中國(guó)地區(qū)間要素錯(cuò)配對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響
——基于鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)模型的實(shí)證檢驗(yàn)

董嘉昌 馮 濤 李佳霖

(西安交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，陜西 西安 710061)

一、引言

近年來要素錯(cuò)配問題受到國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注，要素錯(cuò)配所導(dǎo)致的生產(chǎn)率損失被認(rèn)為是影響一國(guó)或地區(qū)資源配置效率乃至經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要因素(Brandt et al.，2013；Hsieh et al.，2009)。中國(guó)自改革開放起逐步實(shí)施了全面經(jīng)濟(jì)體制改革，到目前為止已基本實(shí)現(xiàn)了產(chǎn)品價(jià)格的市場(chǎng)化，但要素市場(chǎng)的改革進(jìn)程卻相對(duì)緩慢，政府對(duì)要素市場(chǎng)的干預(yù)現(xiàn)象仍然普遍存在。進(jìn)入新常態(tài)以來，依賴高投入、高消耗的傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式面臨著嚴(yán)峻挑戰(zhàn)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)能否實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展成為學(xué)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(cuò)配與經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，對(duì)當(dāng)前推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

改革開放后中國(guó)漸進(jìn)式改革道路的選擇決定了經(jīng)濟(jì)發(fā)展主要采取“政府主導(dǎo)+市場(chǎng)基礎(chǔ)”型發(fā)展模式，政府在資源配置領(lǐng)域始終發(fā)揮著強(qiáng)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(chǎng)規(guī)律實(shí)現(xiàn)有效配置，政策干預(yù)以及制度性因素容易誘發(fā)地區(qū)間要素資源的錯(cuò)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(zhǎng)競(jìng)賽(周黎安，2007)，模仿性發(fā)展造成大量的重復(fù)建設(shè)和資源浪費(fèi)。同時(shí)，地方保護(hù)主義導(dǎo)致要素市場(chǎng)分割，阻礙了地區(qū)之間的要素自由流動(dòng)(劉瑞明，2012)。另一方面，長(zhǎng)期存在的戶籍制度和土地管理制度制約了勞動(dòng)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(yù)和制度改革滯后所引發(fā)的要素錯(cuò)配是否阻礙了中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展？要素錯(cuò)配影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的內(nèi)在機(jī)理是什么？要素錯(cuò)配對(duì)經(jīng)濟(jì)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(shí)證層面予以分析。

本文采用1997—2017年中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究地區(qū)間要素錯(cuò)配對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響及其作用機(jī)理。本文的貢獻(xiàn)在于：第一，從要素錯(cuò)配的角度分析了中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提升面臨的障礙，為理解要素市場(chǎng)改革對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段轉(zhuǎn)換的重要性以及如何推動(dòng)經(jīng)濟(jì)實(shí)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(jìng)爭(zhēng)性均衡模型，構(gòu)建了能夠綜合反映資本和勞動(dòng)扭曲程度的要素錯(cuò)配指數(shù)，并準(zhǔn)確刻畫出中國(guó)轉(zhuǎn)型時(shí)期要素市場(chǎng)扭曲引致的地區(qū)間要素錯(cuò)配程度；第三，采用鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)模型考察要素錯(cuò)配影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的中介渠道，揭示了要素錯(cuò)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(jí)兩條獨(dú)立中介渠道降低經(jīng)濟(jì)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(jí)”的鏈?zhǔn)街薪榍澜档徒?jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，豐富了要素錯(cuò)配問題的現(xiàn)有研究。

