中国要素市场扭曲存在工业偏向吗？——基于中国省级面板数据的实证研究，本文主要内容关键词为：中国论文,省级论文,要素论文,面板论文,实证研究论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
20世纪70、80年代以来，世界经济逐步向服务业转向，绝大部分发达国家和一些新兴市场国家的服务业呈现出快速发展态势，最近20多年来，服务业中的现代服务业发展迅猛，成为高端制造业和其他产业发展不可或缺的高级中间投入品。当前，发达国家的服务业增加值和劳动力占比都在70%以上，大部分新兴市场国家的服务业增加值和劳动力占比也在50%以上，而中国服务业增加值占比和劳动力占比一直徘徊在40%左右，相比之下，中国工业一直占据着中国第一大产业的位置，虽然2013年中国服务业增加值占GDP比重已达到46.1%，并首次超过第二产业成为第一大产业，但相对于发达国家服务业的发展历程和大部分新兴市场国家服务业的发展现状来说，中国的服务业发展水平还仍然较低，主要体现在服务业整体占比仍然相对较低和生产者服务业发展不足，是什么原因导致了中国在服务业发展方面同其他发达国家和新兴市场国家的这种差异呢，已有研究主要从需求角度(刘书瀚等，2011；杨玉英，2010)、供给角度(张月友、刘志彪，2012；江波、李美云，2012；谭洪波、郑江淮，2012)、统计角度(许宪春，2000；岳希明、张曙光，2002)以及体制机制角度(江小涓、李辉，2004；汪德华等，2007；陈艳莹等，2008)等方面给出了回答。 以上研究尽管从不同角度对中国服务业发展滞后现象给出了深刻的解释，但是都忽略了要素市场扭曲对服务业发展的影响。改革开放之前中国实施的是计划经济体制，改革开放以来，中国采取了一系列市场化改革举措，但是这些改革举措主要集中在产品市场，要素市场的市场化改革相对滞后，从而导致了中国要素市场的扭曲(黄益平、陶坤玉，2011；盛仕斌、徐海，1999)，这种扭曲主要体现在要素流动障碍、要素价格刚性以及要素价格差别化等方面。近年来对要素市场扭曲的研究相对较多，总结起来可以分为三类，第一类主要集中在要素市场扭曲对中国微观主体——企业行为的影响研究，比如要素市场扭曲对工业企业出口行为的影响研究(冼国明、程娅昊，2013；毛其淋，2013；施炳展、冼国明，2012)、要素市场扭曲对中国企业R&D投入的影响研究(张杰等，2011a)；第二类主要是要素市场扭曲对中观层面的影响研究，比如对不同产业的全要素生产率的影响研究(朱喜等，2011；邵宜航等，2013；陈艳莹、王二龙，2013；聂辉华、贾瑞雪，2011)、对不同产业效率损失的影响研究(赵自芳、史晋川，2006；陈永伟、胡伟民，2011)；第三类主要是要素市场扭曲对宏观经济的影响研究，比如要素市场扭曲对经济结构的影响(包括投资结构、需求结构、贸易结构等)(黄益平、陶坤玉，2011；陈秋锋，2013；盛仕斌、徐海，1999)、要素市场扭曲的就业效应研究(雷鹏，2009)等。这些研究从不同层次深入研究了中国要素市场扭曲的各种经济效应，但是并没有涉及中国要素市场扭曲对服务业和工业发展水平的影响差异研究，因此本文在已有研究的基础上来探究要素市场扭曲对中国工业和服务业发展的不同影响机制并选取中国2002-2012年省级面板数据分别利用静态和动态面板数据模型实证研究要素市场扭曲对工业和服务业的影响差异。 二、工业偏向型要素市场扭曲机制分析 中国的要素市场扭曲既有历史原因，又有社会主义市场经济发展过程中形成的新原因。历史方面，由于新中国在改革开放之前采取的是计划经济体制，战略上优先发展重工业，各种要素价格被人为地压低来支持重工业的发展，形成了要素市场和产品市场的扭曲(林毅夫等，1994；黄益平、陶坤玉，2011)。改革开放以来，虽然优先发展重工业的战略有所调整，但要素市场仍然持续存在着扭曲。一方面，20世纪90年代以来，随着社会主义市场经济制度目标的明确和市场化改革的深入，我国的财政分权制度进一步深化并且地方GDP锦标赛和政府官员晋升体系逐步确立，另一方面，大部分工业特别是其中的制造业本身具有产业转移较快的特点，能够较快地从一个地区转移到另外一个地区而且能够较快地形成生产能力，这两方面为工业偏向型的要素市场扭曲提供了存在的动机和条件。本文接下来从土地、资本、环境与自然资源、能源和劳动力方面讨论中国的要素市场扭曲是如何形成工业偏向的。 (一)土地要素方面 土地要素市场扭曲的工业偏向主要体现在以下两个方面：首先，我国建设用地主要包括工业用地、商服用地和住宅用地等，地方政府在征得土地之后，从本届班子的政绩和可支配资金最大化目标出发采取不同用途的土地以不同的出让方式或者不同的基准定价方式差别对待，地方政府会在土地一级市场上垄断性地出让商业和住宅用地获取巨大收益，对于工业用地地方政府更看重的是工厂建成之后较快和大规模地给本地区带来的税收和就业等政绩利益，因此倾向于低地价甚至零地价的方式提供给投资于本地的企业(曹建海，2004；靳涛，2008)，从而使工业用地的价格远远低于商服用地和住宅用地的价格。2004年第一季度，我国主要城市商服用地、住宅用地和工业用地的平均价格分别为每平方米1891元、1097元和473元，前两种用地价格分别是工业用地价格的4倍和2.32倍，而到2013年底，全国商服用地、住宅用地和工业用地的价格分别为每平方米6306元、5033元和700元①，前两者分别是工业用地价格的9倍和7.2倍，东部一些地区商服用地和住宅用地的价格甚至是工业用地价格的20倍以上，这种严重的“土地价格歧视”明显带有直接的工业偏向性。其次，工业企业在生产过程中往往需要大量的土地来建设生产厂房，服务业中的传统服务业大多属于劳动密集型行业，这种行业一般仅需要服务场所，现代服务业则一般属于人力资本和技术知识密集型行业，这种服务业一般分布在大城市写字楼内，属于集约用地型行业，因此不管是传统服务业还是现代服务业，它们对土地的投入数量远远低于工业，工业和服务业之间这种对土地密集使用程度的差别进一步导致了工业企业能够在低廉的工业用地中获得相对于服务业企业更多的优惠——“扭曲租”。 (二)资本要素方面 资本要素市场扭曲对工业的偏向主要表现为工业特别是制造业能够相对较容易地获得银行贷款。一方面，中国人民银行主要是通过人民银行的地方分支机构来对存款进行再分配，地方分行往往与地方政府关系比较密切，这为地方政府干预商业银行贷款流向提供了机会和可能(王必锋，2013)。另一方面，生产者服务业一般所提供的服务是工业的高附加值中间投入，包括研发、设计、会计、法律、保险、营销、广告和人员培训等，这些服务环节都含有较高的无形专业资产，这些服务的生产过程主要投入人力资本和知识，从而决定了这些行业内的企业以小规模和专业化为特征；消费者服务业因需要消费者与生产者必须“面对面”地交易，往往生产与消费同时进行，具有本地化即时消费的特点，这也决定了消费者服务业更难形成大规模集中生产的方式，因此消费者服务业同样具有分散化、规模小的特征，而工业一般具有规模大、投资大、其产品易于大规模运输的特征，因此工业相对于生产者服务业和消费者服务业更能够满足地方政府在短期内快速增加本地GDP和财政收入的愿望，为了能够在GDP竞赛中胜出，各级地方政府偏爱于大型工业企业，这就导致了生产者服务业企业和消费者服务业企业在获得银行贷款时相对于工业企业处于劣势地位(陈艳莹、王二龙，2013)。上述两方面使得工业可以较容易地甚至低成本地获得银行贷款，这无形中降低了工业的融资成本，从而增加了服务业的相对融资成本。 另外特别重要的一点是，正如上文所述，土地市场扭曲使工业企业以较低成本获得较大面积的土地，这些土地又可以以市场价格评估之后从银行那里获得抵押贷款，使工业企业在资本市场上相对于服务业企业获得更低成本的大规模土地抵押贷款，因此土地市场扭曲与资本市场扭曲相结合使工业相对于服务业可以进一步获得要素价格优惠。 (三)环境和自然资源要素方面 各种企业的生产行为或多或少会对环境和自然资源造成污染和消耗，给社会带来负外部性，治理负外部性的措施理论上一般有3种：第一种措施是对引起负外部性的经济个体实施行政管制或处罚，第二种措施是对造成负外部性的经济个体征收环境税或资源税，第三种措施是对环境和自然资源确立清晰的产权。3种措施的目的都是为了能使污染环境和消耗资源的企业的生产成本真正等于其引起的社会成本，使环境和自然资源的损害和污染能够达到社会最优水平并且能够使环境和资源得到恢复和补偿，提高总体社会福利。对于第一种措施，仍然是由于各地方政府间相互竞争，为了争取更多投资流向本地区，一方面不惜降低本辖区的环境保护要求和标准，另一方面对环境污染超标企业的监督力度和惩处力度不够，从而大幅降低了污染企业违规违法污染的成本，因此第一种措施治理企业污染造成的负外部性力度严重不足。