要素配置扭曲與企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)

1、要素配置扭曲與企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)改革開(kāi)放以來(lái)， 中國(guó)經(jīng)濟(jì)逐漸向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型， 實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì) 的持續(xù)高速增長(zhǎng)和生產(chǎn)率的逐步提高。 但是漸進(jìn)式的改革方式也 造成地區(qū)和行業(yè)間的要素配置扭曲， 減緩了改革過(guò)程中生產(chǎn)效率 提高的速度（ Brandt et al ， 2010），同時(shí)也出現(xiàn)行業(yè)間的生產(chǎn) 率差異持續(xù)存在并擴(kuò)大的趨勢(shì)（簡(jiǎn)澤， 2011）。根據(jù)工業(yè)化發(fā)展 的一般規(guī)律， 在要素自由流動(dòng)和配置的作用下， 部門間生產(chǎn)率的 差距應(yīng)是不斷縮小的， 但我國(guó)工業(yè)部門間生產(chǎn)率差距卻在不斷擴(kuò) 大（林碧揚(yáng) 等， 2012）。為什么我國(guó)工業(yè)部門間生產(chǎn)率差異沒(méi) 有表現(xiàn)出縮小的趨勢(shì)？如果存在要素配置扭曲， 那么這些扭曲的

2、 程度有多大，扭曲程度的變化趨勢(shì)如何，對(duì)TFP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)如何？因此， 本文以中國(guó)工業(yè)企業(yè)為研究對(duì)象， 對(duì)這些問(wèn)題進(jìn)行研 究，有利于更好地認(rèn)識(shí)工業(yè)要素配置扭曲，促進(jìn)工業(yè)TFP增長(zhǎng)，具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。關(guān)于生產(chǎn)率的研究以往文獻(xiàn)多專注于企業(yè)異質(zhì)性、 企業(yè)特定 行為選擇上（ Lucas ， 1978；Bloom et al ， 2007）。在最近的研 究中， Heish 等（2009）從要素配置視角探討了要素配置扭曲對(duì) 生產(chǎn)率的影響程度， 研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 如果按照等邊際收益原則對(duì) 中國(guó)和印度制造業(yè)的勞動(dòng)與資本要素重新配置，中國(guó)制造業(yè) TFP 將提高30%- 50%印度則提高40%- 60%事

3、實(shí)上，資源再配置對(duì)生產(chǎn)率提高的促進(jìn)作用這一觀點(diǎn)至少可追溯至 Schumpeter （1942），其認(rèn)為新企業(yè)的進(jìn)入和舊企業(yè) 的退出是資源配置效應(yīng)最完美的反映。 Syrquin （1986）從資源 配置角度將生產(chǎn)率的變化分解為行業(yè)TFP的提升和資源配置效應(yīng)的改善， 但這一分解框架僅限于描述性的探討， 不能較好地解 釋資源配置不合理的深層原因。 Banerjee 等（ 2005）以及 Restuccia 等（2008）均認(rèn)為同一產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率差異的原因 在于要素市場(chǎng)或產(chǎn)品市場(chǎng)扭曲并阻礙了資源跨部門的再配置過(guò) 程，而且市場(chǎng)不完善的國(guó)家面臨著更加嚴(yán)重的資源配置扭曲。 Bartelsman 等（200

4、9）通過(guò)對(duì)企業(yè)TFP的分解，比較了隨機(jī)配 置與有效配置資源的效率差異， 發(fā)現(xiàn)發(fā)達(dá)國(guó)家與轉(zhuǎn)型國(guó)家的資源 配置扭曲存在顯著的差別。李靜，彭飛，毛德鳳：要素配置扭曲與企業(yè)全要素生產(chǎn)率增 長(zhǎng)作為全球第二大經(jīng)濟(jì)體， 中國(guó)的資源配置問(wèn)題越來(lái)越受到國(guó)內(nèi) 外學(xué)者的關(guān)注， 且研究方向逐步從宏觀轉(zhuǎn)向微觀的企業(yè)層面。 例 如，涂正革等（ 2005）利用 19952002 年中國(guó)大中型工業(yè)企業(yè) 數(shù)據(jù)，運(yùn)用SFA（隨機(jī)前沿）模型發(fā)現(xiàn)企業(yè)投入要素的配置效率 對(duì)TFP增長(zhǎng)幾乎沒(méi)有貢獻(xiàn)；Brandt等（2012）利用19982006 年中國(guó)制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)對(duì) TFP進(jìn)行分解，認(rèn)為如果資源能在民營(yíng) 企業(yè)和國(guó)有企業(yè)之間合理配置，