二、文獻(xiàn)綜述和理論假說

林毅夫(2012)、張曉晶等(2018)認(rèn)為后發(fā)國(guó)家出于經(jīng)濟(jì)趕超目的會(huì)采取干預(yù)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展戰(zhàn)略。在中國(guó)經(jīng)濟(jì)早期發(fā)展階段，由于市場(chǎng)機(jī)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(shí)際效果往往不盡如人意。政府官員作為干預(yù)性政策的制定者和實(shí)施者，兼具政治人和經(jīng)濟(jì)人的雙重屬性，其行為和決策難免受到個(gè)人利益最大化動(dòng)機(jī)的影響，從而可能造成一系列的扭曲后果(周黎安，2007)。同時(shí)，政府為了實(shí)現(xiàn)特定的經(jīng)濟(jì)發(fā)展目標(biāo)，通常會(huì)對(duì)要素價(jià)格進(jìn)行干預(yù)，致使要素價(jià)格難以真實(shí)反映要素的稀缺程度。而企業(yè)基于扭曲后的要素價(jià)格所做出的“理性決策”，將導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展內(nèi)在矛盾不斷積累，不利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提升。楊振兵等(2018)研究發(fā)現(xiàn)資本價(jià)格扭曲會(huì)對(duì)投資產(chǎn)生錯(cuò)誤激勵(lì)，加劇投資對(duì)產(chǎn)能過剩的惡化作用，并制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的改善。鞠蕾等(2016)指出政府對(duì)要素市場(chǎng)的干預(yù)會(huì)扭曲企業(yè)的投資決策，誘發(fā)企業(yè)盲目進(jìn)入產(chǎn)能過剩行業(yè)，從而造成大量的重復(fù)性投資和要素資源浪費(fèi)。徐浩等(2016)認(rèn)為要素價(jià)格扭曲所形成的套利空間導(dǎo)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(xiàng)目，使得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)表現(xiàn)為依賴要素資源推動(dòng)的外延式擴(kuò)張。

近年來不少文獻(xiàn)論證了要素錯(cuò)配所導(dǎo)致的效率損失問題。Hsieh et al.(2009)開創(chuàng)性地建立了要素錯(cuò)配的分析框架并測(cè)算了中國(guó)各行業(yè)之間的要素錯(cuò)配狀況，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，如果能消除要素錯(cuò)配，制造業(yè)的TFP水平將提升30%～50%。隨后大量學(xué)者基于這一框架研究了中國(guó)地區(qū)和行業(yè)之間要素錯(cuò)配對(duì)生產(chǎn)率的影響。Brandt et al.(2013)測(cè)算了1985—2007年中國(guó)地區(qū)和部門間要素錯(cuò)配造成的TFP損失，并指出要素錯(cuò)配主要表現(xiàn)為國(guó)有部門和非國(guó)有部門之間的資本配置扭曲。蓋慶恩等(2015)將勞動(dòng)力市場(chǎng)扭曲引入兩部門模型，衡量了戶籍制度約束所導(dǎo)致的勞動(dòng)力市場(chǎng)分割對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，結(jié)果表明，消除勞動(dòng)力市場(chǎng)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(dǎo)+市場(chǎng)發(fā)揮基礎(chǔ)性作用”轉(zhuǎn)向“服務(wù)型政府+市場(chǎng)發(fā)揮決定性作用”，以滿足經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)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(cuò)配顯然不利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的持續(xù)提升。因此，本文提出：

假說1：要素錯(cuò)配降低了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量。

創(chuàng)新能力是一國(guó)或地區(qū)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿?。金?2018)指出科技發(fā)明和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新是實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵，只有創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的經(jīng)濟(jì)才能實(shí)現(xiàn)持續(xù)的高質(zhì)量增長(zhǎng)。王慧艷等(2019)指出科技創(chuàng)新能夠?yàn)楦哔|(zhì)量發(fā)展提供有力的支撐，長(zhǎng)期以來自主創(chuàng)新能力不足嚴(yán)重制約了中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提升。華堅(jiān)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(jì)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(dòng)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。改革開放后中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)主要依賴于技術(shù)引進(jìn)和要素投入，自主創(chuàng)新能力長(zhǎng)期薄弱，其原因很大程度上在于政府對(duì)要素市場(chǎng)的干預(yù)。當(dāng)政府干預(yù)要素價(jià)格時(shí)，要素成本與邊際收益的偏離會(huì)形成無(wú)風(fēng)險(xiǎn)的套利空間，這種情況下企業(yè)的理性選擇必然是通過爭(zhēng)奪要素資源來謀求自身發(fā)展，而非進(jìn)行高投入、高風(fēng)險(xiǎn)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)。張杰等(2011)利用2001—2007年中國(guó)工業(yè)企業(yè)樣本檢驗(yàn)了要素市場(chǎng)扭曲對(duì)研發(fā)投入的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，要素市場(chǎng)扭曲所形成的尋租機(jī)會(huì)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(guó)分省的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)要素市場(chǎng)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(guó)省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，要素市場(chǎng)扭曲是制約中國(guó)創(chuàng)新生產(chǎn)活動(dòng)及其效率提升的重要因素。當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)亟待由投資驅(qū)動(dòng)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)變(申萌 等，2019)，而要素錯(cuò)配對(duì)創(chuàng)新能力的制約則會(huì)降低經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。因此，本文提出：