对于环境税与资源税，发达国家已陆续在20世纪70～80年代开始征收，中国的环境税和资源税征收方案虽已出炉，但至今还没有正式实施，因此我国的许多资源价格仅仅体现了开采成本，没有包含对生态环境破坏的补偿，没有反映自然资源与环境的稀缺性；另外环境的产权界定本身就是一项复杂的工程，我国在自然资源和环境产权的分割和清晰化方面严重落后于发达国家，污染企业的责任和居民的公共权益很不明晰(江飞涛等，2012)。综上所述，第一种治理企业对环境和自然资源造成的负外部性由于政府招商引资竞争而没有很好地实施，而后两种措施在我国还没有实施，因此我国生产企业的成本没有包含对环境污染的治理和补偿成本，使得环境和自然资源这类要素价格被严重低估，而大部分工业往往伴随着大量废气、废水和固体废物的排放，消费者服务业往往投入较多的劳动力和部分场所，生产者服务业一般是技术和知识密集型行业，属于“白领行业”，工业和服务业的这种特点决定了工业对环境和自然资源的消耗强度更大。一方面是我国环境和自然资源要素价格被严重压低，一方面是工业相对于服务业更密集地使用环境和自然资源要素，两方面共同决定了工业生产越多，就会在环境和自然资源的价格扭曲中获益越多，这种环境和自然资源要素的扭曲无形之中对工业形成了偏向。 (四)能源方面 能源价格的扭曲除了也没有体现开采成本和环境补偿成本之外，还表现在以煤炭、石油、天然气为代表的主要能源价格形成机制市场化程度低并且不同能源市场化程度差异较大。长期以来，我国的主要能源价格都由政府制定或者政府指导，人为压低能源价格。以市场化进程相对较快的煤炭为例，目前非发电用煤以及非“重点合同”电煤已经基本实现了价格的市场化，而“重点合同”的电煤交易价格仍不是完全由市场供求关系决定的，这种“重点合同”强制煤炭行业以优惠价格向发电企业保证供应一定数额的煤炭(陶小马等，2009)。我国电力定价方面更是存在相当程度的政府干预，虽然存在煤电联动机制，但是仍然是电力的价格调整严重滞后于其主要投入煤炭的价格波动，往往是煤炭价格连续上涨而电力价格仅次数较少而且幅度较小地上调，没有体现煤电的生产成本。综上所述，这种由于没有体现开发开采和环境补偿成本以及人为压低的能源价格，实际上是对使用者的一种补贴，而相对于服务业来说大部分工业行业要大规模地消耗能源，因此工业从中获得的“补贴”规模更大，这种能源价格的扭曲无形中也形成了工业偏向。另外，我国的工业电价、工业水价也低于服务业的电价和水价，这种能源与资源价格歧视更是对工业的一种直接而有形的偏向。 (五)劳动力市场方面 劳动力市场扭曲主要表现为劳动者的收入和各种福利及权利的不平等，具体体现为劳动力工资被相对压低或抬高以及在教育、再就业、社会保障和其它一些公共物品等方面的不平等，这种扭曲的主要原因是存在制约劳动力跨地区、跨行业和跨部门流动的制度安排。劳动力市场的扭曲包括城乡扭曲和行业扭曲等，城乡扭曲方面，虽然改革开放以来我国的户籍制度有所松动，大量农村剩余劳动力可以进城务工，但是一些大中城市出台了各种制度安排事实上对外来劳动力在教育、社会保障和其它一些公共物品的使用等方面区别对待；行业扭曲主要表现为同工不同酬的现象，例如行政垄断所形成的行业收入和福利差距等(王必锋，2013)。 劳动力要素扭曲虽然没有像土地、资本、环境与自然资源、能源要素那样非常明显地表现出直接的工业偏向，但是它与上述4个市场形成的扭曲相结合呈现出间接地工业偏向。 中国拥有丰富的劳动力，但是这些劳动力中大部分是低技能的劳动力，并且又有相当部分来自于农村剩余劳动力，而中国诸如户籍制度等扭曲了劳动力市场，使进城务工的劳动力工资水平及其它待遇和权利低于自由市场应有的均衡值。这些低技能的劳动力从农村转移到城市后首选的行业是一般加工组装行业和消费者服务业，很难大规模进入对技术和知识要求较高的生产者服务业，用工企业仅需要对这些低技能劳动力简单培训就可以很快投入到一般工业和消费者服务业的生产过程中，因此企业大量雇佣这些低技能的劳动力会因其工资和福利低于自由市场决定的均衡值而获得额外的经济租金。但是工业和消费者服务业有一个明显的不同之处就是其产品的可贸易程度，工业产品可贸易程度高，易于运输，除了可以满足本地需求之外还可以运输到其他地区和国家进行消费或投资，而消费者服务业(比如餐饮服务业、家政服务业等)可贸易程度非常低，往往是满足近距离的本地消费，所以工业产品面临的市场需求远远大于消费者服务业，这就决定了工业可以大规模生产投资并具有吸纳大量劳动力的能力，而消费者服务业相对于工业只能小规模的生产和分散投资，虽然消费者服务业也是劳动密集型行业，但是鉴于工业的特点和中国地方政府的招商引资政策及其与上文提到的土地、资本、环境与自然资源、能源市场的扭曲相结合，相当比例的低技能劳动力被吸纳到了工业部门，因此工业部门就会更大程度地获取低技能劳动力工资和福利低于自由市场决定的均衡工资带来的好处。 