王 良 虎，王 釗

(1.東南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，南京 211189；2.西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 重慶 400715)

一、引 言

自改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)保持年均9.6%的速度增長(zhǎng)，且在2010年其經(jīng)濟(jì)總量超過(guò)日本躍居世界第二位[1]。但由于粗放型增長(zhǎng)模式已不適應(yīng)目前中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，因此提高資源配置效率就顯得尤為重要[2]。長(zhǎng)期粗放型增長(zhǎng)模式不僅造成了地區(qū)、行業(yè)、部門(mén)之間的資源錯(cuò)配，還影響了經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出組合方式，最終影響了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的可持續(xù)性[3]。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，存在著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度放緩、產(chǎn)能過(guò)剩等結(jié)構(gòu)性問(wèn)題，使得在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中的資源錯(cuò)配問(wèn)題更加嚴(yán)峻[4]。要素資源配置效率提高對(duì)于國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展重要性不言而喻，這一問(wèn)題也得到黨和國(guó)家的高度重視。在黨的十九大報(bào)告中，習(xí)近平總書(shū)記明確指出：“經(jīng)濟(jì)體制改革必須以完善產(chǎn)權(quán)制度和要素市場(chǎng)化配置為重點(diǎn)，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)權(quán)有效激勵(lì)、要素自由流動(dòng)、價(jià)格反應(yīng)靈活、競(jìng)爭(zhēng)公平有序、企業(yè)優(yōu)勝劣汰?！盵5]

中國(guó)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)是在改革開(kāi)放30多年后對(duì)于國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)形勢(shì)變化提出的。從國(guó)際發(fā)展趨勢(shì)來(lái)看，雖然和平與發(fā)展仍是世界主題和共識(shí)，但逆全球化與貿(mào)易保護(hù)主義的逆流同樣值得注意[6]。在世界貿(mào)易組織(WTO)框架下多哈會(huì)談面臨重重阻礙，促使世界各國(guó)轉(zhuǎn)而建設(shè)區(qū)域性的貿(mào)易合作組織，從而產(chǎn)生了自由貿(mào)易區(qū)。而中國(guó)自加入WTO至今已有18年歷史，在此期間，首先，中國(guó)不斷修訂或廢止與國(guó)際貿(mào)易條款相沖突的部分；其次，通過(guò)與多個(gè)國(guó)家或地區(qū)簽訂雙邊或多邊投資貿(mào)易協(xié)定逐步形成貿(mào)易開(kāi)放格局。但隨著對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展其加入WTO的紅利逐漸消耗，與世界主要經(jīng)濟(jì)體之間的貿(mào)易摩擦逐漸凸顯，加之TPP、TTIP、PSA等國(guó)際背景使中國(guó)面臨的國(guó)際貿(mào)易環(huán)境發(fā)展不確定性增大；再者，從國(guó)內(nèi)發(fā)展來(lái)看，2008年金融危機(jī)以來(lái)，我國(guó)在推出4萬(wàn)億支出、成功抵御外部沖擊后，但也使得我國(guó)面臨著產(chǎn)能過(guò)剩、產(chǎn)品積壓庫(kù)存、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)亟須轉(zhuǎn)型等問(wèn)題。在新時(shí)期下，建立開(kāi)放經(jīng)濟(jì)體系成為我國(guó)改革開(kāi)放再上新臺(tái)階的關(guān)鍵。因此，在上述背景下中國(guó)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)應(yīng)運(yùn)而生，于2013年8月經(jīng)批準(zhǔn)中國(guó)(上海)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)正式設(shè)立，2015年4月又設(shè)立了廣東、天津、福建三地為自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)，截至目前，已有18個(gè)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)，商務(wù)部數(shù)據(jù)顯示，2019年1至6月，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)吸收外資實(shí)現(xiàn)高速增長(zhǎng)，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)實(shí)際使用外資同比增長(zhǎng)20.1%。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立，使得勞動(dòng)力、資本、技術(shù)等生產(chǎn)要素跨區(qū)域流動(dòng)性增加，更多的物質(zhì)資本、人力資本在區(qū)域內(nèi)得以聚集，從而在一定程度上改善了資源的優(yōu)化配置，而關(guān)于自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)資源配置效率實(shí)證研究還有待進(jìn)一步深入研究。基于此，本文以設(shè)立自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景，運(yùn)用PSM—DID方法實(shí)證檢驗(yàn)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)資源配置的影響。