5、將進(jìn)一步提升中國(guó)制造業(yè)的總體 TFP水平；聶輝華等（2011）運(yùn)用半?yún)?shù)OP方法估計(jì)了中國(guó)制 造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率，并對(duì)其變動(dòng)進(jìn)行行業(yè)、地區(qū)及所有制的分解， 發(fā)現(xiàn)資源誤置是導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)率低下的重要因素；羅德明等（ 2012）則通過(guò)構(gòu)建隨機(jī)動(dòng)態(tài)一般均衡模型， 考察偏向國(guó)有企業(yè)政策的效率損失，得出要素市場(chǎng)政策扭曲會(huì)降低TFP的結(jié)論。本文在以下兩個(gè)方面比以往研究有所改進(jìn)： 第一， 研究的思 路不同。以往文獻(xiàn)主要是先測(cè)算出TFP水平或增長(zhǎng)速度，比較TFP行業(yè)、地區(qū)、所有制間的差異，再分解出其中的資源配置效 應(yīng)，如進(jìn)入和退出效應(yīng)，份額效應(yīng)和扭曲改變效應(yīng)，勞動(dòng)力、資 本和中間投入配置效應(yīng)等 （聶輝華 等， 20

6、11；陳永偉 等， 2011； 劉偉巍 等， 2012）。而本文是先構(gòu)建要素配置扭曲指數(shù)，通過(guò) 要素配置扭曲指數(shù)與 TFP的相互關(guān)系計(jì)算出行業(yè)、地區(qū)實(shí)際和潛 在的TFP差異，進(jìn)而估計(jì)TFP的增長(zhǎng)空間。第二，研究的行業(yè)范 圍和時(shí)間跨度不同。聶輝華等（ 2011）選擇的是 19992007 年 制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，采用半?yún)?shù) 0P方法計(jì)算TFP并分解出資源誤 置影響；簡(jiǎn)澤（ 2011）僅選擇制造業(yè)中四個(gè)行業(yè)考察市場(chǎng)扭曲對(duì) 生產(chǎn)率的影響；陳永偉等（ 2011）使用 20012007年 29個(gè)制造 業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)， 應(yīng)用傳統(tǒng)的增長(zhǎng)核算框架來(lái)研究要素價(jià)格扭曲導(dǎo)致 的資源錯(cuò)配對(duì)TFP及產(chǎn)出變動(dòng)影響的方法。本文則基

7、于 19982007 年中國(guó)所有工業(yè)行業(yè) 168 萬(wàn)余家企業(yè)數(shù)據(jù)，借鑒 Heish等（2009）的研究方法，分析要素配置扭曲及其對(duì)TFP的影響，并探討要素配置扭曲的來(lái)源。二、模型構(gòu)建 要素配置扭曲最直觀和主要的表現(xiàn)是因要素配置不合理導(dǎo) 致各個(gè)部門要素的邊際報(bào)酬不相等。 由此出發(fā)， 我們假設(shè)市場(chǎng)是完全競(jìng)爭(zhēng)的，在市場(chǎng)交易中不存在阻礙要素自由配置的因素時(shí)， 整個(gè)經(jīng)濟(jì)的要素配置凈盡， 配置完全有效率， 不會(huì)存在要素的過(guò) 度分配或配置不足現(xiàn)象。 若原有假設(shè)下自由和有效率的要素配置 由于受到市場(chǎng)勢(shì)力、 政府管制、 制度文化差異等因素的介入而被 打破，于是這些“破壞”因素的出現(xiàn)不僅阻礙了要素的自由流 動(dòng)，也

8、使得部門間要素的邊際報(bào)酬不再相等。 假設(shè)某種非市場(chǎng)因 素導(dǎo)致資本配置不足， 形成不可能實(shí)現(xiàn)的過(guò)度需求， 同時(shí)由于要 素流動(dòng)障礙的存在使得勞動(dòng)力不能及時(shí)地配置到其他部門而形 成失業(yè)，要素配置扭曲由此產(chǎn)生。曹玉書等（2012）也曾提出，要素流動(dòng)障礙和配置扭曲的存在， 不僅會(huì)影響經(jīng)濟(jì)的短期產(chǎn)出總 量及其產(chǎn)出比例， 也影響到經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期產(chǎn)出組合方式， 將使得整 個(gè)社會(huì)的要素配置效率發(fā)生變化。 這也為構(gòu)建要素配置扭曲模型 提供了理論基礎(chǔ)。 本文模型構(gòu)建的基本思路是，借鑒并 區(qū)別于 Heish 等（ 2009）研究制造業(yè)部門要素配置扭曲的方法， 結(jié)合我國(guó)工業(yè)企業(yè)對(duì)中間投入品過(guò)度依賴的事實(shí)， 在生產(chǎn)函數(shù)中 引

9、入中間投入變量 根據(jù)后文回歸估計(jì)，其產(chǎn)出系數(shù)較之資本和 勞動(dòng)要素要高出許多，這也為加入中間投入變量提供了事實(shí)依 據(jù)。另外，本文對(duì)比了不加入中間投入的估計(jì)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)忽略其 作用會(huì)低估要素配置扭曲程度以及 TFP的增長(zhǎng)空間。，估計(jì)生產(chǎn) 函數(shù)及其要素彈性；再進(jìn)一步通過(guò)構(gòu)建資本和勞動(dòng)配置扭曲指 數(shù)、個(gè)體和總體扭曲指數(shù)，勾勒出要素配置扭曲與企業(yè) TFP之間 的關(guān)系，進(jìn)而研究要素配置扭曲及其對(duì) TFP的影響。假設(shè)共有 S 家工業(yè)企業(yè)， 所有工業(yè)企業(yè)都使用三種要素： 資本K勞動(dòng)L、中間投入品M在壟斷競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)條件下，由于市 場(chǎng)信息不對(duì)稱、 市場(chǎng)勢(shì)力等原因易造成要素配置扭曲， 進(jìn)而導(dǎo)致 要素邊際價(jià)格不同。 假定