以上论述分别对土地、资本、环境与自然资源、能源和劳动力要素市场的工业偏向性扭曲从机制上进行了分析，本文接下来将进一步从实证角度对中国要素市场扭曲的工业偏向性给出证明。 三、模型设定、变量说明与基本事实描述 (一)模型设定与变量说明 1.静态面板模型 为了能够从实证角度检验和测定要素市场扭曲对我国工业和服务业发展的影响差异及其影响程度，我们构造如下计量模型：
行业FDI占比(
)：我国在利用外资方面成绩显著，外资经济在我国的地方经济增长中也发挥了较大作用，但是我国不同省份不同行业利用外资数额差距较大，东部地区利用外资较多，工业特别是其中的制造业利用外资比例较高，这些地区和这些行业的增长势必会受到外资的影响，因此我们选择各个省份工业和服务业的子行业实际利用外资额占该省GDP的比重作为控制变量，记为
。 工业制成品出口额占GDP比重(
)：如果一个行业出口额比重较大，说明这个行业相对于其他行业面临的国外需求较大，因此面临的总需求也可能会较大，所以该行业增加值占GDP的比重和就业比重可能会较高，故本模型采用各个省的工业和服务业的子行业出口额占该省GDP的比重作为控制变量，但是由于缺乏各省服务业一位数行业的出口额数据，因此我们采用各省的工业制成品出口额占该省GDP的比重来代替，并记为
。这样做是合理的，因为在理论上，一省的工业制成品出口额占GDP比重越大，该省的工业制成品面临的需求一般也会越大，该省的工业发展就会越占优势，因此该省工业及其子行业增加值占GDP比重和就业比重可能就会相对较大，相反，该省的服务业及其子行业的增加值占GDP比重和就业比重可能会相对偏低，也就说该省工业各行业面临的需求越大，其更多的资源可能会投入到工业中，由此可能导致工业对服务业的“挤出效应”就会越大。 经济发展水平的衡量——人均GDP与人均GDP的平方(
)：根据发展经济学理论和发达国家的发展历程可以发现，工业和服务业的发展水平与人均GDP之间呈现出一种复杂的非线性关系，当一国人均GDP低于某一数值时，服务业发展相对迟缓，而当人均GDP超过该数值时，服务业呈现出快速发展态势，并很快超过工业成为第一大产业，而工业的发展趋势则与服务业的发展趋势相反(Eichengreen & Gupta,2009; Echevarria,1997)，因此本模型中引入人均GDP和人均GDP的平方项作为控制变量，分别记为
。 城市化水平(
)：Riddle(1986)指出由于服务业大部分集中于城市，因此一个地区的城市化水平是影响该地区服务业发展水平的重要影响因素。江小涓、李辉(2004)利用中国2002年的数据也证明了中国80%以上的服务业集中在296个地级以上的城市，城市化水平已经成为目前文献中提到最多的影响服务业发展水平的影响因素之一，所以本文引入城市化水平作为一个控制变量，记为
，并用一省城市人口占该省总人口的比重来衡量一个省份的城市化水平。 研究开发强度(
)：一般情况下，一个行业的研究开发强度越大，该行业的生产率就越容易得到提高，因此本文引入行业研究开发强度作为一个控制变量。但是由于服务业一位数行业研发支出数据无法获得，因此本模型选取工业和服务业各个子行业的专业技术人员占该省总就业人员的比重作为研究开发强度的指标，记为
。 2.动态面板模型 由于中国经济体量巨大，因此服务业或者工业增加值占GDP的比重和就业比重变化可能较为缓慢，因为一个行业本期的产出一般会受到上一期该行业产出的影响，所以本文为检验要素市场扭曲对工业和服务业发展水平影响结果的稳健性，进一步建立动态面板数据模型：
其中，