二、文獻(xiàn)回顧

本文的研究主要涉及三方面的文獻(xiàn)。

一是關(guān)于資源錯(cuò)配方面的研究。資源錯(cuò)配的概念最早是由Hsieh&Klenow提出，后逐漸形成了從微觀企業(yè)到宏觀經(jīng)濟(jì)的理論體系[7]。資源錯(cuò)配類型作為資源錯(cuò)配研究的主要內(nèi)容之一，主要分為內(nèi)涵型資源錯(cuò)配和外延型資源錯(cuò)配，其中內(nèi)涵型資源錯(cuò)配研究以Hsieh&Klenow為代表，而外延型資源錯(cuò)配研究以Brandt等為主要代表。后續(xù)研究主要圍繞資源錯(cuò)配的兩種類型，展開(kāi)資源錯(cuò)配測(cè)算以及其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響研究[8]。對(duì)于資源錯(cuò)配測(cè)度研究如Charietal等基于要素流動(dòng)摩擦障礙視角，在借鑒黏性工資理論的基礎(chǔ)上測(cè)算了勞動(dòng)力資源錯(cuò)配程度[9]。Hugo&Hopenhayn構(gòu)建了資源錯(cuò)配對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的內(nèi)生理論模型，研究發(fā)現(xiàn)若勞動(dòng)要素彈性為0.67時(shí)，資源配置效率與美國(guó)水平相當(dāng)，則總體經(jīng)濟(jì)的全要素生產(chǎn)率將提高28.7%[10]。而王文和牛澤東研究表明如果中國(guó)制造業(yè)資源配置水平達(dá)到美國(guó)資源配置的標(biāo)準(zhǔn)，中國(guó)工業(yè)上市公司總體TFP將在現(xiàn)有基礎(chǔ)上提高0.35—0.9倍[11]。

二是關(guān)于貿(mào)易自由試驗(yàn)區(qū)設(shè)立方面的研究。為加快融入經(jīng)濟(jì)全球化體系以及進(jìn)一步釋放改革紅利，2013年9月，我國(guó)自主選擇的首個(gè)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)——中國(guó)(上海)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)正式成立，由此拉開(kāi)我國(guó)新一輪深化改革的序幕[12]。不少學(xué)者就自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展、微觀企業(yè)創(chuàng)新以及環(huán)境效應(yīng)展開(kāi)了較為詳細(xì)的研究[13-14]。陳林和羅莉亞研究指出自上海自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后，隨著貿(mào)易壁壘的降低，對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有明顯促進(jìn)作用[15]。譚建華和嚴(yán)麗娜基于滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙重差分法檢驗(yàn)了中國(guó)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，研究發(fā)現(xiàn)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立顯著提高了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平[16]。貿(mào)易自由化對(duì)環(huán)境效應(yīng)的影響主要是根據(jù)Grossman &Krueger的規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)及技術(shù)效應(yīng)的分析框架而展開(kāi)的[17]。而這些文獻(xiàn)由于所研究的時(shí)期、國(guó)別或是污染排放物等不同，得出的結(jié)論也存在明顯差異。

三是關(guān)于貿(mào)易自由化對(duì)資源配置效率方面的研究。對(duì)于如何提高資源配置效率是研究資源配置必須要回答的問(wèn)題。一方面，在相對(duì)封閉的經(jīng)濟(jì)條件下，資源配置效率的提高主要是通過(guò)一國(guó)或一個(gè)地區(qū)內(nèi)部資本和勞動(dòng)等生產(chǎn)要素的流動(dòng)和配置得以實(shí)現(xiàn)[18]。而在開(kāi)放的經(jīng)濟(jì)條件下，生產(chǎn)要素不僅在本國(guó)或本地區(qū)之內(nèi)流動(dòng)，還可以通過(guò)對(duì)外直接投資等方式參與國(guó)際分工，實(shí)現(xiàn)資源在世界范圍內(nèi)優(yōu)化配置。另一方面，伴隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新一輪轉(zhuǎn)型升級(jí)，貿(mào)易自由化程度將進(jìn)一步加深。因此部分學(xué)者將貿(mào)易自由化對(duì)資源配置的影響展開(kāi)研究。如Gopinath 等以南歐國(guó)家為研究對(duì)象，指出伴隨著金融自由化水平提高，導(dǎo)致大量資本涌入加劇了南歐國(guó)家的資源錯(cuò)配程度[19]。而毛其淋和許家云采用行業(yè)中企業(yè)間生產(chǎn)率分散度衡量資源錯(cuò)配，研究得出中間品的貿(mào)易自由化能夠顯著降低資源錯(cuò)配問(wèn)題[20]。樊海潮和張麗娜研究了我國(guó)多產(chǎn)品企業(yè)在中間品貿(mào)易自由化條件下，通過(guò)調(diào)整其出口產(chǎn)品的成本加成，得出中間品貿(mào)易自由化優(yōu)化了企業(yè)內(nèi)部資源配置[21]。周申等以中國(guó)加入WTO為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用雙重差分(DID)方法系統(tǒng)考察了貿(mào)易自由化對(duì)制造業(yè)勞動(dòng)力資源錯(cuò)配的影響，并對(duì)其內(nèi)在機(jī)制進(jìn)行探討[22]。

