不成熟，要素資源的配置主要依靠政府的行政手段來完成。然而，政府配置要素資源的實際效果往往不盡如人意。政府官員作為干預性政策的制定者和實施者，兼具政治人和經(jīng)濟人的雙重屬性，其行為和決策難免受到個人利益最大化動機的影響，從而可能造成一系列的扭曲后果(周黎安，2007)。同時，政府為了實現(xiàn)特定的經(jīng)濟發(fā)展目標，通常會對要素價格進行干預，致使要素價格難以真實反映要素的稀缺程度。而企業(yè)基于扭曲后的要素價格所做出的“理性決策”，將導致經(jīng)濟發(fā)展內(nèi)在矛盾不斷積累，不利于經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升。楊振兵等(2018)研究發(fā)現(xiàn)資本價格扭曲會對投資產(chǎn)生錯誤激勵，加劇投資對產(chǎn)能過剩的惡化作用，并制約經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的改善。鞠蕾等(2016)指出政府對要素市場的干預會扭曲企業(yè)的投資決策，誘發(fā)企業(yè)盲目進入產(chǎn)能過剩行業(yè)，從而造成大量的重復性投資和要素資源浪費。徐浩等(2016)認為要素價格扭曲所形成的套利空間導致大量要素資源流向見效快、不確定性低的粗放型生產(chǎn)項目，使得經(jīng)濟增長表現(xiàn)為依賴要素資源推動的外延式擴張。

近年來不少文獻論證了要素錯配所導致的效率損失問題。Hsieh et al.(2009)開創(chuàng)性地建立了要素錯配的分析框架并測算了中國各行業(yè)之間的要素錯配狀況，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，如果能消除要素錯配，制造業(yè)的TFP水平將提升30%～50%。隨后大量學者基于這一框架研究了中國地區(qū)和行業(yè)之間要素錯配對生產(chǎn)率的影響。Brandt et al.(2013)測算了1985—2007年中國地區(qū)和部門間要素錯配造成的TFP損失，并指出要素錯配主要表現(xiàn)為國有部門和非國有部門之間的資本配置扭曲。蓋慶恩等(2015)將勞動力市場扭曲引入兩部門模型，衡量了戶籍制度約束所導致的勞動力市場分割對中國經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果表明，消除勞動力市場扭曲可以使勞均產(chǎn)出提高19.53%。高培勇等(2019)指出必須轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)的資源配置方式，即從“政府主導+市場發(fā)揮基礎性作用”轉(zhuǎn)向“服務型政府+市場發(fā)揮決定性作用”，以滿足經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展對資源配置效率的內(nèi)在要求。而傳統(tǒng)資源配置方式下形成的要素錯配顯然不利于經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的持續(xù)提升。因此，本文提出：

假說1：要素錯配降低了經(jīng)濟發(fā)展的質(zhì)量。

創(chuàng)新能力是一國或地區(qū)經(jīng)濟持續(xù)增長的重要動力。金碚(2018)指出科技發(fā)明和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新是實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵，只有創(chuàng)新驅(qū)動的經(jīng)濟才能實現(xiàn)持續(xù)的高質(zhì)量增長。王慧艷等(2019)指出科技創(chuàng)新能夠為高質(zhì)量發(fā)展提供有力的支撐，長期以來自主創(chuàng)新能力不足嚴重制約了中國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升。華堅等(2019)利用耦合協(xié)調(diào)度模型分析了科技創(chuàng)新與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，發(fā)現(xiàn)科技創(chuàng)新能夠通過加快“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”型發(fā)展從而推動經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。改革開放后中國經(jīng)濟的高速增長主要依賴于技術(shù)引進和要素投入，自主創(chuàng)新能力長期薄弱，其原因很大程度上在于政府對要素市場的干預。當政府干預要素價格時，要素成本與邊際收益的偏離會形成無風險的套利空間，這種情況下企業(yè)的理性選擇必然是通過爭奪要素資源來謀求自身發(fā)展，而非進行高投入、高風險的技術(shù)創(chuàng)新活動。張杰等(2011)利用2001—2007年中國工業(yè)企業(yè)樣本檢驗了要素市場扭曲對研發(fā)投入的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，要素市場扭曲所形成的尋租機會顯著抑制了企業(yè)的研發(fā)投入。戴魁早等(2016)利用1997—2009年中國分省的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)進行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)要素市場扭曲顯著抑制了產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的提升。白俊紅等(2016)基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證檢驗發(fā)現(xiàn)，要素市場扭曲是制約中國創(chuàng)新生產(chǎn)活動及其效率提升的重要因素。當前中國經(jīng)濟增長亟待由投資驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)變(申萌 等，2019)，而要素錯配對創(chuàng)新能力的制約則會降低經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。因此，本文提出：

