要素市場扭曲與企業(yè)間生產率差異：理論及實證*

李　魯，王　磊，鄧芳芳

(1.上海財經大學 國際工商管理學院，上海 200433；2.浙江財經大學 中國政府管制研究院，浙江 杭州 310018；3.上海財經大學 經濟學院，上海 200433)

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要素市場扭曲與企業(yè)間生產率差異：理論及實證*

李魯1，王磊2，鄧芳芳3

(1.上海財經大學 國際工商管理學院，上海 200433；2.浙江財經大學 中國政府管制研究院，浙江 杭州 310018；3.上海財經大學 經濟學院，上海 200433)

資源錯配突出表現(xiàn)為企業(yè)間持續(xù)而顯著的生產率差異，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，研究要素市場扭曲對企業(yè)間生產率差異的影響機理。在放松了經典模型關于企業(yè)進入與退出某一行業(yè)是外生的基本假設后，新的理論分析揭示：扭曲的要素價格影響了企業(yè)的生產行為及其進入與退出決策，降低了市場均衡時生產率分布的臨界值，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制部分失靈，最終導致企業(yè)間生產率差異的擴大。進一步地，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)檢驗要素市場扭曲與企業(yè)間生產率差異之間的關系，結果顯示：要素市場扭曲指數(shù)每減少1%可以使得企業(yè)間生產率差異降低0.46%。文章對于我國當前如何矯正要素市場扭曲，并形成以市場為導向的要素價格機制，從而促進企業(yè)間的有效競爭以實現(xiàn)資源優(yōu)化配置具有重要的政策含義。

要素市場扭曲；生產率差異；全要素生產率；資源誤置

一、引　言

提升總量生產率水平是新常態(tài)下保持經濟持續(xù)平穩(wěn)增長的關鍵，總量生產率取決于兩個方面：一是企業(yè)個體的生產率水平；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應的是資源誤置或錯配，資源誤置主要表現(xiàn)為企業(yè)間生產率分布的差異度(Syverson，2011)。企業(yè)間生產率差異越大，資源被誤置的程度則越嚴重，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)四位代碼產業(yè)上的1998-2007年企業(yè)間生產率四分位數(shù)差的年平均值為1.519，一階自相關系數(shù)均值為0.94，也就是說，75分位企業(yè)的生產率是25分位企業(yè)生產率的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)，產出水平將是同期的4.6倍。由此可見，對企業(yè)間生產率差異及其機理的研究有助于我們理解和改善行業(yè)內資源的配置效率。

持續(xù)而顯著的企業(yè)間生產率差異為何會存在呢？如果市場是完美的，那么要素資源會不斷從低效率的企業(yè)轉移到高效率的企業(yè)，并且低效率的企業(yè)會逐漸退出，也就是說，隨著市場優(yōu)勝劣汰機制不斷地發(fā)揮作用，市場達到均衡時所有企業(yè)應該具有相似的生產率水平，并不會出現(xiàn)持續(xù)的生產率差異現(xiàn)象。顯然，這種以市場機制實現(xiàn)的企業(yè)自由進入與退出以及由此導致的資源再配置過程的前提應是不存在政策扭曲。然而，中國現(xiàn)實經濟的典型情況則是，漸進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滯后于產品市場。這種滯后性一定程度上反映了中國各級地方政府對要素市場交易活動的干預與控制(張杰等，2011)。這些干預與控制行為的一個共性特征就是人為地扭曲勞動、資本、土地等基本生產要素的價格，進而導致了要素市場的總體扭曲。一個合理的邏輯則是扭曲的要素市場會影響產品市場中的企業(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，從理論和實證兩個方面分析了其對企業(yè)間生產率差異的影響效應和機制。