上面通過(guò)對(duì)已有文獻(xiàn)進(jìn)行較為詳細(xì)的回顧得知，關(guān)于資源錯(cuò)配與貿(mào)易自由試驗(yàn)區(qū)的研究已較為詳細(xì)，而貿(mào)易自由化對(duì)資源配置影響還未得出一致結(jié)論。中國(guó)貿(mào)易自由試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立標(biāo)志著改革開(kāi)放深度進(jìn)一步加深，那么其對(duì)前期由于粗放式發(fā)展造成的資源配置效率低下是否存在明顯改善作用？若存在，那么隨著貿(mào)易自由試驗(yàn)區(qū)在我國(guó)發(fā)展的逐漸成熟，其政策實(shí)施的時(shí)間趨勢(shì)如何？最后由于中國(guó)各地區(qū)的市場(chǎng)化程度不同，那么地區(qū)市場(chǎng)化水平差異是否影響貿(mào)易自由化對(duì)資源錯(cuò)配的改善效果呢？基于此，本文以中國(guó)實(shí)施自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)為理想的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用PSM—DID方法識(shí)別自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)資源錯(cuò)配的改善作用。通過(guò)對(duì)上述問(wèn)題的深入研究，其一，可為實(shí)現(xiàn)進(jìn)一步開(kāi)放與要素市場(chǎng)制度建設(shè)提供有益參考和借鑒；其二，有利于理清在貿(mào)易自由化不斷加深的進(jìn)程中其對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的作用，以期最終進(jìn)一步豐富貿(mào)易自由化對(duì)資源配置影響的研究。

三、資源錯(cuò)配指數(shù)的測(cè)算

(一)測(cè)算方法

由資源錯(cuò)配的研究框架可知，內(nèi)涵型資源錯(cuò)配包括資本錯(cuò)配和勞動(dòng)錯(cuò)配兩種類型，因此在借鑒Hsieh & Klenow[7]、白俊紅和劉宇英[2]的做法的基礎(chǔ)上測(cè)算資本錯(cuò)配指數(shù)τK和勞動(dòng)錯(cuò)配指數(shù)τL，將總體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值記為Y,總資本為K，總勞動(dòng)力為L(zhǎng)。具體測(cè)算公式如下：

(1)

其中，γKi和γLi表示第i地區(qū)要素價(jià)格絕對(duì)扭曲系數(shù)，其含義是資源相對(duì)沒(méi)有出現(xiàn)扭曲時(shí)的加成水平。而在實(shí)際計(jì)算時(shí)通常采用要素價(jià)格相對(duì)扭曲系數(shù)代替：

(2)

對(duì)于資本和勞動(dòng)的要素產(chǎn)出彈性估計(jì),采用索洛余值法來(lái)估計(jì)。假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)為規(guī)模報(bào)酬不變的柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，具體函數(shù)形式如下：

(3)

對(duì)(3)式兩邊取對(duì)數(shù)，經(jīng)整理可得：

ln(Yit/Lit)=ln(A)+βKiln(Kit/Lit)+ξit

(4)

經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值用各省份的GDP表示，并以2010年為基期，將其他年份的GDP按照GDP平減指數(shù)轉(zhuǎn)化為以2003年不變價(jià)格表示的實(shí)際GDP。資本投入量使用各省份的固定資本存量表示，資本存量根據(jù)“永續(xù)盤(pán)存法”進(jìn)行估算，其計(jì)算公式為：

Kt=It/Pt+(1-δt)Kt-1

(5)

Kt表示當(dāng)期的固定資本存量；It為當(dāng)期的名義固定資本形成總額；Pt為固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)；δt表示折舊率，借鑒張軍和章元的做法取值為9.6%[23]；Kt表示上一期的固定資本存量。勞動(dòng)量投入使用各省份的平均就業(yè)人數(shù)表示。

