要素市场扭曲与中国工业企业生产率——基于贸易自由化视角的分析，本文主要内容关键词为：生产率论文,工业企业论文,中国论文,视角论文,要素论文，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。
一、引言
企业生产率是决定一国经济持续增长的重要源泉，也是企业在国际市场上是否具有竞争力的基础（周黎安等，2007），也正因为如此，有关企业生产率方面的研究一直以来都是学术界关注的焦点。目前已有不少文献探讨了中国企业生产率水平及其变化，如Young（2003）较早地考察了中国企业的生产率水平，发现其增长率只有1.4%，据此认为中国经济增长表现为主要依靠要素投入增加的“粗放型”增长模式。与Young（2003）不同的是，Perkins和Rawski（2008）则认为中国生产率的增长情况并非那么悲观，他们发现在1978～2005年的改革时期，中国生产率以年均3.8%的速度增长，占到国内生产总值增长率的近1/3；傅勇和白龙（2009）也发现，1978～2006年间中国生产率每年以接近3%的速度增长，并且认为1990年代以来的生产率增长主要由技术进步推动。王争和史晋川（2008）还专门考察了中国私营企业的生产率表现，认为东部地区私营企业生产率水平显著地高于其他地区，并且这种优势主要集中表现在规模较大的企业上。
另外，还有一些文献专门研究了中国企业生产率的影响因素，例如周黎安等（2007）从企业代际和年龄的角度、王争等（2008）从外资溢出的角度、张杰等（2009）从企业出口的角度以及戴觅和余淼杰（2011）从企业出口前研发投入的角度。以上经验研究文献均没有考虑市场体制因素对企业生产率的可能影响，然而中国经济正处于转型时期，国内市场体制尚不健全、计划体制仍有残留，其中一个突出的问题便是，在市场化改革进程中存在要素市场的市场化改革进程严重滞后于产品市场（盛仕斌与徐海，1999；张杰等，2011），从而形成了要素市场扭曲。那么这种“扭曲”的要素市场对中国企业生产率究竟产生了怎样的影响？遗憾的是，就我们所知，目前还鲜有文献专门从微观企业层面对此进行探讨，而本文的研究目的之一也正在于为该问题提供答案，并试图填补这方面文献的空白。
与此密切相关的一个客观事实是，为了适应市场经济体制改革和加入世界贸易组织（以下简称WTO），中国也施行了以削减关税为主的贸易政策改革，并且随着成功加入WTO，贸易自由化程度日益加深。那么贸易自由化是否会对企业生产率产生影响？关于贸易自由化与企业生产率关系的研究在国外相对比较成熟，如Tybout和Westhrook（1995）较早地研究了贸易自由化对墨西哥制造业行业生产率的影响，发现贸易自由化通过竞争效应提高了行业生产率。除此之外，Pavcnik（2002）对智利、Fernandes（2007）对哥伦比亚、Topalova（2007）对印度以及余淼杰（2011）对中国的研究也都发现了贸易自由化提高企业生产率的证据。但区别于这些文献，本文不仅考察了贸易自由化对企业生产率的直接影响，还立足于中国经济转型的实际，进一步分析了贸易自由化在要素市场扭曲影响企业生产率方面所扮演的作用以及贸易自由化对跨企业资源配置效率的影响，进而揭示出贸易自由化对企业生产率产生作用的其他渠道。
本文余下部分的结构安排如下：第二部分分析要素市场扭曲和贸易自由化影响企业生产率的作用机制并提出理论假说；第三部分建立计量回归框架并对数据进行说明；第四部分报告实证结果并进行分析；第五部分分析要素市场扭曲对跨部门资源配置效率的影响；最后是结论。
二、要素市场扭曲和贸易自由化如何影响企业生产率：理论分析
本部分首先简要介绍要素市场扭曲和贸易自由化的测度方法，然后分析要素市场扭曲和贸易自由化对企业生产率的影响机制，并在此基础上提出本文的理论假说。
（一）要素市场扭曲和贸易自由化的测度
1.要素市场扭曲
由于中国地方政府出于依靠控制和管制部分要素市场来促使地方经济发展的动机，会造成地区要素市场的市场化进程滞后于产品市场（张杰等，2011），为了准确地衡量各地区的要素市场扭曲的程度，我们借鉴张杰等（2011）的思路，从产品市场的市场化指数与要素市场的市场化指数之间差距的比值角度进行刻画，用公式表示为：
2.贸易自由化
与Fernandes（2007）、余淼杰（2011）等类似，本文采用产出关税来衡量贸易自由化，计算方法为：
（二）理论分析