表示因变量的滞后一期项，γ表示与因变量滞后一期项相对应的系数，其他变量和参数的含义与方程(1)的变量和参数的含义相同。 (二)数据来源与变量处理 1.数据来源 本文选取2002-2012年的年度数据，为了能够得到在统计口径上具有一致性并且准确的数据，我们首先对样本数据和所研究行业进行如下说明。 第一，关于行业的选取。由于本文的因变量是各个省份的工业和服务业各子行业从业人员占该省总从业人员的比重，为此我们搜集了省级统计年鉴、《中国工业统计年鉴》、《第三产业统计年鉴》的相关统计数据，考虑到数据的可得性本文选取工业和服务业的子行业分别为工业二位数行业和服务业一位数行业。 第二，关于年份的选取。工业二位数行业的数据相对较全，而服务业缺乏早期统计数据，因为我国从2006年才开始编制《中国第三产业统计年鉴》，虽然在之前也有《中国首次第三产业普查资料(1991-1992)》和《第三产业统计资料汇编(2000)》，但是它们只有1991、1992、1996和1998年的数据，因此服务业一位数行业的就业比重数据直接可获得的年份有1991、1992、1996、1998、2005-2012年，为了能够得到各个行业的连续年份的就业比重数据，我们不选取1991、1992、1996和1998年的数据。另外，根据《中国劳动统计年鉴》和《中国统计年鉴》相应年份的数据也可以计算出2002-2004年各个省份服务业一位数行业的就业比重，因此综合上述因素本文选取的年份为2002-2012年。 第三，关于省份地区的选取。由于数据限制等原因，我们的研究不包括港澳台地区，因此本文所选的省级地区是除港澳台之外的省、直辖市和自治区，共计31个省级地区。 2.变量处理 核心解释变量要素市场扭曲指数
的度量。要素市场扭曲程度的测定方法有生产函数法(冼国明、程娅昊，2013；Ram，1980；Feng，2000)、前沿技术分析法(Skoorka，2000；盛誉，2005)、影子价格法(Atkinson & Halvorsen，1980；赵自芳、史晋川，2006)等。本文主要考察要素市场扭曲对不同产业发展水平的影响，因此对要素市场扭曲程度的有效测度直接影响研究结果。考虑到我国要素市场的市场化进程严重滞后于产品市场的市场化进程这一现状，并且考虑到数据的可得性以及中国省级地区间要素市场发育程度自身因素的差异所造成的要素市场扭曲指标的信息失真问题(张杰等2011b)，我们借鉴张杰等(2011b)的方法并将其构造的要素市场扭曲指数经过改造来测定我国要素市场的扭曲程度②，即一省要素市场扭曲指数=(该省产品市场发育指数—该省要素市场发育指数)/该省要素市场发育指数。这样构造的要素市场扭曲指数越大，说明该省的要素市场扭曲程度相对越严重，反之要素市场扭曲程度越轻。如果该指数为负值，则说明该省的要素市场的市场化进程快于产品市场的市场化进程。各省2002-2009年的产品市场发育指数和要素市场发育指数数据均来自于《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011年报告》(樊纲等，2011)，2010-2012年的产品市场和要素市场的发育指数则是作者根据插值法预测得到。 其他解释变量的处理。在处理行业FDI占比(
)过程中，现有的各种统计年鉴存在各个省份服务业一位数行业的利用外资额，而且大部分省份的统计资料也存在工业二位数行业每年实际利用外资的数额，但是有一部分省份工业二位数行业的实际利用外资额数据不存在，只有工业整体的实际利用外资额数据，因此我们采用这几个省份工业二位数行业的“港澳台资本”加“外商资本”每年的增长额作为同一年该省相应工业二位数行业的实际利用外资额，其中相应省份工业二位数行业的港澳台资本和外商资本数据均来自于《中国工业统计年鉴》。另外，在计算行业研究开发强度时，工业二位数行业专业技术人员数据来自于《中国科技统计年鉴》和《中国工业统计年鉴》，服务业一位数行业专业技术人员数据来自于《中国第三产业统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》。其余控制变量的数据在相应统计年鉴中相对容易获得，因此本文不再赘述。 (三)主要变量初步统计分析与基本事实描述 图1描绘的是各省2002-2012年的要素市场扭曲指数走势。将所有省份作为一个总体来看，从2002年开始各省的要素市场扭曲指数呈现下降趋势，说明要素市场扭曲程度有所下降，但是除了北京、天津、上海、辽宁、西藏、宁夏和青海的个别年份的要素市场扭曲指数是负值之外，其余全部省份和全部年份的要素市场扭曲指数均显著为正值，说明要素市场扭曲程度虽然有所下降，但是在全国范围内仍然较为普遍地存在；单独看每个省份的要素市场扭曲指数的走势，不同省份的要素市场扭曲指数呈现出不同的波动程度。需要特别指出的是，中国要素市场扭曲指数呈现出一个较为有趣的现象，即最发达的地区和部分最不发达的地区的要素市场扭曲程度较轻，例如北京、上海、天津、广东、重庆、浙江、西藏、青海、宁夏、云南等地区。