通過(guò)對(duì)(4)式的估計(jì)，得出各地區(qū)的資本和勞動(dòng)的要素產(chǎn)出彈性βKi、βLi，再根據(jù)(1)式和(2)式測(cè)算出各地區(qū)資本錯(cuò)配指數(shù)τK和勞動(dòng)錯(cuò)配指數(shù)τL。由于若資源存在錯(cuò)配時(shí)，τ不等于0，進(jìn)一步當(dāng)資源配置不足時(shí)τ>0；資源配置過(guò)度時(shí)τ<0，因此為了實(shí)證模型回歸結(jié)果的一致性，將資本錯(cuò)配指數(shù)τK和勞動(dòng)力錯(cuò)配指數(shù)τL做絕對(duì)值處理，其絕對(duì)值越大，表示資源錯(cuò)配程度越大。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以中國(guó)30個(gè)省(區(qū)、市)作為研究對(duì)象(由于西藏地區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，因此未作為本文的研究對(duì)象)，選取2010—2017年省級(jí)面板數(shù)據(jù)。本文數(shù)據(jù)選取2010—2017年有以下原因：首先，由于2008年世界金融危機(jī)導(dǎo)致中國(guó)對(duì)外貿(mào)易發(fā)生重大變化，為避免受到特殊事件影響以干擾政策評(píng)估效果，將研究初始年份定為2010年；再者，考慮到在2018年之后又陸續(xù)設(shè)立多個(gè)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)，導(dǎo)致研究樣本量大大減少，因此將研究截止時(shí)期定為2017年。數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省、區(qū)、市《統(tǒng)計(jì)年鑒》，對(duì)于少部分缺失數(shù)據(jù)，采用趨勢(shì)擬合估算得到。

(三)測(cè)算結(jié)果

本文根據(jù)上文的測(cè)算方法計(jì)算了各省份2010—2017年資本錯(cuò)配指數(shù)與勞動(dòng)錯(cuò)配指數(shù)。該指數(shù)絕對(duì)值越大，則表示資源錯(cuò)配程度越嚴(yán)重。圖1匯報(bào)了2010—2017年全國(guó)層面的平均資本錯(cuò)配指數(shù)和勞動(dòng)錯(cuò)配指數(shù)總體變化趨勢(shì)，圖2則報(bào)告以天津、福建、廣東為實(shí)驗(yàn)組的2010—2017年平均資源錯(cuò)配指數(shù)變化趨勢(shì)。

圖1 2010—2017年全國(guó)層面的平均資源錯(cuò)配指數(shù)

圖2 實(shí)驗(yàn)組2010—2017年的平均資源錯(cuò)配指數(shù)

由圖1可知，首先，全國(guó)層面上平均資本錯(cuò)配指數(shù)明顯高于勞動(dòng)錯(cuò)配指數(shù)，雖然資本錯(cuò)配情況在2010—2012年有所改善，但在2012年之后出現(xiàn)反彈；其次，勞動(dòng)錯(cuò)配指數(shù)總體變化平穩(wěn)，且略有上升。由此說(shuō)明，我國(guó)目前資本錯(cuò)配問(wèn)題較勞動(dòng)力錯(cuò)配問(wèn)題更為突出，其主要原因可能是在2008年金融危機(jī)時(shí)投入大量資本未能充分吸收消化，造成后期一定程度上的資本錯(cuò)配問(wèn)題。而勞動(dòng)力錯(cuò)配情況隨著戶籍制度改革，加強(qiáng)了勞動(dòng)力自由流動(dòng)性，但還存在著勞動(dòng)者素質(zhì)低下等原因。因此，目前勞動(dòng)錯(cuò)配問(wèn)題仍不能忽視。

由圖2可知，實(shí)驗(yàn)組資本錯(cuò)配指數(shù)在2012年之前大于勞動(dòng)錯(cuò)配指數(shù)，而在2012年之后資本錯(cuò)配程度明顯減輕，且低于勞動(dòng)錯(cuò)配程度，勞動(dòng)錯(cuò)配程度總體變化趨勢(shì)與全國(guó)層面一致，但高于全國(guó)平均水平。實(shí)驗(yàn)組均是處于我國(guó)東部地區(qū)，此地區(qū)近些年來(lái)隨著市場(chǎng)化程度不斷提高，市場(chǎng)機(jī)制不斷完善，資本可根據(jù)市場(chǎng)價(jià)格進(jìn)行合理配置。而勞動(dòng)力由于經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展需求量不斷增加，但由于勞動(dòng)力流動(dòng)障礙尚未完全消失，造成一定程度錯(cuò)配問(wèn)題。

四、實(shí)證方法與模型設(shè)定

(一)倍差法(DID)

DID方法最初是由Ashenfelter&Card提出[24]，Moffitt進(jìn)一步完善該方法，其基本思想是對(duì)比一項(xiàng)政策前后的變化以評(píng)估該項(xiàng)政策效果，其主要是通過(guò)比較實(shí)驗(yàn)組(TreatmentGroup)與對(duì)照組(ControlGroup)變化判斷政策的影響程度[25]。該種方法已廣泛應(yīng)用在公共政策或項(xiàng)目實(shí)施效果的定量評(píng)估研究當(dāng)中[26]。此種方法是把時(shí)間虛擬變量引入，將政策實(shí)施前作為對(duì)照組，實(shí)施后作為實(shí)驗(yàn)組，然后運(yùn)用DID模型檢驗(yàn)政策效果是否顯著。根據(jù)DID方法思想構(gòu)建如下公式：