10、，資本和勞動(dòng)要素相對(duì)于產(chǎn)出的扭曲程 度分別是書Ki和書Li ,兩種要素的競(jìng)爭(zhēng)性價(jià)格分別是 PK是PL。 具體地， 資本配置扭曲會(huì)提高資本價(jià)格， 此時(shí)企業(yè)投入資本要素 面臨的實(shí)際價(jià)格是（1 +書Ki） PK勞動(dòng)配置扭曲會(huì)降低勞動(dòng)力價(jià) 格，則企業(yè)投入勞動(dòng)要素面臨的實(shí)際價(jià)格是（1-書Li ） PL。假設(shè)工業(yè)行業(yè)的代表性企業(yè) i 生產(chǎn)函數(shù)為：Yi=AiK a iL B iM 丫 i （1）其中， Yi 表示產(chǎn)出， Ai 表示第 i 個(gè)體企業(yè)的 TFP， Ki、 Li、 Mi 分別表示第 i 個(gè)企業(yè)的資本、勞動(dòng)力及中間投入品， a 、B、 Y分別表示資本、勞動(dòng)及中間投入要素的產(chǎn)出彈性；假設(shè)生產(chǎn) 函數(shù)規(guī)模

11、報(bào)酬不變，即 a + B + y =1。于是企業(yè)的利潤(rùn)函數(shù)可以描述為：Q =PiYi- （1 +書 Ki） PKKi-（1-書 Li ） PLLi-PMMi （2）其中， Pi 代表企業(yè) i 的產(chǎn)品價(jià)格，在實(shí)際應(yīng)用中，只能得 到企業(yè)總產(chǎn)值或銷售收入（價(jià)值量）的信息，無(wú)法分離產(chǎn)出的價(jià) 格；PM代表中間投入品價(jià)格，這里不考慮其影響，假定為1。企業(yè)對(duì)利潤(rùn)最大化的追求可通過(guò)一階條件來(lái)描述， 即資本和 勞動(dòng)要素的邊際生產(chǎn)率：Q 1Ki= a PiAiK a -1iL B iM 丫 i- (1 + 書 Ki) PK=O( 3)Q 1Li= B PiAiK a iL B -1iM 丫 i- (1 -書 Li

12、 ) PL=0 (4) 由式( 3) 、 (4)知，企業(yè)資本、勞動(dòng)要素的邊際生產(chǎn)率分 別與各自扭曲構(gòu)成函數(shù)關(guān)系，表明要素配置扭曲是企業(yè)間生產(chǎn)率 差異的潛在來(lái)源，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)的邊際產(chǎn)出不同。 進(jìn)一步得到兩 種要素配置扭曲公式：1 +書 Ki= a PYilPKKi (5)1-書 Li= B PYilPLLi (6)則資本勞動(dòng)比為：Ki1Li= a PL1B PKX1-書 Li11+ 書 Ki (7)由式( 7)知，若資本和勞動(dòng)要素的產(chǎn)出彈性及要素價(jià)格給 定，資本勞動(dòng)比越高，即資本對(duì)勞動(dòng)的替代越多，則勞動(dòng)扭曲(1-書Li )越高；反之，資本勞動(dòng)比越低，資本扭曲(1-書Ki)越高。如果經(jīng)濟(jì)資源能夠在

13、各部門間優(yōu)化配置， 進(jìn)而推動(dòng)資本和勞 動(dòng)要素按照等邊際收益原則自由流動(dòng)，那么企業(yè)的TFP將會(huì)得到 改善。為了考察要素流動(dòng)對(duì)企業(yè) TFP的影響，由式(5)、( 6) 及(7)分別得到企業(yè)勞動(dòng)力、資本總投入與要素配置扭曲的轉(zhuǎn) 化關(guān)系：Li= a 1PKa B 1PL1 - a 111 + 書 Ki a (1-書 Li ) 1 - a XPAiMY i111 -( a + B )( 8)K=S1i=1Ki=S1i=1Ki1LiLi1LL=a PL1 B PKLS1i=1 (1-書 Li ) Li1 (1+書 Ki) L (9)從式(8)可知，企業(yè)勞動(dòng)力投入與要素配置扭曲呈負(fù)相關(guān)， 即兩要素的加權(quán)扭曲