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

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展水平的不斷提升，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量改善的另一關(guān)鍵因素(劉偉，2016)。要素錯(cuò)配可能會(huì)延緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)從而降低經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，但現(xiàn)有文獻(xiàn)并未充分重視這一影響渠道。通常，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化和高級(jí)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(shí)要素資源不斷流向新的產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域。當(dāng)要素市場(chǎng)被扭曲時(shí)，要素資源難以在產(chǎn)業(yè)間實(shí)現(xiàn)自由流動(dòng)和有效配置，從而會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)過程受阻。Midrigan et al.(2014)構(gòu)建了一個(gè)包含企業(yè)進(jìn)入和退出行為的動(dòng)態(tài)模型，通過數(shù)值模擬發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)中存在的金融摩擦?xí)で髽I(yè)進(jìn)入和技術(shù)選擇決策。蓋慶恩等(2015)研究發(fā)現(xiàn)要素市場(chǎng)扭曲不僅會(huì)影響在位企業(yè)的資源配置效率，還會(huì)通過壟斷勢(shì)力改變企業(yè)的進(jìn)入和退出行為。近年來中國(guó)傳統(tǒng)行業(yè)出現(xiàn)的產(chǎn)能過?，F(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(shí)，許多新興產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域卻由于要素配置不足和進(jìn)入壁壘問題而出現(xiàn)要素供給不足的局面(周開國(guó) 等，2018)。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)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(jì)發(fā)展階段保持一致(金碚，2018)。這種一致性在服務(wù)業(yè)日趨占據(jù)主導(dǎo)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(jì)難以真正實(shí)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(cuò)配通過延緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)降低了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)研究變量和數(shù)據(jù)說明

1.要素錯(cuò)配指數(shù)

本文借鑒陳永偉等(2011)的研究思路，構(gòu)建一個(gè)帶有扭曲的競(jìng)爭(zhēng)性均衡模型來推導(dǎo)中國(guó)地區(qū)之間的要素錯(cuò)配指數(shù)。

(1)基本設(shè)定。假設(shè)經(jīng)濟(jì)體由N個(gè)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(gè)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(shè)定如下：

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

假設(shè)要素價(jià)格存在扭曲，資本和勞動(dòng)的“扭曲稅”大小分別為τKi、τLi，則企業(yè)面臨的實(shí)際要素價(jià)格分別為Ri(1+τKi)和Wi(1+τLi)，其中Ri和Wi表示競(jìng)爭(zhēng)性的要素價(jià)格。此外，假設(shè)產(chǎn)品市場(chǎng)完全競(jìng)爭(zhēng)，產(chǎn)品價(jià)格為Pi。代表性企業(yè)在要素價(jià)格扭曲環(huán)境下的目標(biāo)函數(shù)為：

max{PiYi-Ri(1+τKi)Ki-Wi(1+τLi)Li}

目標(biāo)函數(shù)分別對(duì)K、L求導(dǎo)，得到一階條件：

可以看出，要素價(jià)格的“扭曲稅”改變了代表性企業(yè)的最優(yōu)生產(chǎn)決策，進(jìn)而會(huì)對(duì)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(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)。