(6)

式(6)為DID的基本理論模型。其中，DID表示雙重差分估計(jì)量；treatment為實(shí)驗(yàn)組；control為對(duì)照組；t1是政策實(shí)施后；t0是政策實(shí)施前。

根據(jù)本文研究?jī)?nèi)容可知，主要檢驗(yàn)中國(guó)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)對(duì)資源錯(cuò)配的影響，但考慮到研究樣本數(shù)量及時(shí)間等原因，因此本文將研究時(shí)間段設(shè)定為2012年-2017年，將廣東、天津、福建三地作為實(shí)驗(yàn)組，其他省份作為控制組(除去上海)。因此依據(jù)上述DID模型思想構(gòu)造如下計(jì)量模型：

τKit=β0+β1yeart+β2provincei+β3yeart×provincei+μi+ξit

(7)

τLit=β0+β1yeart+β2provincei+β3yeart×provincei+μi+ξit

(8)

式(7)、(8)中τKit、τLit為被解釋變量，本文以資本錯(cuò)配指數(shù)和勞動(dòng)錯(cuò)配指數(shù)作為資源錯(cuò)配指標(biāo)，其中下標(biāo)i、t表示省份和時(shí)間；year和province分別表示時(shí)間虛擬變量和個(gè)體虛擬變量；year×province表示政策實(shí)施后的城市虛擬變量，其回歸系數(shù)表示了政策效果；μi表示控制了個(gè)體固定效應(yīng)；ξit表示殘差項(xiàng)。

(二)傾向得分匹配法(PSM)

事實(shí)上，由于各個(gè)省份之間存在較大差異，完全一致的時(shí)間效應(yīng)幾乎無(wú)法做到，因此，以Heckman(1976)[27]、Rosenbaum & Rubin為代表提出的傾向得分匹配法可有效消除樣本選擇偏差[28]。傾向得分計(jì)算公式如下：

(9)

其中，provinceit為實(shí)驗(yàn)組虛擬變量；Xi表示第i個(gè)省份的特征變量；h(·)為線性函數(shù)；F(·)為L(zhǎng)ogistic函數(shù)。根據(jù)傾向得分值確定實(shí)驗(yàn)組省份的對(duì)照組，但前提條件是趨勢(shì)評(píng)分須滿足平衡性。

(三)傾向得分匹配倍差法(PSM—DID)

Smith& Todd研究認(rèn)為將倍差法與傾向得分匹配兩種方法結(jié)合起來(lái)會(huì)大大提高估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性[29]。PSM方法雖然通過(guò)傾向得分計(jì)算得到與實(shí)驗(yàn)組具有相似特征的對(duì)照組，可有效解決模型存在的部分內(nèi)生性問(wèn)題，但無(wú)法避免因變量遺漏而產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題，而DID方法則可以通過(guò)雙重差分克服內(nèi)生性問(wèn)題，但卻存在著樣本選擇偏差問(wèn)題，基于此，本文最終采用PSM-DID方法，以便精確地估計(jì)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的環(huán)境效應(yīng)。由此構(gòu)建如下計(jì)量模型：

(10)

(11)

其中，Xit為影響資源錯(cuò)配的一組協(xié)變量，其余變量與前文相同。

(四)變量說(shuō)明

1.因變量

本文因變量是依據(jù)在資源錯(cuò)配指數(shù)測(cè)算部分計(jì)算得出的資本錯(cuò)配指數(shù)和勞動(dòng)錯(cuò)配指數(shù)，即τK、τL。

2.自變量

本文選取自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的時(shí)間虛擬變量(yearit)、自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的省份虛擬變量(provinceit)及其交互項(xiàng)(yearit×provinceit)作為解釋變量。其中自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的時(shí)間虛擬變量度量了自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立前后實(shí)驗(yàn)組和控制組資源錯(cuò)配的變化；自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的城市虛擬變量度量了自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)與非自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)之間資源錯(cuò)配變化的差異；而交互項(xiàng)度量了自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)實(shí)驗(yàn)組和控制組的空間影響差異，也是本文的核心自變量。