假說2：要素錯配通過抑制創(chuàng)新能力降低了經(jīng)濟發(fā)展的質(zhì)量。

隨著中國經(jīng)濟整體發(fā)展水平的不斷提升，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級成為經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量改善的另一關(guān)鍵因素(劉偉，2016)。要素錯配可能會延緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級從而降低經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，但現(xiàn)有文獻并未充分重視這一影響渠道。通常，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化和高級化(干春暉 等，2011)，這一過程本質(zhì)上是要素資源在不同產(chǎn)業(yè)之間的重新配置，即舊的產(chǎn)業(yè)格局被打破，同時要素資源不斷流向新的產(chǎn)業(yè)領域。當要素市場被扭曲時，要素資源難以在產(chǎn)業(yè)間實現(xiàn)自由流動和有效配置，從而會導致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級過程受阻。Midrigan et al.(2014)構(gòu)建了一個包含企業(yè)進入和退出行為的動態(tài)模型，通過數(shù)值模擬發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟中存在的金融摩擦會扭曲企業(yè)進入和技術(shù)選擇決策。蓋慶恩等(2015)研究發(fā)現(xiàn)要素市場扭曲不僅會影響在位企業(yè)的資源配置效率，還會通過壟斷勢力改變企業(yè)的進入和退出行為。近年來中國傳統(tǒng)行業(yè)出現(xiàn)的產(chǎn)能過剩現(xiàn)象，正是由于要素資源被過度配置在低效率生產(chǎn)部門，與此同時，許多新興產(chǎn)業(yè)領域卻由于要素配置不足和進入壁壘問題而出現(xiàn)要素供給不足的局面(周開國 等，2018)。隨著中國經(jīng)濟邁向更高發(fā)展水平，產(chǎn)業(yè)體系和結(jié)構(gòu)必然要與經(jīng)濟發(fā)展階段保持一致(金碚，2018)。這種一致性在服務業(yè)日趨占據(jù)主導地位的今天，意味著不僅產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)要不斷優(yōu)化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)內(nèi)部也需要不斷優(yōu)化，否則經(jīng)濟難以真正實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展(袁富華 等，2016)。因此，本文提出：

假說3：要素錯配通過延緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級降低了經(jīng)濟發(fā)展的質(zhì)量。

三、研究設計

(一)研究變量和數(shù)據(jù)說明

1.要素錯配指數(shù)

本文借鑒陳永偉等(2011)的研究思路，構(gòu)建一個帶有扭曲的競爭性均衡模型來推導中國地區(qū)之間的要素錯配指數(shù)。

(1)基本設定。假設經(jīng)濟體由N個不同地區(qū)構(gòu)成，各地區(qū)代表性企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)均為C-D型，且同一個地區(qū)所有企業(yè)具有相同的生產(chǎn)函數(shù)，不同地區(qū)的企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)不同，設定如下：

其中，Yi表示實際產(chǎn)出水平，Ki、Li分別表示資本和勞動，αi、βi分別表示資本和勞動的收入份額。假設生產(chǎn)函數(shù)滿足規(guī)模報酬不變性質(zhì)，即αi+βi=1。

假設要素價格存在扭曲，資本和勞動的“扭曲稅”大小分別為τKi、τLi，則企業(yè)面臨的實際要素價格分別為Ri(1+τKi)和Wi(1+τLi)，其中Ri和Wi表示競爭性的要素價格。此外，假設產(chǎn)品市場完全競爭，產(chǎn)品價格為Pi。代表性企業(yè)在要素價格扭曲環(huán)境下的目標函數(shù)為：

max{PiYi-Ri(1+τKi)Ki-Wi(1+τLi)Li}

目標函數(shù)分別對K、L求導，得到一階條件：

可以看出，要素價格的“扭曲稅”改變了代表性企業(yè)的最優(yōu)生產(chǎn)決策，進而會對地區(qū)要素配置數(shù)量產(chǎn)生影響，造成要素配置偏離完全競爭市場。