近年來，隨著微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的廣泛應用，經濟學者開始重視資源誤置對生產率的影響。這方面的開創(chuàng)性研究當屬Hsieh和Klenow(2009)的理論模型(以下簡稱HK模型)，他們認為，如果資源能夠有效配置，中國制造業(yè)的總量生產率將提高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)基于動態(tài)隨機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)總量生產率提高9.15%。龔關和胡光亮(2013)放松了HK模型關于企業(yè)生產函數(shù)規(guī)模報酬不變的基本假設，以投入要素的邊際產出價值的離散程度作為衡量資源配置效率的指標，認為資本配置效率和勞動配置效率的改善將使總量生產率分別提高10.1%和7.3%。邵宜航等(2013)在HK框架下，進一步測算了企業(yè)規(guī)模、金融因素和交通等基礎設施因素對制造業(yè)全要素生產率的影響。韓劍和鄭秋玲(2014)基于HK模型，將資源錯配測算擴展到行業(yè)間層面，并對影響資源錯配的政府干預因素進行實證分析。陳曉華和劉慧(2014)分析了要素價格扭曲對中國制造業(yè)技術復雜度升級的影響機制。陳永偉和胡偉民(2011)在Syrquin(1986)框架下分析了行業(yè)間的資源錯配和效率損失，發(fā)現(xiàn)中國制造業(yè)內部各行業(yè)間的資源錯配導致實際產出與潛在產出之間存在15%的缺口。已有文獻主要關注要素市場扭曲與總量生產率之間的關系，也就是說，如果沒有要素扭曲或資源誤置，中國總量生產率會提高多少(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)間生產率差異度以及為何企業(yè)間會持續(xù)存在生產率差異。

本文的研究貢獻主要體現(xiàn)在以下幾方面：(1)本文基于Meltiz和Ottaviano(2008)的理論框架，以生產率刻畫企業(yè)的異質性，并將要素價格扭曲引入廠商利潤函數(shù)；通過企業(yè)的自由進入與退出來定義均衡條件，并進一步放松了HK模型關于企業(yè)進入退出是外生的這一基本假設條件。(2)本文詳細闡釋了要素市場扭曲如何通過影響要素價格來影響企業(yè)的生產決策，進而影響均衡時的生產率臨界值，并最終導致整個行業(yè)的資源誤置的作用機理。(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，假設行業(yè)I由N個連續(xù)的廠商組成，每個廠商生產差異化商品qi。代表性消費者的效用函數(shù)如下：

(1)

其中，q0表示計價商品(numeraire good)，qi表示消費者對第i類產品的消費量，i∈I，N為行業(yè)內廠商的數(shù)量，γ>0表示異質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之間的替代關系，提高α或減小η都會提高對qi的需求。

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

(2)

當qi=0時，可以得到：

(3)

因此，廠商的定價滿足：pi≤pmax。

(二)要素市場扭曲與廠商生產決策

假設廠商的生產函數(shù)為：

qi=Aixi

(4)

其中，Ai表示廠商生產率，xi表示生產要素投入水平。再假設生產要素價格水平為wi，則廠商生產qi產量的總成本為wixi，這樣我們可以得到廠商的邊際成本為：

(5)

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

(6)

結合式(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)定價策略為：

(8)

最優(yōu)產量和利潤函數(shù)分別為：

(9)

(10)

(11)

因此，利潤函數(shù)式(10)可以表達為：

(12)

(三)均衡條件與比較靜態(tài)分析

(13)

企業(yè)自由進入的條件要求均衡時期望利潤滿足：Ve=0。也就是說，當市場上有N-1個生產者時，進入者的期望收益Ve> 0，但是當市場上有N+1個生產者時，進入者的期望收益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：要素市場價格扭曲程度越高，均衡時的生產率臨界值A*越小，產業(yè)均衡條件通過生產率臨界值的變化來實現(xiàn)，因此該臨界值決定了生產率分布的差異度。其背后的機制在于：要素市場扭曲通過扭曲要素價格來影響企業(yè)產量及其定價行為，進而影響企業(yè)的進入退出決策，這樣使得一些低效率企業(yè)由于要素價格扭曲而繼續(xù)存活下來，而高效率企業(yè)則無法實現(xiàn)規(guī)模擴張，導致以生產率為基礎的市場選擇機制失靈，從而擴大了企業(yè)間生產率差異程度(生產率分布離散度)，即要素資源被錯配。另外，根據(jù)式(14)同樣可以推出沉沒成本、產品差異化指數(shù)與生產率臨界值之間的相互關系。產品的差異化程度越大，那么產品之間的替代性越小，低效企業(yè)由于產品替代性小而生存，企業(yè)間的生產率差異程度越大，資源被誤置的程度越嚴重。沉沒成本較高的行業(yè)，其生產率分布的差異程度較大。沉沒成本可以理解為潛在進入者的進入壁壘，進入壁壘可以保護一些相對低效的在位企業(yè)繼續(xù)存活，從而扭曲資源配置。