从地区分布上看，除北京和天津之外的华北地区、中部地区和东北地区的要素市场扭曲程度较为严重。 为了使我们对要素市场扭曲与服务业发展水平之间有一个初步的印象，首先我们将2002-2012年各省的要素市场扭曲指数与各省整个服务业就业比重间的散点图作出，图2是两个变量没有取自然对数的情况，图3是两个变量分别取自然对数之后的情况③。在取自然对数之前，各省服务业就业比重与要素市场扭曲指数之间基本上呈现出幂函数关系，而在取自然对数之后，两者呈现出较为明显的线性关系④，而且不管是取对数之前还是取对数之后，两个变量均呈现出负向相关关系。我们进一步得到两个变量的相关系数为-0.5143，这也进一步验证了两者之间呈现出较为明显的负向相关关系。另外，我们还计算出各省工业就业比重与要素市场扭曲指数之间的相关系数为0.3326，这也粗略地说明了工业就业比重与要素市场扭曲指数之间呈现正向相关关系。为了进一步检验并得到两者之间确切的数量关系，本文第四部分分别给出了静态和动态面板回归模型的分析结果。
图1 各省份要素市场扭曲指数走势图(2002-2012)
图2 各省份服务业就业比重与要素市场扭曲指数关系
图3 各省份服务业就业比重与要素市场扭曲指数关系(取对数) 四、计量结果及其分析 在第二部分的定性分析中我们认为要素市场扭曲具有工业偏向性，为了从定量分析中得到证据，本部分将通过计量方程(1)和(2)分别研究要素市场扭曲对我国工业和服务业发展水平的影响，表1和表2分别给出了要素市场扭曲对工业和服务业影响的计量结果。
(一)工业发展水平与要素市场扭曲 为了检验要素市场扭曲对工业和服务业发展水平的影响结果的稳健性，我们不是把控制变量一次性引入计量模型，而是分两步引入计量模型。第一步在静态回归方程(1)中引入表示与经济发展水平相关的人均GDP和人均GDP的平方项，这是表1中的模型1，第二步在静态回归方程(1)中引入行业FDI占GDP比重、行业出口额占GDP比重、城市化水平、研究开发强度、要素市场扭曲指数与行业FDI占GDP比重的交叉项和要素市场扭曲指数与行业出口额占GDP比重的交叉项作为控制变量，这是表1中的模型2。这里需要说明的是，之所以引入要素市场扭曲指数与行业FDI占GDP比重以及与行业出口额占GDP比重的交叉项作为自变量，是为了研究中国工业偏向型的要素市场扭曲是否也促进了FDI流向工业部门，是否促进了出口企业主要从事工业特别是制造业制品而非服务的出口，也可以说为了检验中国的FDI企业和一些出口企业是否利用了中国要素市场扭曲所形成的“扭曲租”。面板数据回归模型中的随机效应模型要求个体效应与解释变量不相关，而固定效应模型则没有这一要求，我们借助于Hausman检验来判断是采用随机效应模型还是固定效应模型，检验结果表明模型1采用固定效应模型更合适，而模型2采用随机效应模型更合适，其检验结果见表1。 内生性问题。工业偏向型的要素市场扭曲可以促进工业的快速发展，但是另一方面，由于工业可以采用大规模生产模式，工业对GDP的贡献相对于服务业来讲可能会呈现“立竿见影”的效果，因此为追求本地较高的GDP增长速度，工业快速发展的表现可能会促使政策制定者进一步采取一些偏向于工业的要素市场扭曲的措施，所以本文存在自变量和因变量之间的互为因果关系，这种自变量与因变量之间的互为因果关系是内生性的主要来源之一。自变量的内生性会导致未知参数估计量有偏并且不具有一致性，因此为克服要素市场扭曲变量的内生性问题，我们采用工具变量估计法(Ⅳ)对方程(1)再次估计。工具变量估计方法关键是要寻找合适的工具变量，本文分别采用两种常用的工具变量构造方法，第一种方法是采用内生变量的一阶滞后项作为内生变量的工具变量，这是表1中的模型3，第二种方法借鉴Lewbel(1997)的思想采用内生变量与其均值之差的三次方项作为内生变量的工具变量，用此工具变量估计的模型为表1中的模型4，模型3和模型4也都加入了本文中的所有控制变量。借助于Hausman检验发现这两个模型都适合采用随机效应估计，模型3和模型4的估计结果见表1。 从静态模型1～4可以看出，要素市场扭曲指数的系数显著为正，说明要素市场扭曲对工业的发展有显著的正影响，即要素市场扭曲越严重，工业就业比重越高，而且加入控制变量前后这种关系没有发生质的变化，说明结果比较稳健。另外，人均GDP平方项的系数是负值而且较为显著，这说明工业就业比重与人均GDP之间呈现倒U型关系。 模型5～8是对动态方程(2)的估计，由于方程(2)是动态面板数据模型，存在因变量的一阶滞后项，所以存在内生性问题，为克服动态面板数据模型固有的内生性及其他解释变量的内生性问题，Arellano和Bond(1991)提出了DIF-GMM(差分广义矩估计)方法，具体思路是首先对方程(2)做差分处理，得到方程(3)