3.協(xié)變量

關(guān)于協(xié)變量的選擇本文在參考韓長(zhǎng)根和張力的基礎(chǔ)上，將地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(IS)、金融發(fā)展水平(FD)、技術(shù)創(chuàng)新水平(TI)以及城鎮(zhèn)化水平(UI)作為本文的協(xié)變量[1]。其中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重來(lái)衡量；金融發(fā)展水平借鑒已有文獻(xiàn)通常的做法將各地區(qū)貸款余額占GDP比重作為金融發(fā)展的水平[30-31]；技術(shù)創(chuàng)新水平表現(xiàn)為一個(gè)國(guó)家或地區(qū)研發(fā)能力，其中專利的授權(quán)數(shù)表示一定時(shí)期內(nèi)某地區(qū)研發(fā)能力大小[32]，因此本文將各地區(qū)專利授權(quán)數(shù)自然對(duì)數(shù)作為地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平的衡量指標(biāo)；城鎮(zhèn)化水平用年末城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒壤从砙33]。

(五)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表1匯總了主要變量的數(shù)據(jù)特征，同時(shí)為解決異方差問(wèn)題，數(shù)據(jù)處理多采用取對(duì)數(shù)、取比值的方法。從數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果來(lái)看，資本錯(cuò)配指數(shù)τK的均值明顯大于勞動(dòng)錯(cuò)配指數(shù)τL均值，且資本錯(cuò)配指數(shù)τK的標(biāo)準(zhǔn)差較大，由此表明資本錯(cuò)配指數(shù)τK的變動(dòng)較為明顯。具體見(jiàn)表1。

表1 數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

傾向得分匹配法的有效性需依賴平衡性假設(shè)，即處理組和控制組樣本匹配特征變量不存在顯著差異。因此下文將檢驗(yàn)對(duì)進(jìn)行傾向得分匹配后，是否使得各變量在處理組與控制組分布變得平衡。由表2的檢驗(yàn)結(jié)果可知，在進(jìn)行匹配之后，各協(xié)變量的均值在實(shí)驗(yàn)組與控制組之間并不存在顯著差異。由此，表明在采用傾向匹配得分方法之后可有效解決可能存在的內(nèi)生性及選擇偏誤等問(wèn)題。

表2 各變量平衡性檢驗(yàn)

(二)政策效果檢驗(yàn)

在協(xié)變量檢驗(yàn)顯著與平穩(wěn)性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，本文運(yùn)用PSM—DID方法檢驗(yàn)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)對(duì)資源錯(cuò)配的影響。表3匯報(bào)為以資本錯(cuò)配指數(shù)τK和勞動(dòng)錯(cuò)配指數(shù)τL作為因變量的PSM—DID模型的政策檢驗(yàn)的結(jié)果。

表3的回歸結(jié)果表明，無(wú)論是資本錯(cuò)配指數(shù)τK還是勞動(dòng)錯(cuò)配指數(shù)τL的回歸系數(shù)均在10%以上的顯著水平下為負(fù)，這說(shuō)明了中國(guó)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立有利于緩解試驗(yàn)區(qū)內(nèi)資源錯(cuò)配問(wèn)題。其主要原因是在于隨著自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立，生產(chǎn)要素不僅在本國(guó)或本地區(qū)之內(nèi)流動(dòng)，還可以通過(guò)對(duì)外直接投資等方式參與國(guó)際分工，再者，可進(jìn)一步發(fā)揮比較優(yōu)勢(shì)，實(shí)現(xiàn)資源在世界范圍內(nèi)優(yōu)化配置，從而降低了試驗(yàn)區(qū)資源錯(cuò)配的程度。但從回歸系數(shù)絕對(duì)值來(lái)看，資本錯(cuò)配指數(shù)τK系數(shù)絕對(duì)值明顯大于勞動(dòng)錯(cuò)配指數(shù)τL系數(shù)絕對(duì)值，進(jìn)一步表明自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對(duì)緩解存在資本錯(cuò)配問(wèn)題更為突出?？赡艿脑蚴莿趧?dòng)錯(cuò)配問(wèn)題的存在更偏向于試驗(yàn)區(qū)自身固有的問(wèn)題，例如現(xiàn)存戶籍制度改革還未突出成效，導(dǎo)致勞動(dòng)力流動(dòng)受到阻礙，從而使得自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)實(shí)施對(duì)改善勞動(dòng)錯(cuò)配程度效果還有待提高。

表3 PSM-DID模型的政策檢驗(yàn)結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.安慰劑檢驗(yàn)