(2)競爭性均衡。為了定義競爭性均衡，首先，假設每一期經(jīng)濟中的要素總量是外生給定的，所有地區(qū)的代表性企業(yè)面臨如下的資源約束條件：

其次，假設社會加總生產(chǎn)函數(shù)滿足規(guī)模報酬不變性質(zhì)，即經(jīng)濟體的總產(chǎn)出等于所有地區(qū)代表性企業(yè)的產(chǎn)出總和：

(3)要素錯配公式推導。根據(jù)代表性企業(yè)目標函數(shù)的一階條件和資源約束條件，可以求出地區(qū)i在均衡時的資本和勞動配置數(shù)量：

將θKi、θLi代入均衡時的Ki、Li表達式，利用經(jīng)濟體和各地區(qū)的要素數(shù)量、地區(qū)產(chǎn)值比重以及要素收入份額等數(shù)據(jù)間接計算出資本和勞動價格的相對扭曲大?。?/p>

考慮到單一的資本或勞動價格扭曲指標忽視了要素之間的不完全替代性，無法反映某種要素相對于其他要素是否存在錯配(許捷 等，2017)。因此，本文進一步構(gòu)建地區(qū)的要素相對錯配指數(shù)(Mis,簡稱為要素錯配指數(shù))來衡量資本相對于勞動的價格扭曲程度。

該指數(shù)越大表明資本或勞動的相對錯配越嚴重，該指標為零時表明不存在要素相對錯配。

(4)要素錯配指數(shù)的測算。要素錯配指數(shù)的測算涉及地區(qū)實際產(chǎn)出、資本存量、有效勞動投入和要素收入份額等變量。其中，實際產(chǎn)出以1997年不變價GDP來表示。資本存量采用永續(xù)盤存法進行核算，基期資本存量根據(jù)Hall et al.(1999)提出的公式K0=I0/(δ0+g)估算得到，基期折舊率采用樊綱等(2011)設定的7%，其余各期的折舊采用GDP收入法核算中的固定資產(chǎn)折舊數(shù)據(jù)，以避免折舊率設定的主觀偏誤(徐現(xiàn)祥 等，2007)。有效勞動投入根據(jù)各省份每年末的就業(yè)人數(shù)乘以人均受教育年限得到，其中人均受教育年限參考陳釗等(2004)的方法計算得到。此外，考慮到樣本期間中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的巨大變遷會導致要素收入份額發(fā)生較大變化，基于生產(chǎn)函數(shù)方法估計得到的固定要素收入份額并不符合經(jīng)驗事實，因此本文參考白重恩等(2015)的做法，利用收入法核算GDP的相關(guān)數(shù)據(jù)對要素收入份額進行計算。

2.經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量指標

3.創(chuàng)新能力指標

從創(chuàng)新效率的角度來衡量各地區(qū)的創(chuàng)新能力。創(chuàng)新效率是指單位創(chuàng)新投入所能實現(xiàn)的創(chuàng)新產(chǎn)出，本文創(chuàng)新活動的投入產(chǎn)出比(記為Innv1)(李政 等，2018)。由于創(chuàng)新效率能夠反映一個地區(qū)將創(chuàng)新投入轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新產(chǎn)出的能力，因而可以用來衡量各地區(qū)的創(chuàng)新能力。其中，創(chuàng)新產(chǎn)出采用各地區(qū)發(fā)明專利授權(quán)量占實際GDP的比重來表示，創(chuàng)新投入采用各地區(qū)研發(fā)支出經(jīng)費占實際GDP的比重來表示。此外，本文在穩(wěn)健性檢驗部分重新采用創(chuàng)新產(chǎn)出來衡量各地區(qū)的創(chuàng)新能力(記為Innv2)(吳延兵，2019)。

4.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標

5.控制變量說明

選取對外開放程度、資本形成率、交通基礎設施、城鎮(zhèn)化率作為控制變量(記為X)，用于控制不同地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平差距對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響。其中，對外開放程度采用進出口總額占GDP的比重衡量(記為Open)；資本形成率采用固定資產(chǎn)形成總額占GDP的比重衡量(記為Invest)；交通基礎設施采用公路和鐵路總里程數(shù)衡量(記為Infra)；城鎮(zhèn)化率采用年末城鎮(zhèn)總?cè)丝谡既咳丝诘谋戎睾饬?記為Urban)。