三、研究設計

(一)計量模型與變量定義

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)間生產率差異度越大，資源被誤置的程度越嚴重。我們采用如下面板數(shù)據(jù)模型對其進行實證分析：

dispit=β0+βffacdit+βXXit+αi+λt+εit

(19)

其中，i表示四位代碼產業(yè)(GBT4754-2002行業(yè)分類標準)，t是年份變量；disp為本文的被解釋變量企業(yè)間生產率差異，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、產品差異化程度、固定成本、貿易開放程度和國有經濟比重等；α是行業(yè)的固定效應，用來控制不可觀測且不隨時間變化的行業(yè)個體特征，λ用來控制年份固定效應，ε是模型的擾動項。各變量的具體定義如下：

1.生產率差異(disp)。以四位代碼產業(yè)內對數(shù)生產率的分位數(shù)差表示企業(yè)間生產率差異度，該指標可以在一定程度上反映資源的誤置程度，而且以生產率分位數(shù)差度量可以盡可能地降低價格因素對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率估計的產出變量，因此本文所計算的全要素生產率是收益全要素生產率TFPR(Revenue-based total factor productivity)。Foster等(2008)認為TFPR混合了價格和技術的因素，較高的TFPR可能在一定程度上反映了較高的生產率水平，但也可能是較高的產品價格所導致的結果。

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，因此我們首先計算各省級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)在四位代碼產業(yè)內的市場份額，將省級層面的要素市場扭曲指數(shù)加權到四位代碼產業(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差異，而且反映了地區(qū)要素市場扭曲隨時間的變化趨勢。定義四位代碼產業(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)在四位代碼產業(yè)內的市場份額，用企業(yè)銷售產值占行業(yè)銷售產值比重來度量，facd表示以企業(yè)市場份額為權重計算的行業(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)。本文將潛在進入者進入市場的投資定義為沉沒成本。依據(jù)Sutton(1991)的定義，采用資本產出比和最小經濟規(guī)模(MES)的乘積來度量沉沒成本，其中，資本產出比等于四位代碼產業(yè)內企業(yè)的總資產除以銷售產值，最小經濟規(guī)模以生產者市場份額的中位數(shù)來度量。(2)產品差異化指數(shù)(pps)。Syverson(2004)分別從產品的地理運輸障礙、功能與生產線的差異化程度和廣告投入等方面來度量產品替代性。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)無法度量產品的地理運輸障礙、功能與生產線的差異化程度，而把廣告作為產品差異化的代理變量也存在爭議，因此本文基于企業(yè)的主營產品專業(yè)化指數(shù)來度量產品差異化程度。我們計算出企業(yè)層面主營產品收入占銷售產值的比重(以mainj表示)，以此作為企業(yè)主營產品專業(yè)化指數(shù)的代理變量。由于主營產品專業(yè)化指數(shù)與產品差異化指數(shù)之間呈現(xiàn)負向相關關系，因此我們采取如下公式計算行業(yè)產品差異化指數(shù)：ppsi=mean(1-mainij)。pps值越大表明產業(yè)差異化程度越高，產品替代性越低，企業(yè)間生產率離散度越大。(3) 固定成本(fix)。根據(jù)王磊和夏紀軍(2015)關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。由于本文在產業(yè)層面分析生產率分布的影響因素，因此將企業(yè)的間接成本除以總資產以消除企業(yè)規(guī)模的影響，并在四位代碼產業(yè)內以企業(yè)的固定成本平均值來度量該產業(yè)的固定成本。(4)貿易開放程度(export)。貿易開放可以減少企業(yè)間生產率差異(Melitz，2003)。本文以四位代碼行業(yè)的出口交貨值占銷售產值的比重來度量貿易的競爭程度。由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫沒有匯報企業(yè)進口貿易的相關數(shù)據(jù)，這里度量的是出口貿易開放程度。(5) 國有經濟(state)。由于國有企業(yè)的政策扭曲會導致不同經濟部門之間的資源錯置(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“登記注冊類型”的指標，選用行業(yè)內國有企業(yè)比重來度量政策扭曲。(6) 平均經營年限(age)。孫浦陽等(2013)認為企業(yè)的平均經營年限決定著行業(yè)里企業(yè)經營的持續(xù)性，行業(yè)的平均經營年限越長，行業(yè)內企業(yè)的經營情況就越穩(wěn)定。因此，控制行業(yè)內企業(yè)經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)全要素生產率估計