14、越大，企業(yè)勞動(dòng)力投入就會(huì)越??；式(9)描述了總資本和總勞動(dòng)投入之間的關(guān)系，其中S1i=1 (1-書Li )Li1 ( 1+書Ki) L可看作個(gè)體企業(yè)面臨的要素配置扭曲的加權(quán)平 均。為計(jì)算TFP,我們通過(guò)總產(chǎn)出等式關(guān)系來(lái)尋找思路，首先， 由式( 6)可得：PYi=11 B (1-書 Li ) PLLiY=S1i=1PYi=11B LS1i=1 (1-書 Li ) PLLi1L (10)根據(jù)式( 9)及 K=S1i=1Ki 和 L=S1i=1Li ，可得：S1i=1PYi=PAKa LB My=PAa PL1B PKLS1i=11 -書 Li11+ 書 Ki x Li1L a LB My=PAa

15、PL1 B PKa La +B My S1i=11 -書 Li11+ 書 Ki X Li1L a(11)顯而易見(jiàn)，式( 10)與式( 11)相等，可得：11 B LS1i=1 (1-書 Li ) PLLi1L=PAa PL1 B PKa La +B My S1i=11 -書 Li11+ 書 Ki X Li1L a(12)于是加總TFP為：A=11PIY S1i=1 (1-書 Li ) Li1L xS1i=11 -書 Li11+ 書 Ki x Li1L - a a 1PK-a PL1 B - a L1-(a + p)( 13)由式(8)知：L=S1i=1Li=S1i=1 a 1PKa B 1PL

16、1- a X11 (1 +書 Ki ) a (1-書 Li )1- a PAiMi y 111- ( a + B )(14)所以，( 13)式后半部分可表示為：a1PK-aPL1B1-aL1-(a+B)=a1PK-aPL1B1-aXS1i=1 a 1PKa B 1PL1- a 11 (1 +書 Ki ) a (1-書 Li ) 1- a X PAiMyi111- (a+B)1-(a+B)=PS1i = 111 (1 + 書 Ki )a( 1-書 Li ) 1 - a AiM y i11 y y因此，將( 15)式代入( 13)式，可得：A=11MY S1i = 1(1-書 Li ) Li1L

17、XS1i = 11-書 Li11 + 書 Ki X Li1L - a XS1i = 111(1 + 書 Ki) a (1-書 Li ) 1 - a AiM y i11 yy(16)根據(jù)( 16)式，可定義個(gè)體扭曲指數(shù) Di 和總體扭曲指數(shù) D：Di= (1 +書 Ki ) a (1-書 Li ) 1- a (17)D=S1i=1( 1-書 Li ) Li1LS1i=11 -書 Li11+ 書 Ki X Li1L - a (18)其中，總體扭曲指數(shù) D可表示為個(gè)體扭曲指數(shù) Di的加權(quán)平 均，S1i=1 (1-書Li ) Li1L可看作個(gè)體企業(yè)面臨的勞動(dòng)配置扭曲 的加權(quán)平均。于是可得到加總TFP的

18、表達(dá)式：A=11MyS1i=1AiMyiD1Di11y(19)其中Ai=11PX PYi1K a iL B iM y i，此時(shí)系數(shù)11P的值是未 知的，在實(shí)際估算時(shí)忽略這個(gè)系數(shù)， 由于我國(guó)在全國(guó)范圍內(nèi)實(shí)行 相同的利率水平，因此不會(huì)影響比較結(jié)果。(19)式表明了社會(huì)總體 TFP與個(gè)體企業(yè)TFP( Ai)呈正比， 與個(gè)體企業(yè)扭曲指數(shù)呈反比。 當(dāng)要素市場(chǎng)不存在任何扭曲時(shí)， 可 得到社會(huì)加總潛在 TFP( A0)：A0 = 11M 丫 S1i = 1(AiMY i ) 11 yy (20)( 20)式對(duì)應(yīng)著各企業(yè)要素邊際生產(chǎn)率相等時(shí)社會(huì)潛在加總TFPo因此，以(20)式為標(biāo)準(zhǔn)，如果(19)式與(20)

19、式在TFP 水平上存在明顯差異， 那么也就是說(shuō)要素配置扭曲的存在造成了 TFP損失。進(jìn)一步地，可估算不同類別下企業(yè)消除要素配置扭曲 的潛在收益，即當(dāng)TFP達(dá)到理想水平時(shí)實(shí)際產(chǎn)出的增加空間，其計(jì)算公式為：P0=1 -Y1Y efficie nt x 100%=1-A1A0X 100% ( 21)三、數(shù)據(jù)來(lái)源及描述性統(tǒng)計(jì) 本文以下分析主要基于 19982007年中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企 業(yè)微觀數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，即國(guó)家XX局對(duì)全部國(guó)有和規(guī)模 (年主營(yíng)業(yè)務(wù)收入 500萬(wàn)元) 以上的非國(guó)有工業(yè) 法人企業(yè)的工業(yè)統(tǒng)計(jì)報(bào)表數(shù)據(jù)庫(kù)。盡管中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)包含了相當(dāng)多的有用的信息，但是一些樣本存在錯(cuò)漏