然后选取因变量的第1期一直到T-2期的因变量作为方程(3)因变量一阶差分滞后项的工具变量进行GMM估计。DIF-GMM估计法的好处有两点，一是取差分后能够消除掉一些不随时间变化的变量和个体非观测效应，从而能够部分地解决遗漏变量问题，二是可以消除自变量与因变量互为因果关系中的逆向因果关系，从而可以消除自变量与因变量间互为因果关系导致的内生性问题。 Arellano和Bover(1995)、Blundell和Bond(1998)研究发现，当γ趋近于1以及随机干扰项中的个体效应的方差比与个体和时间都无关的随机干扰项的方差增加得更快时，DIF-GMM方法中选取的工具变量将变得很弱，从而使DIF-GMM法得到的参数估计量的有限样本性质较差，特别当时间跨度较小时，估计结果存在严重的偏误。因此Arellano和Bover(1995)与Blundell和Bond(1998)提出了SYS-GMM(系统广义矩估计)方法来解决这些问题，具体做法是在DIF-GMM方法选取的工具变量的基础上再选取因变量的一阶差分滞后项
作为水平方程中因变量滞后项
的工具变量。SYS-GMM方法同时利用变量水平变化和差分变化的信息，比DIF-GMM更有效并且具有更好的有限样本性质，DIF-GMM和SYS-GMM的估计结果分别见表1中的模型5～8。 DIF-GMM和SYS-GMM的估计方法首先要求方程(3)的残差项不存在二阶序列相关性(但可以允许存在一阶序列相关性)，并且要满足矩条件的过度识别约束。这两个检验结果也呈现在表1中，AR(2)检验结果表明模型5～8均不存在残差项的二阶序列相关性，Hansen检验结果表明模型5～8满足矩条件的过度识别约束，因此DIF-GMM和SYS-GMM的估计结果具有有效性和一致性。进一步观察模型5～8的回归系数及其显著性，我们发现要素市场扭曲指数的系数仍然均为正数并且都通过了显著性检验，因此要素市场扭有助于工业增长这一结果是比较稳健的。除此之外，因变量与人均GDP仍然略呈现倒U型关系，同时也再次验证了工业发展水平也与经济发展阶段有关。 通过表1还可以看出，FDI占GDP比重与出口额占GDP比重越高，工业就业比重就会越高，这也间接说明了流向我国的FDI主要集中在工业领域，而且外需对我国工业的拉动作用比较显著，这与我国的要素市场扭曲相结合共同推动了我国工业的增长。值得一提的是，要素市场扭曲指数与行业FDI占GDP比重以及行业出口额占GDP比重的交叉项系数都以较高的显著水平大于零，说明FDI和出口企业也确实在利用中国要素市场扭曲所带来的“扭曲租”。 (二)服务业发展水平与要素市场扭曲 为了实证分析要素市场扭曲对服务业发展的影响，我们将上文中的因变量换成各省服务业一位数行业就业比重。依照工业发展水平与要素市场扭曲之间的回归分析再做8个回归模型，这8个回归分别为表2中的模型1～8，其中模型1～4是对静态面板方程(1)的估计，模型5～8是分别利用DIF-GMM和SYS-GMM法对动态面板方程(2)的估计。 服务业模型中的内生性问题。工业偏向型的要素市场扭曲一方面可能会挤压服务业的发展空间，另一方面，如果服务业在经济发展过程中表现乏力的话，就不容易引起在短期内追求本地GDP快速增长的地方政府的重视，因此地方政府为促进本地工业的快速增长可能会进一步扭曲要素市场，所以将因变量换成服务业就业比重之后仍然面临着服务业就业比重与要素市场扭曲指数两变量间的互为因果关系，从而导致要素市场扭曲指数变量存在内生性问题。为解决内生性问题，表2中的模型3和模型4也分别引入了工具变量，其工具变量的选取方法分别与表1中模型3和模型4的工具变量的选取方法相同。表2中的模型5～8同样采用了DIF-GMM和SYS-GMM方法对服务业的动态回归方程(2)进行了估计。另外，模型2～4以及模型7～8也加入了本文所选取的全部控制变量，这8个模型的具体估计结果见表2。 表2呈现出的结果在3个方面正好与工业情况相反。第一，表2模型1～8中要素市场扭曲指数的系数都是负数，而且都通过了显著性检验，这表明要素市场扭曲会阻碍我国服务业的发展，要素市场扭曲越严重，服务就业比重就越低，这个结果再次验证了要素市场扭曲呈现出工业偏向的特征，服务业没有得到公平的发展环境。