(2)競(jìng)爭(zhēng)性均衡。為了定義競(jìng)爭(zhēng)性均衡，首先，假設(shè)每一期經(jīng)濟(jì)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(shè)社會(huì)加總生產(chǎn)函數(shù)滿足規(guī)模報(bào)酬不變性質(zhì)，即經(jīng)濟(jì)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(cuò)配公式推導(dǎo)。根據(jù)代表性企業(yè)目標(biāo)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(shí)的資本和勞動(dòng)配置數(shù)量：

將θKi、θLi代入均衡時(shí)的Ki、Li表達(dá)式，利用經(jīng)濟(jì)體和各地區(qū)的要素?cái)?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(jì)算出資本和勞動(dòng)價(jià)格的相對(duì)扭曲大?。?/p>

考慮到單一的資本或勞動(dòng)價(jià)格扭曲指標(biāo)忽視了要素之間的不完全替代性，無(wú)法反映某種要素相對(duì)于其他要素是否存在錯(cuò)配(許捷 等，2017)。因此，本文進(jìn)一步構(gòu)建地區(qū)的要素相對(duì)錯(cuò)配指數(shù)(Mis,簡(jiǎn)稱為要素錯(cuò)配指數(shù))來衡量資本相對(duì)于勞動(dòng)的價(jià)格扭曲程度。

該指數(shù)越大表明資本或勞動(dòng)的相對(duì)錯(cuò)配越嚴(yán)重，該指標(biāo)為零時(shí)表明不存在要素相對(duì)錯(cuò)配。

(4)要素錯(cuò)配指數(shù)的測(cè)算。要素錯(cuò)配指數(shù)的測(cè)算涉及地區(qū)實(shí)際產(chǎn)出、資本存量、有效勞動(dòng)投入和要素收入份額等變量。其中，實(shí)際產(chǎn)出以1997年不變價(jià)GDP來表示。資本存量采用永續(xù)盤存法進(jìn)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(shè)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(shè)定的主觀偏誤(徐現(xiàn)祥 等，2007)。有效勞動(dòng)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(jì)算得到。此外，考慮到樣本期間中國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的巨大變遷會(huì)導(dǎo)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(jì)得到的固定要素收入份額并不符合經(jīng)驗(yàn)事實(shí)，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(duì)要素收入份額進(jìn)行計(jì)算。

2.經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量指標(biāo)

3.創(chuàng)新能力指標(biāo)

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(shí)現(xiàn)的創(chuàng)新產(chǎn)出，本文創(chuàng)新活動(dòng)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(gè)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(shí)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(fèi)占實(shí)際GDP的比重來表示。此外，本文在穩(wěn)健性檢驗(yàn)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(jí)指標(biāo)

5.控制變量說明

選取對(duì)外開放程度、資本形成率、交通基礎(chǔ)設(shè)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(jì)發(fā)展水平差距對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響。其中，對(duì)外開放程度采用進(jìn)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(chǔ)設(shè)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(jì)性描述

研究樣本選取1997—2017年中國(guó)大陸除西藏以外30個(gè)省級(jí)行政地區(qū)的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。其中，GDP、全社會(huì)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(yíng)業(yè)盈余、勞動(dòng)者報(bào)酬、進(jìn)出口貨物總額以及交通設(shè)施里程數(shù)等數(shù)據(jù)來自各省份歷年的統(tǒng)計(jì)年鑒，固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)來自歷年《中國(guó)固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計(jì)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(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，研發(fā)支出經(jīng)費(fèi)數(shù)據(jù)來自歷年《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，城鎮(zhèn)年末就業(yè)總?cè)藬?shù)來自歷年《中國(guó)人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

表1報(bào)告了變量的統(tǒng)計(jì)性描述結(jié)果。經(jīng)濟(jì)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(yuǎn)，說明不同省份之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的差異巨大。要素錯(cuò)配指數(shù)的均值為1.158，說明要素錯(cuò)配程度比較嚴(yán)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(shí)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(xiàng)，創(chuàng)新能力整體較弱。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)情況看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)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(dòng)相對(duì)較大。