20、和統(tǒng)計(jì)口徑誤 差，抽樣過(guò)程中也存在一些偏差。例如，有些企業(yè)的應(yīng)付工資總 額為0, 般來(lái)說(shuō)是不太可能的。因此只要出現(xiàn)下列條件之一，我們就剔除該樣本： 應(yīng)付工資總額為零或?yàn)樨?fù)， 應(yīng)付福利費(fèi)為負(fù)， 實(shí)收資本為零或?yàn)樨?fù)，從業(yè)人員數(shù)為零或少于10，總資產(chǎn)或主營(yíng)收入或營(yíng)業(yè)收入或工業(yè)總產(chǎn)值或工業(yè)增加值或流動(dòng)資產(chǎn)或固 定資產(chǎn)為零或?yàn)樨?fù)， 收入或成本為零或?yàn)樨?fù)， 其他不合企業(yè)會(huì)計(jì) 規(guī)則或明顯存在錯(cuò)誤的樣本。根據(jù)上文分析， 最終關(guān)鍵性變量指標(biāo)選擇如下： 產(chǎn)出使用數(shù) 據(jù)庫(kù)中“工業(yè)總產(chǎn)值”表示， 資本以“固定資產(chǎn)年均凈值余額” 表示，勞動(dòng)用“年平均從業(yè)人數(shù)”表示。勞動(dòng)力價(jià)格PL 由“本年應(yīng)付工資總額”加“本年應(yīng)付福利

21、總額”除以“年平均從業(yè) 人數(shù)”而得。 所有的價(jià)值變量都平減為 1998 年不變價(jià)格， 其中， 工業(yè)總產(chǎn)值、中間投入按照各地區(qū)“工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)”調(diào) 整，表征資本的固定資產(chǎn)凈值采用“固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)”調(diào) 整，工資、福利費(fèi)及其他價(jià)值指標(biāo)以各地 CPI 平減，各類價(jià)格指 數(shù)均來(lái)自新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編。資本價(jià)格 PK假定為 0.1 ，即 5%的折舊率與 5%的實(shí)際利率。 這樣簡(jiǎn)化處理可能不符合 企業(yè)的實(shí)際， 因?yàn)橛行┢髽I(yè)沒(méi)有貸款就不會(huì)支付利息， 利率為 0， 而有些企業(yè)支付利息率又會(huì)高于 10%。本文亦參考了涂正革等 （2005）以及劉偉巍等（ 2012）的做法，試圖將資本價(jià)格用利息 支出和

22、固定資產(chǎn)年折舊額占工業(yè)增加值的比例來(lái)表示， 但是有較 多的企業(yè)資本價(jià)格為 0，不利于資本配置扭曲指數(shù)的計(jì)算。因此，經(jīng)過(guò)權(quán)衡比較，采用 Heish 等（ 2009）、簡(jiǎn)澤（ 2011）及朱喜等 （2011）共同的做法，定義資本價(jià)格為0.1。表 1 給出了19982007 年樣本企業(yè)的描述性統(tǒng)計(jì)。四、要素配置扭曲實(shí)證分析1. 模型設(shè)定及參數(shù)估計(jì)為估算資本、勞動(dòng)的要素配置扭曲指數(shù)及相應(yīng)的TFP水平，需要利用樣本確定一些重要的參數(shù)， 其中首要的就是要素產(chǎn)出彈 性。已有文獻(xiàn)表明，不同經(jīng)濟(jì)體資本、勞動(dòng)等要素的產(chǎn)出彈性會(huì) 存在較大的不同， 因此需要分地區(qū)分別估計(jì)要素產(chǎn)出彈性。 生產(chǎn) 函數(shù)方程設(shè)定為：InYi

23、tj= 3 + a jinKitj+B jinLitj+丫 jinMitj+8 mindustrym+ 入 nyearn+ 卩 itj (22)其中，3表示技術(shù)水平的常數(shù)項(xiàng)；a j、B j和Yj分別表 示 j 地區(qū)的資本、勞動(dòng)和中間投入產(chǎn)出彈性； Yitj 表示企業(yè) i 在 t 年份的產(chǎn)出； Kitj 、 Litj 和 Mitj 分別表示企業(yè) i 在 t 年份 的資本、勞動(dòng)和中間投入量；8 m表示行業(yè)虛擬變量industrym系數(shù)，假定以紡織業(yè)為參照標(biāo)準(zhǔn)，8m表示其他行業(yè)和紡織業(yè)相比InY的差距；入n表示年份虛擬變量yearn系數(shù)，以1998年 為參照標(biāo)準(zhǔn)，入n表示其他年份和1998年相比In

24、Y的差距；j代 表省份，j=1 , 2,，31； t 代表年份，t=1998 , 1999,，2007; 卩itj是隨機(jī)干擾項(xiàng)。使用軟件 Stata 2.0 對(duì)模型( 22)進(jìn)行回歸，得到總體企業(yè) 的資本產(chǎn)出彈性為 0.042 ，勞動(dòng)產(chǎn)出彈性為 0.077 ，中間投入產(chǎn) 出彈性為0.881。這與聶輝華等(2011)使用半?yún)?shù)OP方法得到的要素產(chǎn)出彈性基本一致。 若考慮地區(qū)異質(zhì)性問(wèn)題， 可分別得 到各地區(qū)企業(yè)三種要素產(chǎn)出彈性（見(jiàn)表2）。可以看出，經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的中西部地區(qū)資本及勞動(dòng)產(chǎn)出彈性均高于發(fā)達(dá)的東部； 而從 中間投入產(chǎn)出彈性表現(xiàn)上看， 東部高于中西部地區(qū)。 這也表明分 地區(qū)估計(jì)要素產(chǎn)出彈性是必