6.數(shù)據(jù)與統(tǒng)計性描述

研究樣本選取1997—2017年中國大陸除西藏以外30個省級行政地區(qū)的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。其中，GDP、全社會固定資產(chǎn)投資、就業(yè)總?cè)藬?shù)、三次產(chǎn)業(yè)增加值、三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、固定資產(chǎn)折舊、營業(yè)盈余、勞動者報酬、進出口貨物總額以及交通設施里程數(shù)等數(shù)據(jù)來自各省份歷年的統(tǒng)計年鑒，固定資產(chǎn)價格指數(shù)來自歷年《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》，人口受教育程度、發(fā)明專利授權(quán)量數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，研發(fā)支出經(jīng)費數(shù)據(jù)來自歷年《中國科技統(tǒng)計年鑒》，城鎮(zhèn)年末就業(yè)總?cè)藬?shù)來自歷年《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

表1報告了變量的統(tǒng)計性描述結(jié)果。經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的平均值為0.394，且最大值和最小值相差甚遠，說明不同省份之間經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的差異巨大。要素錯配指數(shù)的均值為1.158，說明要素錯配程度比較嚴重。從創(chuàng)新能力看，創(chuàng)新效率的平均值為0.101，說明每1單位創(chuàng)新投入平均實現(xiàn)了0.101單位的創(chuàng)新產(chǎn)出；創(chuàng)新產(chǎn)出的平均值為0.130，說明每1億元GDP平均產(chǎn)生的發(fā)明專利授權(quán)數(shù)量為0.130項，創(chuàng)新能力整體較弱。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級情況看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化程度的平均值為0.977，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度的平均值為-0.692，前者的波動相對較大。

(二)計量模型設定

1.總體效應檢驗模型設定

構(gòu)建雙向固定效應面板模型來檢驗要素錯配對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的總體效應，設定如下：

Quait=α1+α2Misit-1+α3Xit-1+ui+λt+εit

(1)

其中，i表示省份，t表示年份，u表示個體固定效應，λ表示時間固定效應，ε表示隨機干擾項，Qua表示經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，Mis表示要素錯配指數(shù)，X表示控制變量。為了避免解釋變量與被解釋變量之間的反向因果關(guān)系，解釋變量和控制變量均采取滯后一期的形式。根據(jù)假說1，要素錯配的估計系數(shù)α2應顯著為負，即要素錯配降低了經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。

2.鏈式多重中介效應模型設定

根據(jù)假說2和假說3，要素錯配會通過抑制創(chuàng)新能力和延緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級來降低經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量?？紤]到創(chuàng)新能力和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間可能存在相互影響，且這種影響表現(xiàn)為創(chuàng)新能力能夠促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的順序性特征。因此，本文采用鏈式多重中介效應模型來考察要素錯配影響經(jīng)濟發(fā)展的中介渠道(溫忠麟 等，2014)。具體的路徑如圖1所示。

圖1 鏈式多重中介效應模型的路徑

遵循柳士順等(2009)的設計思路，設定鏈式多重中介效應模型如下：

Innvit=β1+β2Misit-1+β3Xit-1+ui+λt+εit

(2)

IUit=γ1+γ2Misit-1+γ3Innvit-1+γ4Xit-1+ui+λt+εit

(3)

Quait=η1+η2Misit-1+η3Innvit-1+η4IUit-1+η5Xit-1+ui+λt+εit

(4)

其中，Mis表示要素錯配程度，Innv表示創(chuàng)新能力，IU表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，Qua表示經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，X表示控制變量，其他設定與方程(1)相同。方程(2)—(4)構(gòu)成了一個多方程系統(tǒng)，方程(2)檢驗要素錯配對創(chuàng)新能力的影響，方程(3)在控制要素錯配的情況下檢驗創(chuàng)新能力對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，方程(4)在控制要素錯配和創(chuàng)新能力的情況下檢驗產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響。在鏈式多重中介效應模型中，中介效應包括獨立中介效應和鏈式中介效應兩類。其中：獨立中介效應表現(xiàn)為“要素錯配→抑制創(chuàng)新能力→降低經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量”和“要素錯配→延緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級→降低經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量”，分別記為獨立中介效應1和獨立中介效應2，其大小分別為β2η3和γ2η4；鏈式中介效應表現(xiàn)為“要素錯配→抑制創(chuàng)新能力→延緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級→降低經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量”，其大小為β2γ3η4。通過將各類中介效應值加總，還可以得到總體中介效應值。