假設企業(yè)的生產函數(shù)為“柯布-道格拉斯”函數(shù)形式，技術進步為希克斯中性，那么生產函數(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表示產出水平，生產要素包括生產性資本K和勞動力L，分別以固定資產凈值余額和年平均就業(yè)人數(shù)度量，ωit表示企業(yè)對數(shù)形式的全要素生產率。對式(22)兩邊取對數(shù)，可以得到生產率估計方程如下：

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：對于主要統(tǒng)計指標，如果工業(yè)總產值、工業(yè)增加值和固定資產凈值余額等小于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；刪除總資產小于流動資產和總資產小于固定資產的樣本。此外，工業(yè)增加值依據(jù)各地區(qū)工業(yè)品的出廠價格指數(shù)進行平減，中間投入根據(jù)原材料、燃料和動力購進價格指數(shù)進行平減，固定資產凈值余額依據(jù)各地區(qū)固定資產的投資價格指數(shù)進行平減，以1998年為基年。由于本文的研究對象為制造業(yè)，因此剔除電力燃氣、采礦業(yè)以及水的生產和供應業(yè)等行業(yè)的企業(yè)。

四、實證分析

(一)生產率差異分布特征

在對模型進行實證檢驗之前，本文對中國制造業(yè)生產率差異度的演變趨勢先進行描述分析。如表1所示，生產率差異度經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，2004年之前企業(yè)間生產率差異度不斷降低，2004年之后生產率差異度則呈現(xiàn)出上升趨勢。這可能是因為企業(yè)規(guī)模對資源誤置的影響，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，兩者之間的總效應導致2004年之后的企業(yè)間生產率差異度開始提升，從而扭曲了資源配置效率。從生產率差異度分布的離散程度(標準差)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)內部而不是行業(yè)間。最后，本文以AR(1)過程刻畫生產率差異度的持續(xù)性，如表1最后一列所示，生產率差異度的一階自相關系數(shù)大于0.9，說明不可觀測的政策沖擊對資源錯配具有持續(xù)性影響，而且生產率差異度存在動態(tài)效應。因此，本文分別采用靜態(tài)面板和動態(tài)面板來分析要素市場扭曲對生產率差異度的影響機制。

表1　生產率差異的分布特征

注：指標根據(jù)工業(yè)增加值進行加權平均處理，()內數(shù)值為分布的標準差；tfp9010表示生產率分布的90分位數(shù)與10分位數(shù)之差，下同。

(二)基準回歸結果

本文采用面板數(shù)據(jù)模型的POLS、固定效應和隨機效應估計方法驗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行回歸，以四位代碼產業(yè)內生產率分布的四分位數(shù)差作為被解釋變量，如表2中列(1)-列(3)所示。回歸結果表明，要素市場扭曲指數(shù)與生產率差異度顯著正相關，該結果與理論模型的分析一致。由于沒有控制行業(yè)的個體特征效應，混合估計POLS的回歸系數(shù)最大，隨機效應次之，固定效應的估計系數(shù)最小。其次，表2中的列(4)表示控制了沉沒成本和產品差異化變量后的回歸結果，沉沒成本和產品差異化指數(shù)都與生產率差異度至少在10%顯著性水平上正相關。這說明產品差異化程度越大，企業(yè)間的生產率差異程度越大，資源被誤置的程度越嚴重；產品差異化程度越大，產品之間的替代性越小，因而一些相對低效的廠商不會由于市場競爭的加劇而退出，即產品差異弱化了市場競爭。沉沒成本較高的行業(yè)，其生產率分布的差異程度較大。假設沉沒成本提高，要使產業(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使得一些相對低效的廠商繼續(xù)留在產業(yè)內，這樣就造成了整個產業(yè)內資源誤置程度的提高。最后，在回歸模型中加入影響生產率差異度的其他解釋變量，以避免遺漏變量帶來的內生性問題，如表2中列(5)所示。固定成本與生產率差異度之間負相關，這與王磊和夏紀軍(2015)的結論一致，固定成本的規(guī)模經濟效應會使低效率企業(yè)退出，進而提高生產率臨界值，降低企業(yè)間生產率差異度；出口密集度的回歸系數(shù)為負但不顯著，貿易開放程度的提升并沒有提高生產率臨界值，這是因為我國的出口企業(yè)大多為勞動密集型產業(yè)，存在生產率悖論(李春頂，2010)；國有經濟比重與生產率差異度正相關但不顯著，這是因為國有企業(yè)的生產率水平在不斷提高，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致的資源錯配；以利潤率波動控制的需求沖擊與生產率差異度顯著正相關，企業(yè)平均經營年限在10%顯著性水平上與生產率差異度正相關，表明在位企業(yè)并沒有通過干中學來提升自身的生產率水平，而是通過市場勢力來阻礙新企業(yè)進入，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結果為負但不顯著。