(二)計(jì)量模型設(shè)定

1.總體效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定

構(gòu)建雙向固定效應(yīng)面板模型來檢驗(yàn)要素錯(cuò)配對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的總體效應(yīng)，設(shè)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(gè)體固定效應(yīng)，λ表示時(shí)間固定效應(yīng)，ε表示隨機(jī)干擾項(xiàng)，Qua表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，Mis表示要素錯(cuò)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(cuò)配的估計(jì)系數(shù)α2應(yīng)顯著為負(fù)，即要素錯(cuò)配降低了經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。

2.鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)模型設(shè)定

根據(jù)假說2和假說3，要素錯(cuò)配會(huì)通過抑制創(chuàng)新能力和延緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)來降低經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量?？紤]到創(chuàng)新能力和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)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(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的順序性特征。因此，本文采用鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)模型來考察要素錯(cuò)配影響經(jīng)濟(jì)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?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)模型的路徑

遵循柳士順等(2009)的設(shè)計(jì)思路，設(shè)定鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)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(cuò)配程度，Innv表示創(chuàng)新能力，IU表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，Qua表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，X表示控制變量，其他設(shè)定與方程(1)相同。方程(2)—(4)構(gòu)成了一個(gè)多方程系統(tǒng)，方程(2)檢驗(yàn)要素錯(cuò)配對(duì)創(chuàng)新能力的影響，方程(3)在控制要素錯(cuò)配的情況下檢驗(yàn)創(chuàng)新能力對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響，方程(4)在控制要素錯(cuò)配和創(chuàng)新能力的情況下檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響。在鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)模型中，中介效應(yīng)包括獨(dú)立中介效應(yīng)和鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)兩類。其中：獨(dú)立中介效應(yīng)表現(xiàn)為“要素錯(cuò)配→抑制創(chuàng)新能力→降低經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量”和“要素錯(cuò)配→延緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)→降低經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量”，分別記為獨(dú)立中介效應(yīng)1和獨(dú)立中介效應(yīng)2，其大小分別為β2η3和γ2η4；鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)表現(xiàn)為“要素錯(cuò)配→抑制創(chuàng)新能力→延緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)→降低經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量”，其大小為β2γ3η4。通過將各類中介效應(yīng)值加總，還可以得到總體中介效應(yīng)值。

3.中介效應(yīng)的檢驗(yàn)方法

傳統(tǒng)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)主要采用Baron et al.(1986)提出的逐步法，即先分別估計(jì)模型中的每個(gè)方程，然后根據(jù)回歸系數(shù)的顯著性來判斷中介效應(yīng)是否存在。這種檢驗(yàn)方法近年來受到不少學(xué)者的質(zhì)疑(溫忠麟 等，2014)，原因在于，當(dāng)中介效應(yīng)涉及多個(gè)變量時(shí)，逐步檢驗(yàn)回歸系數(shù)會(huì)導(dǎo)致第一類統(tǒng)計(jì)推斷錯(cuò)誤出現(xiàn)的概率增大，同時(shí)單方程估計(jì)容易忽略不同方程之間存在的相互聯(lián)系，從而造成估計(jì)效率損失。為了保證研究結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文首先采用雙向固定效應(yīng)面板模型對(duì)方程(2)—(4)進(jìn)行估計(jì)，根據(jù)估計(jì)結(jié)果對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行初步分析；然后，進(jìn)一步對(duì)方程(2)—(4)展開系統(tǒng)估計(jì)，并利用Bootstrap法對(duì)中介效應(yīng)所對(duì)應(yīng)的系數(shù)乘積進(jìn)行檢驗(yàn)。

四、實(shí)證結(jié)果和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)要素錯(cuò)配對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的總體效應(yīng)檢驗(yàn)