3.中介效應的檢驗方法

傳統(tǒng)的中介效應檢驗主要采用Baron et al.(1986)提出的逐步法，即先分別估計模型中的每個方程，然后根據(jù)回歸系數(shù)的顯著性來判斷中介效應是否存在。這種檢驗方法近年來受到不少學者的質(zhì)疑(溫忠麟 等，2014)，原因在于，當中介效應涉及多個變量時，逐步檢驗回歸系數(shù)會導致第一類統(tǒng)計推斷錯誤出現(xiàn)的概率增大，同時單方程估計容易忽略不同方程之間存在的相互聯(lián)系，從而造成估計效率損失。為了保證研究結(jié)果的準確性，本文首先采用雙向固定效應面板模型對方程(2)—(4)進行估計，根據(jù)估計結(jié)果對中介效應進行初步分析；然后，進一步對方程(2)—(4)展開系統(tǒng)估計，并利用Bootstrap法對中介效應所對應的系數(shù)乘積進行檢驗。

四、實證結(jié)果和穩(wěn)健性檢驗

(一)要素錯配對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的總體效應檢驗

表2報告了模型(1)的估計結(jié)果，為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用逐步添加控制變量的方式對回歸結(jié)果進行呈現(xiàn)。列(1)只控制了個體和時間固定效應，要素錯配的估計系數(shù)在1%水平下顯著為負，說明要素錯配顯著降低了經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。列(2)—(5)是逐步添加對外開放程度、資本形成率、交通基礎設施和城鎮(zhèn)化率后的回歸結(jié)果，可以看到，要素錯配的估計系數(shù)均在1%水平下顯著為負，說明要素錯配對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量存在顯著的抑制作用，假說1得到支持。

表2 要素錯配對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的總體效應估計結(jié)果

根據(jù)控制變量最完整的回歸結(jié)果(列(5))，要素錯配每增加1個單位，經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量會下降0.039個單位，即要素錯配對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的總體效應值為-0.039。要素錯配之所以會降低經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，原因在于要素錯配會造成經(jīng)濟中的要素資源難以流向效率更高的生產(chǎn)領域，資源配置效率無法達到最優(yōu)。改革開放后，中國在實施市場化改革過程中保持了政府對要素市場的管控。盡管這種發(fā)展模式推動了經(jīng)濟的高速增長，但同時也帶來了許多問題，如資源的潛規(guī)則配置、企業(yè)過分追逐套利型發(fā)展機會以及經(jīng)濟發(fā)展偏重規(guī)模擴張等。進入新常態(tài)以來，依靠要素投入增加所維持的經(jīng)濟高速增長難以為繼，只有不斷深化要素市場改革，消除政策干預和制度障礙所造成的要素錯配，經(jīng)濟才可能實現(xiàn)由高速增長階段向高質(zhì)量發(fā)展階段的順利轉(zhuǎn)換。此外，在控制變量中，對外開放程度的估計系數(shù)顯著為正，說明擴大對外開放能夠促進經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升；資本形成率的估計系數(shù)顯著為負，說明投資率增加會降低經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量；交通基礎設施和城鎮(zhèn)化率的估計系數(shù)為負但不顯著，說明其對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量不存在明顯影響。

(二)要素錯配影響經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的鏈式多重中介效應檢驗

表3報告了方程(2)—(4)的雙向固定效應估計結(jié)果。列(1)以創(chuàng)新能力作為被解釋變量，要素錯配的估計系數(shù)在1%水平下顯著為負，說明要素錯配抑制了地區(qū)的創(chuàng)新能力。轉(zhuǎn)型時期由于要素市場發(fā)育緩慢以及制度改革滯后，要素配置在很大程度上受到政策干預的影響，這種資源配置方式容易導致要素被過度配置在傳統(tǒng)生產(chǎn)領域，而非高風險、高不確定性的創(chuàng)新生產(chǎn)活動中，從而會阻礙經(jīng)濟的創(chuàng)新發(fā)展。列(2)以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級作為被解釋變量，要素錯配和創(chuàng)新能力的估計系數(shù)分別在1%水平下顯著為負、在5%水平下顯著為正，說明要素錯配會延緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，但創(chuàng)新能力能夠促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。事實上，要素錯配意味著過多的要素資源被配置到生產(chǎn)率較低的傳統(tǒng)行業(yè)，而生產(chǎn)率較高的新興行業(yè)則面臨著要素資源配置不足的狀況，這也是中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)長期存在工業(yè)大而不強、服務業(yè)逐漸占據(jù)主導地位但效率較低等問題的重要原因(黃群慧，2018)。創(chuàng)新能力提升之所以能夠促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，原因在于創(chuàng)新能力提升能夠加快傳統(tǒng)行業(yè)內(nèi)的企業(yè)向產(chǎn)業(yè)鏈上游躍遷，改善要素在傳統(tǒng)行業(yè)和新興行業(yè)之間的配置狀況。列(3)以經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量作為被解釋變量，結(jié)果表明要素錯配的估計系數(shù)在1%水平下顯著為負，創(chuàng)新能力和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的估計系數(shù)在1%水平下顯著為正。列(1)—(3)實證結(jié)果表明要素錯配可以通過抑制創(chuàng)新能力和延緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級兩條中介渠道降低經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，下文進一步通過Bootstrap法檢驗確定中介渠道是否顯著存在。