表2　要素市場扭曲與生產率差異度(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、固定效應和隨機效應估計；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號內為聚類標準差，樣本量為4 204，下同。

(三)穩(wěn)健性檢驗與動態(tài)面板估計

1.生產率分布的其他度量指標。以上生產率差異回歸結果的被解釋變量選用的是四位代碼產業(yè)內75分位和25分位企業(yè)生產率的差值，為了驗證本文結論的穩(wěn)健性，我們分別選取90分位與10分位企業(yè)的生產率的差值、企業(yè)間生產率分布的標準差以及加權平均值作為被解釋變量?；貧w結果如表3中列(1)-列(3)所示，無論是以90分位與10分位企業(yè)的生產率分位數(shù)差還是以生產率分布的標準差度量的生產率差異度，都與要素市場扭曲指數(shù)顯著正相關。另外，要素市場扭曲指數(shù)與生產率分布的平均值顯著負相關，即要素市場扭曲會降低總體生產率水平，上述結果進一步證明了本文結果的穩(wěn)健性。

表3　生產率差異度的其他度量指標與動態(tài)面板估計結果

續(xù)表3　生產率差異度的其他度量指標與動態(tài)面板估計結果

注：L.disp表示滯后一期的生產率差異度。

2.動態(tài)面板估計。為理解要素市場扭曲對企業(yè)間生產率差異持續(xù)性的影響，本文將滯后一期的生產率差異(L.disp)作為解釋變量放入式(19)，構成要素市場扭曲與生產率差異的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。本文采用動態(tài)面板系統(tǒng)廣義矩估計的估計方法，如表3中列(4)-列(6)所示，分別匯報了混合OLS、固定效應和系統(tǒng)廣義矩估計的結果。GMM廣義矩估計的Hansen過度識別檢驗表明，無法拒絕工具變量與擾動項不相關的原假設，動態(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誤差項不存在二階序列相關。另外，滯后一期被解釋變量的GMM估計系數(shù)介于混合OLS和靜態(tài)面板固定效應估計系數(shù)之間，上述檢驗表明系統(tǒng)GMM估計結果是一致且有效的。動態(tài)面板估計結果表明生產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，這進一步驗證了本文實證結果的穩(wěn)健性和顯著性。

五、結論與啟示

行業(yè)生產率分布的主要特征表現(xiàn)為企業(yè)間的生產率差異，這種差異反映了資源的誤置程度，即企業(yè)間生產率差異度越大，資源誤置越嚴重。本文從生產要素市場扭曲影響產品市場的企業(yè)行為和績效的角度予以解釋。首先，區(qū)別于已有文獻主要關注政策扭曲對總量生產率和產出缺口的影響，本文結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品市場的特征事實，在一個異質性企業(yè)的局部均衡框架下闡述了要素價格扭曲對行業(yè)生產率分布的影響機制。其次，以企業(yè)進入退出定義產業(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率臨界值之間的函數(shù)關系。研究表明，扭曲的要素價格通過影響企業(yè)的生產和市場進入決策，降低均衡時生產率分布的臨界值，由此低效率企業(yè)持續(xù)存活，以生產率為基礎的市場優(yōu)勝劣汰選擇機制部分失靈，進而擴大了企業(yè)間生產率差異。

本文的研究結論對于矯正要素市場扭曲和推進供給側結構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，源于中國漸進式改革進程中要素市場的市場化進程總體滯后于產品市場。這種滯后性在資本、土地、金融等要素資源價格壟斷性及其分配權和歸屬權的控制程度方面得以集中體現(xiàn)。背后邏輯為：在分稅制主導的垂直財政結構下，以追求高經濟增長目標和最大化本地區(qū)財政收入為導向，形成了地方競爭以及以GDP為考核目標的官員晉升機制，這樣就會激勵地方政府傾向于更嚴格的控制要素資源，以扭曲要素價格或者直接補貼等形式招商引資，追求以最快速度做大經濟規(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，深化供給側結構性改革。要素市場扭曲引致的制度性交易成本不僅會保護本地區(qū)低效率企業(yè)，而且會阻礙高效率企業(yè)的規(guī)模擴張，造成市場選擇機制的部分失靈，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，低效率企業(yè)由于政策的保護而缺乏競爭意識，進而強化低附加值的勞動密集型以及高能耗的資源密集型產業(yè)結構。此外，要素市場扭曲也會導致金融等信貸資源的錯配，造成非國有企業(yè)和中小企業(yè)的融資約束。最后，形成以市場為導向的要素價格機制與分配機制。應結合要素市場與產品市場之間緊密聯(lián)系的影響機制，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來促使企業(yè)自由進入退出，發(fā)揮市場機制的作用來實現(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，關鍵仍在于厘清政府與市場的邊界。