表2報(bào)告了模型(1)的估計(jì)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(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行呈現(xiàn)。列(1)只控制了個(gè)體和時(shí)間固定效應(yīng)，要素錯(cuò)配的估計(jì)系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)，說明要素錯(cuò)配顯著降低了經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。列(2)—(5)是逐步添加對(duì)外開放程度、資本形成率、交通基礎(chǔ)設(shè)施和城鎮(zhèn)化率后的回歸結(jié)果，可以看到，要素錯(cuò)配的估計(jì)系數(shù)均在1%水平下顯著為負(fù)，說明要素錯(cuò)配對(duì)經(jīng)濟(jì)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(cuò)配對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的總體效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

根據(jù)控制變量最完整的回歸結(jié)果(列(5))，要素錯(cuò)配每增加1個(gè)單位，經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量會(huì)下降0.039個(gè)單位，即要素錯(cuò)配對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的總體效應(yīng)值為-0.039。要素錯(cuò)配之所以會(huì)降低經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，原因在于要素錯(cuò)配會(huì)造成經(jīng)濟(jì)中的要素資源難以流向效率更高的生產(chǎn)領(lǐng)域，資源配置效率無(wú)法達(dá)到最優(yōu)。改革開放后，中國(guó)在實(shí)施市場(chǎng)化改革過程中保持了政府對(duì)要素市場(chǎng)的管控。盡管這種發(fā)展模式推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)，但同時(shí)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(jī)會(huì)以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展偏重規(guī)模擴(kuò)張等。進(jìn)入新常態(tài)以來，依靠要素投入增加所維持的經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)難以為繼，只有不斷深化要素市場(chǎng)改革，消除政策干預(yù)和制度障礙所造成的要素錯(cuò)配，經(jīng)濟(jì)才可能實(shí)現(xiàn)由高速增長(zhǎng)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(duì)外開放程度的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明擴(kuò)大對(duì)外開放能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提升；資本形成率的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說明投資率增加會(huì)降低經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量；交通基礎(chǔ)設(shè)施和城鎮(zhèn)化率的估計(jì)系數(shù)為負(fù)但不顯著，說明其對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量不存在明顯影響。

(二)要素錯(cuò)配影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)檢驗(yàn)

表3報(bào)告了方程(2)—(4)的雙向固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。列(1)以創(chuàng)新能力作為被解釋變量，要素錯(cuò)配的估計(jì)系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)，說明要素錯(cuò)配抑制了地區(qū)的創(chuàng)新能力。轉(zhuǎn)型時(shí)期由于要素市場(chǎng)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(yù)的影響，這種資源配置方式容易導(dǎo)致要素被過度配置在傳統(tǒng)生產(chǎn)領(lǐng)域，而非高風(fēng)險(xiǎn)、高不確定性的創(chuàng)新生產(chǎn)活動(dòng)中，從而會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)的創(chuàng)新發(fā)展。列(2)以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)作為被解釋變量，要素錯(cuò)配和創(chuàng)新能力的估計(jì)系數(shù)分別在1%水平下顯著為負(fù)、在5%水平下顯著為正，說明要素錯(cuò)配會(huì)延緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，但創(chuàng)新能力能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。事實(shí)上，要素錯(cuò)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(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)長(zhǎng)期存在工業(yè)大而不強(qiáng)、服務(wù)業(yè)逐漸占據(jù)主導(dǎo)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(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，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(jì)發(fā)展質(zhì)量作為被解釋變量，結(jié)果表明要素錯(cuò)配的估計(jì)系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)，創(chuàng)新能力和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的估計(jì)系數(shù)在1%水平下顯著為正。列(1)—(3)實(shí)證結(jié)果表明要素錯(cuò)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(jí)兩條中介渠道降低經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，下文進(jìn)一步通過Bootstrap法檢驗(yàn)確定中介渠道是否顯著存在。