25、要的。2. 結(jié)果分析將要素產(chǎn)出彈性系數(shù)代入公式 （5）、（ 6）、（17）和（18）， 可分別得到資本和勞動(dòng)配置的扭曲指數(shù)以及個(gè)體和總體扭曲指 數(shù)；再根據(jù)公式（ 19）、（ 20）和（ 21），可分別得到實(shí)際和潛 在TFP以及TFP增長(zhǎng)空間。（1 ）要素配置扭曲的動(dòng)態(tài)變化圖 1 顯示出資本、勞動(dòng)以及總體扭曲指數(shù)均大于0，表明資本和勞動(dòng)的配置均存在不同程度的扭曲； 而且資本扭曲指數(shù)遠(yuǎn)大 于勞動(dòng)扭曲指數(shù)和總體扭曲指數(shù)， 且呈現(xiàn)逐年上升的態(tài)勢(shì)。 資本 扭曲指數(shù)年均增長(zhǎng)約 5.70%，勞動(dòng)與總體扭曲指數(shù)則年均分別提 高 1.22%和 1.35%；樣本期末與期初相比，資本、勞動(dòng)和總體企 業(yè)扭曲指數(shù)分別提

26、高了 62.21%、9.60%和 11.11%。由于總體扭曲 指數(shù)是資本和勞動(dòng)要素配置扭曲指數(shù)的加權(quán)平均， 可以判斷總體 扭曲指數(shù)的增長(zhǎng)主要是由資本扭曲帶來(lái)的。 這一結(jié)論也得到其他 研究的支持（簡(jiǎn)澤， 2011），但有研究表明在農(nóng)業(yè)中的情況與此 相反（朱喜 等， 201 1 ） ，這可能是由于農(nóng)業(yè)更多地使用勞動(dòng)而 工業(yè)更偏好于資本造成的。（2）要素配置扭曲的行業(yè)差異 從二位數(shù)工業(yè)行業(yè)劃分類型來(lái)看， 制造業(yè)的三種扭曲指數(shù)均 高于采礦業(yè)和電力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)（圖2）。資本和勞動(dòng)配置扭曲較高的行業(yè)主要集中在石油和天然氣開(kāi)采與加工、 金屬冶煉與加工（ 07、25、32、33）等；扭曲較低的行業(yè)

27、主要是 兩類：一是與生活密切相關(guān)的公用事業(yè)行業(yè)，如電、熱力和水的 生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè) （44、46）；二是初級(jí)產(chǎn)品制造行業(yè)， 如紡織制造、 文教體育制造業(yè)（ 18、 24）。在相關(guān)文獻(xiàn)中，陳永偉等（ 2011） 通過(guò)構(gòu)建要素價(jià)格相對(duì)扭曲系數(shù)計(jì)算出部分制造業(yè)各子行業(yè)的 要素價(jià)格扭曲情況， 結(jié)果表明化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè) （26）、 非金屬礦物制品業(yè)（ 31）、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)（ 32）的 資本扭曲相對(duì)系數(shù)大于 1，高于其他制造業(yè)子行業(yè)；而從勞動(dòng)扭 曲來(lái)看，也證實(shí)了本文結(jié)論的可靠性?；谝嘏渲门で男袠I(yè)特征， 可以初步推測(cè)能否獲得政府 補(bǔ)貼可能是造成工業(yè)企業(yè)要素配置扭曲差異的潛在因素。 特許

28、公 用事業(yè)行業(yè)在獲取政府補(bǔ)貼方面具有比較優(yōu)勢(shì)， 其要素生產(chǎn)與流 動(dòng)由國(guó)家壟斷，企業(yè)銷售即使不佳也可通過(guò)政府補(bǔ)貼得以彌補(bǔ)， 從而降低了要素配置扭曲程度。 另外， 出口密度也可能是影響企 業(yè)要素配置扭曲的潛在因素， 一些初級(jí)產(chǎn)品制造行業(yè)， 如文體用 品、紡織皮革制造業(yè)，加工貿(mào)易占有很大的比重，由于國(guó)際市場(chǎng) 對(duì)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的替代而可能使其受到較少的扭曲影響。（3）要素配置扭曲的所有制差異從不同所有制類型上考察， 以國(guó)有和集體企業(yè)為代表的公有 制企業(yè)要素配置扭曲程度遠(yuǎn)大于其他類型企業(yè)（圖 3），這與聶 輝華等（2011）使用生產(chǎn)率離散度刻畫的各所有制企業(yè)的資源誤 置差異基本一致， 可見(jiàn)企業(yè)要素配置效率與企