表3 鏈式多重中介效應模型的估計結(jié)果

表4報告了鏈式多重中介效應的Bootstrap法檢驗結(jié)果?？梢钥吹?，所有中介效應值對應的置信區(qū)間均不包括0，說明獨立中介效應1、獨立中介效應2和鏈式中介效應均顯著存在，且總體中介效應也同樣顯著。這一結(jié)果表明，要素錯配不僅可以通過抑制創(chuàng)新能力和延緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級兩條獨立中介渠道降低經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，而且還可通過“抑制創(chuàng)新能力→延緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級”的鏈式中介渠道降低經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，即創(chuàng)新能力渠道同時發(fā)揮了獨立中介效應和鏈式中介效應，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級渠道發(fā)揮了獨立中介效應，假說2和假說3得到支持。此外，從中介效應的大小看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級渠道的獨立中介效應最為突出，其次是創(chuàng)新能力渠道的獨立中介效應，最后是創(chuàng)新能力渠道的鏈式中介效應。

表4 Bootstrap法中介效應檢驗結(jié)果

(四)分區(qū)域檢驗要素錯配對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響

為了進一步考察要素錯配對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響是否具有區(qū)域異質(zhì)性，本文根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展階段的不同將樣本劃分為東部、中部和西部三個子樣本，分別進行檢驗。表5報告了要素錯配對不同區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量總體效應的檢驗結(jié)果。列(1)中，要素錯配的估計系數(shù)在1%水平下顯著為負，說明要素錯配降低了東部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量；列(2)、(3)中，要素錯配的估計系數(shù)并不顯著，說明要素錯配沒有顯著影響中部和西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。本文認為，要素錯配對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響之所以具有區(qū)域異質(zhì)性，主要原因在于不同區(qū)域的市場化水平存在差異。東部地區(qū)經(jīng)濟較為發(fā)達，部分省份已經(jīng)進入創(chuàng)新和效率驅(qū)動增長的發(fā)展階段，因而要素錯配對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量存在顯著的抑制作用。相比之下，中西部地區(qū)發(fā)展相對落后且市場化水平較低，經(jīng)濟增長仍然離不開政府引導和投資拉動，傳統(tǒng)的資源配置方式盡管可能導致要素錯配，但卻是特定發(fā)展階段所面臨的“次優(yōu)選擇”(張曉晶 等，2018)，因而要素錯配并未對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生顯著的抑制作用。

表5 分區(qū)域樣本要素錯配對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的總體效應估計結(jié)果

表6報告了東部地區(qū)樣本的雙向固定效應估計結(jié)果?？梢钥吹?，主要變量的系數(shù)符號及顯著性與表3的結(jié)果基本一致，初步說明要素錯配對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量存在間接影響。表7進一步報告了東部地區(qū)樣本的Bootstrap法中介效應檢驗結(jié)果，所有中介效應值對應的置信區(qū)間均不包括0，說明獨立中介效應1、獨立中介效應2和鏈式中介效應均顯著存在。即對于東部地區(qū)而言，要素錯配不僅通過抑制創(chuàng)新能力和延緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級兩條獨立中介渠道降低經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，而且還通過“抑制創(chuàng)新能力→延緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級”的鏈式中介渠道降低經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。從中介效應的大小看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級渠道的獨立中介效應仍然最為突出，但與總體樣本不同的是，東部地區(qū)創(chuàng)新能力渠道的鏈式中介效應明顯強于其獨立中介效應。這也充分說明，當前東部地區(qū)經(jīng)濟增長主要依賴于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的持續(xù)轉(zhuǎn)型升級，要素錯配不僅會導致部分企業(yè)長期停滯在傳統(tǒng)生產(chǎn)部門，無法向高端產(chǎn)業(yè)領域邁進，同時對創(chuàng)新能力的抑制也會在很大程度上阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，從而降低經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。