控制組與實(shí)驗(yàn)組具有可比性是本文采用DID方法分析自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)對(duì)資源錯(cuò)配影響的一個(gè)假設(shè)前提條件，即若不存在自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)這一既定事實(shí)，實(shí)驗(yàn)組和控制組之間的資源錯(cuò)配情況差異不隨時(shí)間的變化而變化。因此，本文借鑒Hung &Wang做法，其主要的思路是人為地變更政策實(shí)施的時(shí)間，將變更后的政策變量參與到原模型回歸分析中，通過(guò)回歸結(jié)果對(duì)比驗(yàn)證政策效果[34]。因此本文將自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立年份提前1年、2年，再將提前的變量參與到原模型的回歸當(dāng)中去，由此判斷基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。其次，構(gòu)建假設(shè)的控制組和實(shí)驗(yàn)組。本文假設(shè)實(shí)驗(yàn)組省市，包括廣西、湖南、河北、四川、江蘇、江西，其余省、市作為假設(shè)對(duì)照組[35]。如果安慰劑檢驗(yàn)的結(jié)果不顯著，則意味著在沒(méi)有實(shí)施該政策的年份或地區(qū)無(wú)法得出相同的結(jié)論，因此得出基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。表4假定自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立時(shí)間提前1年和2年的情況，經(jīng)檢驗(yàn)表明，假定的自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立時(shí)間并不顯著，這從另一方面說(shuō)明自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)資源配置效率提高并不是由其他因素導(dǎo)致，而是由于自由貿(mào)易實(shí)驗(yàn)區(qū)的設(shè)立所致。同樣，表5中改變實(shí)驗(yàn)組的回歸結(jié)果也不顯著，說(shuō)明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

表4 安慰劑檢驗(yàn)(改變政策實(shí)施時(shí)間)

表5 安慰劑檢驗(yàn)(改變政策實(shí)施對(duì)象)

2.剔除離群值穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢查結(jié)果是否受某些特別有影響力的異常值驅(qū)動(dòng)，我們對(duì)所有連續(xù)變量的最高和最低1%進(jìn)行了Winsorized處理，并重新評(píng)估了包含控制變量的基準(zhǔn)模型。估計(jì)值報(bào)告在表6中。再次發(fā)現(xiàn)，回歸結(jié)果仍與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，表明模型回歸結(jié)果具有一定穩(wěn)健性。

表6 剔除離群值穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(四)政策時(shí)間趨勢(shì)檢驗(yàn)

為進(jìn)一步考察自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對(duì)試驗(yàn)區(qū)內(nèi)資源錯(cuò)配程度在時(shí)間上的變化趨勢(shì)，本文給出了在自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立當(dāng)年以及設(shè)立后每一年對(duì)試驗(yàn)區(qū)內(nèi)資源錯(cuò)配的影響。由回歸系數(shù)可看出，隨著時(shí)間推移，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對(duì)試驗(yàn)區(qū)勞動(dòng)錯(cuò)配改善作用逐漸提高，而對(duì)資本錯(cuò)配程度作用在自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后第一年作用最為突出，隨后政策效果趨弱。其可能的原因是由于自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)在我國(guó)發(fā)展的逐漸成熟，增強(qiáng)了勞動(dòng)力在各個(gè)地區(qū)之間的流動(dòng)，但由于勞動(dòng)錯(cuò)配存在的情況較為復(fù)雜，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的政策效果并不能立刻突顯出來(lái)，因此會(huì)存在著政策實(shí)施效果遞進(jìn)的過(guò)程。而資本由于具有趨利性的特點(diǎn)，其對(duì)貿(mào)易自由試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的政策作用反映較為迅速，因此政策效果前期表現(xiàn)就較為明顯。結(jié)果如表7所示：

表7 政策實(shí)施效果的時(shí)間趨勢(shì)

(五)進(jìn)一步分析

已有的研究表明，由于中國(guó)各地區(qū)不完全的市場(chǎng)化導(dǎo)致了資源要素錯(cuò)配，導(dǎo)致有效產(chǎn)出有所損失[36]。具體表現(xiàn)在政府對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)干預(yù)過(guò)多、市場(chǎng)分割與地方保護(hù)主義、僵尸企業(yè)的大量存在等[37]。市場(chǎng)化程度高低對(duì)市場(chǎng)份額轉(zhuǎn)移具有一定影響，若不同地區(qū)之間加強(qiáng)了要素流動(dòng)，則有利于降低資源要素的錯(cuò)配程度。那么，地區(qū)市場(chǎng)化水平會(huì)不會(huì)影響貿(mào)易自由化對(duì)資源錯(cuò)配的改善效果呢？由此，將模型(10)、(11)加入地區(qū)的市場(chǎng)化水平指標(biāo)構(gòu)建如下三重差分(DID)模型：

(12)

(13)

其中，marketit表示第i各地區(qū)在第t年市場(chǎng)化水平，其具體采用的是一個(gè)地區(qū)的市場(chǎng)化指數(shù)[35]，而2017年地區(qū)市場(chǎng)化水平采用回歸方法得到外插值，其余變量符號(hào)含義與前文一致。由實(shí)證回歸結(jié)果可知，核心解釋變量在5%及以上的顯著水平下為負(fù)，表明地區(qū)市場(chǎng)化水平的提高，強(qiáng)化了自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)資源錯(cuò)配的改善作用。對(duì)于回歸結(jié)果如表8所示：