第二，服务业就业比重与人均GDP略呈现出U型关系。第三，FDI占GDP比重以及出口额占GDP比重与服务业就业比重呈现出较为显著的反向变动关系，而且要素市场扭曲指数与这两个变量的交叉项也显著为负，这一方面说明了我国的外向型经济主要集中在工业领域，另一方面也进一步再次说明了FDI和出口企业利用了中国工业偏向型的要素市场扭曲所带来的“扭曲租”。 五、结论与政策启示 一方面由于历史原因和产品市场与要素市场间非对称改革等原因形成的中国土地、资本、环境与自然资源、能源、劳动力等要素市场的价格扭曲，另一方面工业与服务业之间存在着显著的行业特性与差异，相对于服务业，工业一般更加密集地使用土地、资本、环境、自然资源和能源作为投入要素，这两方面共同作用有可能会导致中国工业和服务业发展过程中呈现出与发达国家和其他新兴市场国家不同的特征。基于上述两方面的事实，本文选取2002-2012年中国除港澳台地区外的31个省级地区的工业二位数行业和服务业一位数行业的面板数据，分别利用静态面板数据模型和动态面板数据模型研究了中国要素市场扭曲对中国工业和服务业发展水平的影响差异。 本文在控制了必要的影响因素之后发现，要素市场扭曲是中国独特产业结构现状形成的重要原因。要素市场扭曲有利于工业的增长但不利于服务业的增长。尽管2013年中国服务业增加值占GDP比重首次超过第二产业成为第一大产业，但从发达国家和其他新兴市场国家的发展历程来看，这个“拐点”⑤来得相对较迟缓，之所以来得迟缓，本文从工业偏向型的要素市场扭曲方面给出了相应的解释。另外，本文同时也从要素市场扭曲角度解释了这段时期流向中国的FDI以及中国的出口主要集中在工业领域的现象，这些FDI企业以及出口企业之所以偏爱工业，利用中国工业偏向型的要素市场扭曲所形成的“扭曲租”是它们的动机之一。 目前中国正处于产业结构战略调整和转型升级的关键时期，因此为促进产业结构能够顺利实现战略调整和转型升级，需要加快要素市场的改革进程，进一步理顺中国要素市场的价格形成机制，厘清政府与市场间的边界，充分发挥市场对要素配置的决定性作用，为不同规模、不同所有制、不同行业的企业营造公平的竞争环境。具体来讲，需要加快推进土地制度改革，促进土地价格的市场形成机制，加快推进利率市场化改革，强化环保执法，明晰环境与自然资源的产权制度，渐进有序地推进户籍制度改革并同时实施促进公共服务均等化的制度安排等。 ①2004年第一季度和2013年年底的地价数据均来自于国土资源部网站http://www.mlr.gov.cn/。 ②改造的地方是将张杰等(2011b)定义的要素市场扭曲指数公式中的原分母“产品市场发育指数”换成了“要素市场发育指数”。这样构造含义相对清楚，即要素市场扭曲指数就是产品市场发育指数比要素市场发育指数高出的倍数(或者说高出的百分数)。这种改造还克服了原指标构造过程中一个不能解释的地方：如果分母是产品市场发育指数，以2008年为例，这一年青海省的产品市场发育指数是负值，而要素市场发育指数是正值，这样计算的青海省的要素市场扭曲指数是17.375，说明青海省的要素市场扭曲是非常严重的，这与事实不符；如果分子不变，分母采用要素市场发育指数，则计算得到的结果是-1.061，说明青海省的要素市场发育程度高于其产品市场发育程度，因此该省2008年的要素扭曲程度相对较低，这与事实是相符合的。改造之后，所有省份的要素市场扭曲指数越大说明要素市场扭曲程度越严重，不会出现有的省份要素市场扭曲指数大反而事实上要素市场扭曲并不严重的情况，因此改造之后的指标相对更加合理。 ③限于篇幅，本文仅给出了服务业就业比重与要素扭曲指数之间的关系图，工业就业比重与要素市场扭曲指数的关系图趋势正好与图2和图3相反。 ④这些从直观上说明了本文在建立计量模型时采用双对数模型是合理的。 ⑤这种拐点可以利用本文计量模型中的人均GDP的平方项来解释，不管是在工业模型中还是在服务业模型中，该项均通过了显著性检验，而且该项在工业模型中的系数为负，服务业模型中的系数为正。
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中国要素市场的扭曲是否存在产业偏见？基于中国省级面板数据的实证研究_要素市场论文
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