表6 東部地區(qū)樣本的鏈式多重中介效應模型估計結(jié)果

表7 東部地區(qū)樣本的Bootstrap法中介效應檢驗結(jié)果

(五)穩(wěn)健性檢驗

為了保證實證結(jié)果的可靠性，本文進行了兩方面的穩(wěn)健性檢驗。一是替換中介變量后重新檢驗中介效應。創(chuàng)新能力采用地區(qū)發(fā)明專利授權(quán)量占實際GDP的比重來衡量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化來衡量。表8報告了替換中介變量后方程(2)—(4)的雙向固定效應估計結(jié)果，可以看到主要變量的系數(shù)符號與表3保持一致，且均在1%或10%水平下顯著。表9報告了替換中介變量后的Bootstrap法中介效應檢驗結(jié)果，兩類獨立中介效應和鏈式中介效應均顯著存在，且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級渠道的獨立中介效應仍然最為突出。二是設定不同的抽樣次數(shù)來重新檢驗中介效應的顯著性。Bootstrap法在檢驗中介效應時是通過隨機抽取樣本的方式進行的，不同的抽樣次數(shù)可能會對檢驗結(jié)果產(chǎn)生影響。表10報告了抽樣次數(shù)分別為1500、2000和2500次時的檢驗結(jié)果，可以看到所有的中介效應值均穩(wěn)健且顯著，從而支持了本文的研究結(jié)論。

表8 替換中介變量后的鏈式多重中介效應模型估計結(jié)果

表9 替換中介變量后的Bootstrap法中介效應檢驗結(jié)果

表10 不同抽樣次數(shù)下的Bootstrap法中介效應檢驗結(jié)果

五、結(jié)論和政策建議

要素錯配是影響一國或地區(qū)經(jīng)濟長期發(fā)展的重要因素。一方面，要素錯配會阻礙資源從低效率生產(chǎn)領域向高效率生產(chǎn)領域的流動，損害資源配置效率；另一方面，發(fā)展中國家政府對要素市場的干預以及存在的制度性障礙，容易扭曲企業(yè)的創(chuàng)新激勵，誘發(fā)企業(yè)追逐短期套利機會，從而導致經(jīng)濟增長的創(chuàng)新動力不足以及傳統(tǒng)行業(yè)出現(xiàn)產(chǎn)能過剩等問題。本文利用1997—2017年中國省際面板數(shù)據(jù)實證檢驗要素錯配對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：要素錯配會顯著降低經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量；要素錯配不僅通過抑制創(chuàng)新能力和延緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級兩條獨立中介渠道降低經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，而且還通過“抑制創(chuàng)新能力→延緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級”的鏈式中介渠道降低經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，其中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級渠道的獨立中介效應最為突出。進一步，基于分區(qū)域樣本的檢驗發(fā)現(xiàn)，要素錯配對東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的降低作用顯著，但對中西部地區(qū)并不明顯。

本文的研究結(jié)論為當前提升中國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提供了政策啟示。在經(jīng)濟增長開始轉(zhuǎn)向依靠質(zhì)量和效率驅(qū)動的新模式下，經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升的關(guān)鍵在于要素資源能夠?qū)崿F(xiàn)高效率的配置。因此，當前需要把推進要素市場改革作為深化經(jīng)濟體制改革的重點任務。一方面，要調(diào)整長期以來的宏觀經(jīng)濟管理思路，將經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量和效率納入政策調(diào)控目標體系，同時要扭轉(zhuǎn)以GDP為核心的政績考核觀，逐步建立新的考核標準；另一方面，要著力破除要素配置領域長期存在的體制機制障礙，進一步消除戶籍制度對勞動力轉(zhuǎn)移的制約，完善人才落戶的配套保障體系，同時加快構(gòu)建多層次的金融服務體系，探索和建立不同市場主體平等使用要素資源的制度規(guī)則。此外，深化要素市場改革還需要不斷完善要素價格的形成機制，使要素價格能夠切實反映要素資源的稀缺程度，同時政府應盡量減少對要素配置活動的直接干預，讓市場能夠真正在資源配置中發(fā)揮決定性作用。