表8 加入市場(chǎng)化程度的政策檢驗(yàn)結(jié)果

六、研究結(jié)論與政策啟示

自中國(guó)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立以來(lái)取得了一系列成就，據(jù)已有研究發(fā)現(xiàn)其可能對(duì)目前中國(guó)資源錯(cuò)配問(wèn)題有所改善，但未取得一致性結(jié)論。基于此，本文采用2010—2017年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，根據(jù)資源錯(cuò)配的研究框架測(cè)算中國(guó)省級(jí)資源錯(cuò)配基本情況。測(cè)算的結(jié)果表明：首先，全國(guó)層面上平均資本錯(cuò)配指數(shù)明顯高于勞動(dòng)錯(cuò)配指數(shù)，雖然資本錯(cuò)配情況在2010—2012年有所改善，但在2012年之后出現(xiàn)反彈，而勞動(dòng)錯(cuò)配指數(shù)總體變化平穩(wěn)，且略有所上升；其次，實(shí)驗(yàn)組資本錯(cuò)配指數(shù)在2012年之前大于勞動(dòng)錯(cuò)配指數(shù)，而在2012年之后資本錯(cuò)配程度明顯減輕，且低于勞動(dòng)錯(cuò)配程度，勞動(dòng)錯(cuò)配程度總體變化趨勢(shì)與全國(guó)層面一致，但高于全國(guó)平均水平。此外，運(yùn)用PSM—DID模型實(shí)證檢驗(yàn)了自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對(duì)實(shí)驗(yàn)區(qū)資源錯(cuò)配的影響。經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)無(wú)論是資本錯(cuò)配指數(shù)τK還是勞動(dòng)錯(cuò)配指數(shù)τL的回歸系數(shù)均在10%以上的顯著水平下為負(fù)，這說(shuō)明中國(guó)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立有利于緩解試驗(yàn)區(qū)內(nèi)資源錯(cuò)配問(wèn)題。經(jīng)一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)表明實(shí)證結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性，但隨后進(jìn)行的政策效果時(shí)間趨勢(shì)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，隨著時(shí)間推移自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對(duì)試驗(yàn)區(qū)勞動(dòng)錯(cuò)配改善作用逐漸提高，而對(duì)資本錯(cuò)配程度作用在自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后第一年作用最為突出，隨后政策效果趨弱。最后，進(jìn)一步分析了地區(qū)市場(chǎng)化水平影響貿(mào)易自由化對(duì)資源錯(cuò)配的改善效果，得出地區(qū)市場(chǎng)化水平的提高強(qiáng)化了自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)資源錯(cuò)配的改善作用。

針對(duì)以上研究結(jié)論并結(jié)合理論分析，得出以下幾點(diǎn)政策啟示：(1)在經(jīng)濟(jì)全球化不斷加速的背景下，應(yīng)深度參與國(guó)際分工充分發(fā)揮比較優(yōu)勢(shì)，在世界范圍內(nèi)優(yōu)化資源配置，從而最終改善中國(guó)現(xiàn)存資源錯(cuò)配程度。如基于“一帶一路”發(fā)展戰(zhàn)略，加強(qiáng)與“一帶一路”沿線國(guó)家長(zhǎng)期合作，鼓勵(lì)本國(guó)企業(yè)走出去，加強(qiáng)對(duì)先進(jìn)技術(shù)學(xué)習(xí)與應(yīng)用以提高自身資源配置效率。(2)建立以市場(chǎng)在資源配置中起決定作用的市場(chǎng)體系。首先，主要是打破行政性的資源壟斷現(xiàn)象，使得市場(chǎng)分得更多資源，其次，明確產(chǎn)權(quán)以逐步形成競(jìng)爭(zhēng)有序的市場(chǎng)化價(jià)格機(jī)制，從而使資源利用效率盡可能達(dá)到最大化。(3)減少生產(chǎn)要素流動(dòng)障礙以增加其流動(dòng)性。首先，在勞動(dòng)力要素市場(chǎng)方面，應(yīng)加大對(duì)基礎(chǔ)教育投入，提高高端應(yīng)用人才在勞動(dòng)要素中的配置比例；加快對(duì)戶籍制度改革，原有戶籍制度嚴(yán)重阻礙勞動(dòng)力在各個(gè)地區(qū)之間流動(dòng)。其次，在資本要素市場(chǎng)方面，應(yīng)深入推動(dòng)資本市場(chǎng)改革，發(fā)展和完善多層次資本市場(chǎng)，推進(jìn)農(nóng)村資本市場(chǎng)建立，已逐步增強(qiáng)農(nóng)村資本流動(dòng)性。