表3 鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)模型的估計(jì)結(jié)果

表4報(bào)告了鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)的Bootstrap法檢驗(yàn)結(jié)果?？梢钥吹剑兄薪樾?yīng)值對(duì)應(yīng)的置信區(qū)間均不包括0，說明獨(dú)立中介效應(yīng)1、獨(dú)立中介效應(yīng)2和鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)均顯著存在，且總體中介效應(yīng)也同樣顯著。這一結(jié)果表明，要素錯(cuò)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(jí)兩條獨(dú)立中介渠道降低經(jīng)濟(jì)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(jí)”的鏈?zhǔn)街薪榍澜档徒?jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，即創(chuàng)新能力渠道同時(shí)發(fā)揮了獨(dú)立中介效應(yīng)和鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)渠道發(fā)揮了獨(dú)立中介效應(yīng)，假說2和假說3得到支持。此外，從中介效應(yīng)的大小看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)渠道的獨(dú)立中介效應(yīng)最為突出，其次是創(chuàng)新能力渠道的獨(dú)立中介效應(yīng)，最后是創(chuàng)新能力渠道的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)。

表4 Bootstrap法中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

(四)分區(qū)域檢驗(yàn)要素錯(cuò)配對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響

為了進(jìn)一步考察要素錯(cuò)配對(duì)經(jīng)濟(jì)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(jì)發(fā)展階段的不同將樣本劃分為東部、中部和西部三個(gè)子樣本，分別進(jìn)行檢驗(yàn)。表5報(bào)告了要素錯(cuò)配對(duì)不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量總體效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。列(1)中，要素錯(cuò)配的估計(jì)系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)，說明要素錯(cuò)配降低了東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量；列(2)、(3)中，要素錯(cuò)配的估計(jì)系數(shù)并不顯著，說明要素錯(cuò)配沒有顯著影響中部和西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。本文認(rèn)為，要素錯(cuò)配對(duì)經(jīng)濟(jì)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(chǎng)化水平存在差異。東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)，部分省份已經(jīng)進(jìn)入創(chuàng)新和效率驅(qū)動(dòng)增長(zhǎng)的發(fā)展階段，因而要素錯(cuò)配對(duì)經(jīng)濟(jì)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(duì)落后且市場(chǎng)化水平較低，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍然離不開政府引導(dǎo)和投資拉動(dòng)，傳統(tǒng)的資源配置方式盡管可能導(dǎo)致要素錯(cuò)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(cuò)配并未對(duì)經(jīng)濟(jì)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(cuò)配對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的總體效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

表6報(bào)告了東部地區(qū)樣本的雙向固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。可以看到，主要變量的系數(shù)符號(hào)及顯著性與表3的結(jié)果基本一致，初步說明要素錯(cuò)配對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量存在間接影響。表7進(jìn)一步報(bào)告了東部地區(qū)樣本的Bootstrap法中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，所有中介效應(yīng)值對(duì)應(yīng)的置信區(qū)間均不包括0，說明獨(dú)立中介效應(yīng)1、獨(dú)立中介效應(yīng)2和鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)均顯著存在。即對(duì)于東部地區(qū)而言，要素錯(cuò)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(jí)兩條獨(dú)立中介渠道降低經(jīng)濟(jì)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(jí)”的鏈?zhǔn)街薪榍澜档徒?jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。從中介效應(yīng)的大小看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)渠道的獨(dú)立中介效應(yīng)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?zhǔn)街薪樾?yīng)明顯強(qiáng)于其獨(dú)立中介效應(yīng)。這也充分說明，當(dāng)前東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依賴于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的持續(xù)轉(zhuǎn)型升級(jí)，要素錯(cuò)配不僅會(huì)導(dǎo)致部分企業(yè)長(zhǎng)期停滯在傳統(tǒng)生產(chǎn)部門，無(wú)法向高端產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域邁進(jìn)，同時(shí)對(duì)創(chuàng)新能力的抑制也會(huì)在很大程度上阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，從而降低經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。

表6 東部地區(qū)樣本的鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)模型估計(jì)結(jié)果