* 感謝上海財經大學創(chuàng)新基金項目(CXJJ-2014-342)的支持。

主要參考文獻：

[1]陳曉華,劉慧.要素價格扭曲、外需疲軟與中國制造業(yè)技術復雜度動態(tài)演進[J].財經研究,2014,(7):119-131.

[2]陳永偉,胡偉民.價格扭曲、要素錯配和效率損失:理論和應用[J].經濟學(季刊),2011,(4):1401-1422.

[3]樊綱,王小魯,朱恒鵬.中國市場化指數(shù):各地區(qū)市場化相對進程2011年報告[M].北京:經濟科學出版社,2011.

[4]龔關,胡關亮.中國制造業(yè)資源配置效率與全要素生產率[J].經濟研究,2013,(4):4-15

[5]韓劍,鄭秋玲.政府干預如何導致地區(qū)資源錯配——基于行業(yè)內和行業(yè)間錯配的分解[J].中國工業(yè)經濟,2014,(11):69-81.

[6]林伯強,杜克銳.要素市場扭曲對能源效率的影響[J].經濟研究,2013,(9):125-136.

[7]羅德明,李曄,史晉川.要素市場扭曲、資源錯置與生產率[J].經濟研究,2012,(3):4-14.

[8]邵宜航,步曉寧,張?zhí)烊A.資源配置扭曲與中國工業(yè)全要素生產率——基于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫再測算[J].中國工業(yè)經濟,2013,(12):39-51.

[9]孫浦陽,蔣為,張龑.產品替代性與生產率分布——基于中國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的實證[J].經濟研究,2013,(4):30-42.

[10]王磊,夏紀軍.固定成本與中國制造業(yè)生產率分布[J].當代經濟科學,2015,(2):62-69.

[11]張杰,周曉艷,李勇.要素市場扭曲抑制了中國企業(yè)R&D?[J].經濟研究,2011,(8):78-91.

[12]Asplund M,Nocke V.Firm turnover in imperfectly competitive markets[J].The Review of Economic Studies,2006,73(2):295-327.

[13]Foster L,Haltiwanger J,Syverson C.Reallocation,firm turnover,and efficiency:Selection on productivity or profitability?[J].American Economic Review,2008,98(1):394-425.

[14]Hsieh C T,Klenow P J.Misallocation and manufacturing TFP in China and India[J].Quarterly Journal of Economics,2009,124(4):1403-1448.

[15]Levinsohn J,Petrin A.Estimating production functions using inputs to control for unobservables[J].The Review of Economic Studies,2003,70(2):317-341.

[16]Melitz M J.The impact of trade on intra-industry reallocations and aggregate industry productivity[J].Econometrica,2003,71(6):1695-1725.

[17]Melitz M J,Ottaviano G I P.Market size,trade,and productivity[J].Review of Economic Studies,2008,75(1):295-316.

[18]Restuccia D,Rogerson R.Misallocation and productivity[J].Review of Economic Dynamics,2013,16(1):1-10.

[19]Sutton J.Sunk costs and market structure：Price competition,advertising,and the evolution of concentration[M].Cambridge,MA:The MIT Press,1991.

[20]Syverson C.Product substitutability and productivity dispersion[J].The Review of Economics and Statistics,2004,86(2):534-550.

[21]Syverson C.What determines productivity?[J].Journal of Economic Literature,2011,49(2):326-365.

(責任編輯景行)

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

國家社會科學基金項目(15BRK025)；國家自然科學基金項目(71603231)

李魯(1984-)，男，山東曲阜人，上海財經大學國際工商管理學院博士研究生；

王磊(1982-)，男，天津人，浙江財經大學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，上海財經大學經濟學院博士研究生。