29、業(yè)所屬的所有制類 型密切相關(guān)。潛在TFP增長(zhǎng)空間由公式（21）計(jì)算而得，即表示在企業(yè)技 術(shù)水平給定的情況下，如果消除要素配置扭曲各所有制企業(yè)的 TFP將增長(zhǎng)多少。由于各所有制下企業(yè)的要素配置扭曲差異，所 以消除扭曲后配置改善的程度也不相同， 這與要素配置扭曲指數(shù) 的高低基本上相對(duì)應(yīng)，扭曲程度高的企業(yè)， TFP發(fā)展?jié)摿透摺?從圖 3 可以看出， 一方面， 無(wú)論生產(chǎn)函數(shù)中是否納入中間投入要 素，國(guó)有企業(yè)和集體企業(yè)要素配置扭曲都較為嚴(yán)重， 從而其潛在 TFP增長(zhǎng)空間也均大于非公企業(yè)；另一方面，相比不納入中間投 入要素，納入中間投入要素的生產(chǎn)函數(shù)除國(guó)有企業(yè) TFP增長(zhǎng)空間 高于前者外，其他所有制企業(yè)

30、TFP增長(zhǎng)空間均低于前者，表明忽 略中間投入要素的作用基本上會(huì)低估要素配置扭曲程度以及 TFP 增長(zhǎng)空間?？傊?，國(guó)有與集體企業(yè)的要素配置扭曲及其潛在 TFP 增長(zhǎng)空間高于其他企業(yè)是不爭(zhēng)的事實(shí)。圖 3 1 9982007 年我國(guó)各所有制工業(yè)企業(yè)要素配置扭曲情況注:TFP增長(zhǎng)空間1指納入中間投入要素下各所有制企業(yè) TFP 增長(zhǎng)空間；TFP增長(zhǎng)空間2指不納入中間投入要素，產(chǎn)出以工業(yè)增加值衡量時(shí)的TFP增長(zhǎng)空間。要素配置扭曲的地區(qū)差異 我國(guó)各地區(qū)由于歷史條件、 經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度以及政策因素的制 約，企業(yè)的要素配置扭曲在省際會(huì)出現(xiàn)較大的差異性(圖4)。從資本扭曲來(lái)看， 資本扭曲程度高的省區(qū)主要集中在東、 中

31、 部地區(qū)，天津、河南、湖北、上海、北京等最為嚴(yán)重。勞動(dòng)扭曲 和資本扭曲分布特征保持一致，即東部最高，中部次之，西部最 小。而聶輝華等(2011)對(duì)我國(guó)制造業(yè)采用 0P方法測(cè)算企業(yè)TFP, 并對(duì)TFP離散度進(jìn)行分解，得到市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)， 資源誤 置程度越低，這與本文結(jié)果有較大不同。其原因除了模型方法、 行業(yè)選擇、樣本量存在較大差異外，一方面，聶輝華等( 2011) 在測(cè)算TFP時(shí)要素產(chǎn)出彈性是全國(guó)層面的計(jì)量結(jié)果，而本文使用 的是各地區(qū)的要素產(chǎn)出彈性。 在我國(guó)， 地區(qū)之間要素投入系數(shù)存 在較大不同， 因而使用分地區(qū)的要素產(chǎn)出彈性更有說(shuō)服力； 另一 方面，聶輝華等( 2011)依據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平

32、將 30個(gè)省級(jí)行政區(qū) 域(未考慮西藏)分為東北、環(huán)渤海、東南、中部、西南和西北 6 個(gè)經(jīng)濟(jì)區(qū)域，而我們統(tǒng)分為東、中、西三大區(qū)域。從要素市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)來(lái)看，東部地區(qū)企業(yè)所占比重約為 69.87%， 遠(yuǎn)超中西部地區(qū)企業(yè)之和， 而眾多的企業(yè)必然產(chǎn)生信貸需求旺盛 以及信貸供給緊張。 與政府聯(lián)系密切的國(guó)有企業(yè)和集體企業(yè)依靠 自身優(yōu)勢(shì)滿足資本需求較為容易， 而非國(guó)有企業(yè)的需求則難以滿 足，形成大規(guī)模的信貸需求缺口， 只能通過(guò)非正規(guī)渠道“輸血”， 比如“溫州信貸危機(jī)”就是其典型代表。 因此，東部地區(qū)由資本 信貸瓶頸導(dǎo)致的資本配置扭曲程度要高于其他地區(qū)。 另外，東部 地區(qū)勞動(dòng)力市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)更為激烈， 而工資增長(zhǎng)機(jī)制不健

33、全以及行業(yè) 進(jìn)入門檻等限制， 也加劇了東部地區(qū)的勞動(dòng)扭曲， 但這部分扭曲 對(duì)總體扭曲貢獻(xiàn)不大。圖 41998 2007 年我國(guó)各省區(qū)工業(yè)企業(yè)要素配置扭曲情況及 TFP 增長(zhǎng)空間從省區(qū)特殊表現(xiàn)來(lái)看，河南和湖北的三種扭曲指數(shù)均比較 高，都是農(nóng)業(yè)人口輸出大省，且工業(yè)以重工業(yè)為主，總體扭曲較 為嚴(yán)重。西藏和海南的扭曲指數(shù)也比較高， 他們以第一產(chǎn)業(yè)為主， 農(nóng)業(yè)部門吸引著大量人口，勞動(dòng)扭曲較為嚴(yán)重；另外，其樣本企 業(yè)數(shù)據(jù)很少樣本企業(yè)中海南地區(qū)僅有 3 166 家，占全部樣本的 0.188%；西藏地區(qū)僅有 1 248 家，占全部樣本的 0.074%。，在 總體樣本中代表性較低，扭曲指數(shù)也可能不可靠。 五、