表7 東部地區(qū)樣本的Bootstrap法中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證實(shí)證結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)行了兩方面的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。一是替換中介變量后重新檢驗(yàn)中介效應(yīng)。創(chuàng)新能力采用地區(qū)發(fā)明專利授權(quán)量占實(shí)際GDP的比重來衡量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化來衡量。表8報(bào)告了替換中介變量后方程(2)—(4)的雙向固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果，可以看到主要變量的系數(shù)符號(hào)與表3保持一致，且均在1%或10%水平下顯著。表9報(bào)告了替換中介變量后的Bootstrap法中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，兩類獨(dú)立中介效應(yīng)和鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)均顯著存在，且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)渠道的獨(dú)立中介效應(yīng)仍然最為突出。二是設(shè)定不同的抽樣次數(shù)來重新檢驗(yàn)中介效應(yīng)的顯著性。Bootstrap法在檢驗(yàn)中介效應(yīng)時(shí)是通過隨機(jī)抽取樣本的方式進(jìn)行的，不同的抽樣次數(shù)可能會(huì)對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果產(chǎn)生影響。表10報(bào)告了抽樣次數(shù)分別為1500、2000和2500次時(shí)的檢驗(yàn)結(jié)果，可以看到所有的中介效應(yīng)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?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)模型估計(jì)結(jié)果

表9 替換中介變量后的Bootstrap法中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表10 不同抽樣次數(shù)下的Bootstrap法中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

五、結(jié)論和政策建議

要素錯(cuò)配是影響一國(guó)或地區(qū)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期發(fā)展的重要因素。一方面，要素錯(cuò)配會(huì)阻礙資源從低效率生產(chǎn)領(lǐng)域向高效率生產(chǎn)領(lǐng)域的流動(dòng)，損害資源配置效率；另一方面，發(fā)展中國(guó)家政府對(duì)要素市場(chǎng)的干預(yù)以及存在的制度性障礙，容易扭曲企業(yè)的創(chuàng)新激勵(lì)，誘發(fā)企業(yè)追逐短期套利機(jī)會(huì)，從而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的創(chuàng)新動(dòng)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(guó)省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)要素錯(cuò)配對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：要素錯(cuò)配會(huì)顯著降低經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量；要素錯(cuò)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(jí)兩條獨(dú)立中介渠道降低經(jīng)濟(jì)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(jí)”的鏈?zhǔn)街薪榍澜档徒?jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，其中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)渠道的獨(dú)立中介效應(yīng)最為突出。進(jìn)一步，基于分區(qū)域樣本的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，要素錯(cuò)配對(duì)東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的降低作用顯著，但對(duì)中西部地區(qū)并不明顯。

本文的研究結(jié)論為當(dāng)前提升中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提供了政策啟示。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)開始轉(zhuǎn)向依靠質(zhì)量和效率驅(qū)動(dòng)的新模式下，經(jīng)濟(jì)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(dāng)前需要把推進(jìn)要素市場(chǎng)改革作為深化經(jīng)濟(jì)體制改革的重點(diǎn)任務(wù)。一方面，要調(diào)整長(zhǎng)期以來的宏觀經(jīng)濟(jì)管理思路，將經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量和效率納入政策調(diào)控目標(biāo)體系，同時(shí)要扭轉(zhuǎn)以GDP為核心的政績(jī)考核觀，逐步建立新的考核標(biāo)準(zhǔn)；另一方面，要著力破除要素配置領(lǐng)域長(zhǎng)期存在的體制機(jī)制障礙，進(jìn)一步消除戶籍制度對(duì)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的制約，完善人才落戶的配套保障體系，同時(shí)加快構(gòu)建多層次的金融服務(wù)體系，探索和建立不同市場(chǎng)主體平等使用要素資源的制度規(guī)則。此外，深化要素市場(chǎng)改革還需要不斷完善要素價(jià)格的形成機(jī)制，使要素價(jià)格能夠切實(shí)反映要素資源的稀缺程度，同時(shí)政府應(yīng)盡量減少對(duì)要素配置活動(dòng)的直接干預(yù)，讓市場(chǎng)能夠真正在資源配置中發(fā)揮決定性作用。