34、要素配置扭曲來(lái)源分析發(fā)現(xiàn)資本和勞動(dòng)扭曲造成了資源的不合理配置， 并導(dǎo)致 了企業(yè)較大程度的效率損失， 但尚不明確是哪些因素造成了企業(yè) 要素配置扭曲的存在與差異。 當(dāng)然， 若要完全找到企業(yè)要素配置 扭曲的具體來(lái)源是十分困難的， 我們通過(guò)實(shí)證分析與推理， 主要 考慮以下幾個(gè)潛在影響因素。一是出口密度。 企業(yè)出口產(chǎn)品， 國(guó)際市場(chǎng)對(duì)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)形成良 好的補(bǔ)充， 要素流通與配置的選擇更具廣泛性， 易選擇性價(jià)比更高的要素。因此，出口企業(yè)往往具有更高的生產(chǎn)率水平，從而要 素配置的效率也會(huì)更高。二是補(bǔ)貼密度。從短期看，企業(yè)通過(guò)獲得政府補(bǔ)貼提高銷售 收入，減少對(duì)資本和勞動(dòng)約束， 一定程度上可以降低企業(yè)要素配 置扭曲

35、；但長(zhǎng)期來(lái)看，可能會(huì)進(jìn)一步惡化要素配置扭曲，造成更 大程度的效率損失。三是企業(yè)年齡。企業(yè)年齡可以反映企業(yè)的生存能力， 一般來(lái) 講，生存能力強(qiáng)的企業(yè)適應(yīng)能力也強(qiáng)，在產(chǎn)品銷售、投入要素的 選擇與配置上會(huì)具有相對(duì)優(yōu)勢(shì)； 但也可能由于“歷史包袱”沉重 以及管理能力低下，資源配置效率處于較低水平。四是資本勞動(dòng)比。資本勞動(dòng)比一般用來(lái)衡量企業(yè)資本的密集 程度，也可反映資本替代勞動(dòng)難易程度。如果金融市場(chǎng)不完善， 企業(yè)融資成本高就會(huì)導(dǎo)致企業(yè)以勞動(dòng)替代資本，資本扭曲程度就會(huì)提高；相反，如果能夠以較低成本獲得資本，企業(yè)往往愿意大 量使用資本替代勞動(dòng)，勞動(dòng)扭曲程度也會(huì)提高。五是企業(yè)規(guī)模。規(guī)模較大的企業(yè)生產(chǎn)率相對(duì)較高，

36、 但這是從 技術(shù)創(chuàng)新和競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的角度來(lái)認(rèn)識(shí)的。 從要素配置角度看，規(guī)模 較大的企業(yè)也有理由產(chǎn)生較高的扭曲。 例如，企業(yè)要素流動(dòng)范圍 越廣，對(duì)要素選擇與配置就越復(fù)雜， 產(chǎn)生配置不合理的風(fēng)險(xiǎn)性也 在不斷增加。六是內(nèi)外資企業(yè)的差別。一般的，外資企業(yè)在管理制度、產(chǎn) 品技術(shù)等方面優(yōu)于國(guó)內(nèi)企業(yè)，對(duì)要素的流動(dòng)與配置要求也較高，可以預(yù)期外資企業(yè)會(huì)比內(nèi)資企業(yè)有著更高的配置效率， 扭曲程度 也相應(yīng)地比內(nèi)資企業(yè)低。表 3 給出了三種回歸下的結(jié)果：（ 1）（ 3）（ 4）是不加地 區(qū)、行業(yè)和時(shí)間虛擬變量的回歸結(jié)果，（ 2）和（ 5）則是加入地 區(qū)、行業(yè)和時(shí)間虛擬變量的回歸結(jié)果。通過(guò)Hausman檢驗(yàn)決定選 擇固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)回歸， 檢驗(yàn)拒絕了隨機(jī)效應(yīng)與固定效應(yīng) 無(wú)差異的假定，即固定效應(yīng)回歸結(jié)果更具說(shuō)服力。因此，我們對(duì) 結(jié)果進(jìn)行解釋時(shí)，以固定效應(yīng)估計(jì)量作為分析基礎(chǔ)，并參照 OLS 和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。三種方法的回歸結(jié)果雖然系數(shù)上有差別， 但系數(shù)符號(hào)及顯著 性程度幾乎完全一致， 證明總體回歸結(jié)果是穩(wěn)健的， 所選擇的潛 在影響因素能夠較好地解釋個(gè)體企業(yè)扭曲指數(shù)。基本結(jié)論如下： 出