如前所述，中国市场化改革过程中遗留下来的一个突出问题是要素市场的市场化进程严重滞后于产品市场。在要素市场存在扭曲的情况下，企业的利润将取决于诸多非经济因素。由于地方政府掌握了土地、资本等生产要素资源的定价权和分配权，甚至垄断了部分关键性生产要素，那么与地方政府官员建立人脉关系或直接进行寻租便可以为企业带来相对低成本的资金和获得其他稀缺资源，进而获得可观的企业利润。通过寻租行为就能为企业创造高额利润的事实可能会反过来降低企业创新研发的积极性，张杰等（2011）对中国工业企业的研究发现，要素市场扭曲对企业R&D投入产生了显著的抑制效应。而相反地会引致企业将手中的资金用于与地方政府官员进行寻租等非生产性活动，这部分资金的支出对企业进行机器设备更新以及员工技能培训等方面的实体投资产生了挤出效应，这显然是有碍于企业生产率提高的。此外，从农村到城市的迁移仍然存在户籍政策的限制，过分强调城市资本密集和农村劳动密集的二元分工使得城乡劳动力市场处于分离与分割状态，造成了中国劳动力要素市场的严重扭曲（张杰等，2011），劳动者所得远低于其所创造的价值，即人力资本未能得到合理的回报，导致了劳动者的生产积极性不高，这势必也会影响企业的生产效率。进一步地，江小涓（1999）总结了当产品市场放开竞争而投入要素市场仍实行计划管制，即存在要素市场扭曲时，会对企业产生3个方面的影响：第一，产品质量好、市场需求量大的企业，由于受到投入品配额的限制，扩大生产受到影响；第二，产品质量差、效益差的企业，可以通过暗中有偿转让投入品实物或指标，维持生存，而以有偿方式得到投入品的企业，由于成本增加，竞争优势被减弱；第三，由于企业现有生产能力是计划分配投入品的主要基数，为了得到更多的计划内投入品，一些原本准备关闭的企业或生产线被保留下来。由此可见，要素市场扭曲一方面限制了优秀企业的规模扩张进而使其无法获得规模效应带来的生产效率的提高，而另一方面使得一些经营不善的低效率企业可以安全生存下去，破坏了市场优胜劣汰的竞争机制，也是不利于促进企业生产率提高的。
为了适应市场经济体制改革和加入世界贸易组织（WTO），中国施行了以削减关税为主的贸易政策改革，并且随着成功加入WTO，贸易自由化进程逐步加快。贸易自由化会通过多种途径对企业生产率产生影响：首先，贸易自由化会吸引大量的国外同类产品涌入本国市场，导致国内市场竞争加剧。面对激烈的市场竞争，国内企业为了继续生存会产生技术创新的冲动，同时也会想方设法地去更新机器设备和改进生产组织方式，从而提高了自身的生产率水平。第二，如果进口产品是同行业内企业的中间投入品，那么贸易自由化（比如关税减让）会降低企业的生产成本，生产成本的节约使得企业有更充足的资金去更新过时的机器设备或进行研发投资以及人员培训，这显然是有助于提高企业生产率的。除了可以节约生产成本，贸易自由化的进一步深化还可以使企业从国外获得更多高质量且多样化的中间投入（Goldberg等，2010，2011）。第三，以Melitz（2003）为代表的新新贸易理论强调了资源重置对生产率的作用，认为贸易自由化会迫使无效率的企业退出市场，并且使得资源从低效率的企业转移到高效率的企业，即贸易自由化通过对资源进行有效地再配置进而提高了企业生产率水平。
上文的理论分析得出，中国市场化改革渐进性引致的要素市场扭曲对企业生产率具有抑制作用，而中国以减让关税为主的贸易政策改革几乎是与市场化改革同步进行的，那么这种贸易政策调整对要素市场扭曲影响企业生产率的作用上有何影响，具体地，贸易自由化是强化还是弱化了要素市场扭曲对企业生产率的抑制作用？区别于要素市场扭曲，贸易自由化的一个显著特征是大大加剧了国内市场的竞争程度，而国内市场竞争的加剧会激励企业进行技术改造和设备更新，以保证不被市场所淘汰。尽管利用要素市场扭曲所带来的寻租机会可以产生短期的企业利润，但这种基于政治联系的资金支出是没有效率的，即企业通过与政府官员建立政治联系获取的财政补贴是一种非生产性的寻租行为，这不仅无助于提高企业绩效，而且还会损害社会利益（余明桂等，2010）。因此，贸易自由化引致的市场竞争有助于引导企业从利用要素市场扭曲的制度缺失进行寻租活动以获取企业利润的短视行为，向注重研发投资以提高自身生产率的长远发展转变。另一方面，贸易自由化的深化降低了企业的进口投入要素的成本，这样也会减少企业为了获取低成本生产要素而与地方政府官员建立寻租联系的动机。由此可见，贸易自由化会弱化要素市场扭曲对企业生产率的抑制作用。
综合上述对要素市场扭曲和贸易自由化影响企业生产率的作用机制分析，我们提出如下待检验理论假说。
理论假说：要素市场扭曲对企业生产率的提高具有抑制作用，而贸易自由化对企业生产率的提高具有促进作用，同时贸易自由化有助于弱化要素市场扭曲对企业生产率的负向影响，即贸易自由化对要素市场扭曲具有一定的矫正作用。
三、计量回归框架和数据
（一）回归模型
本文的主要研究目的是在中国贸易自由化的背景下考察要素市场扭曲对工业企业生产率的影响，因此我们引入要素市场扭曲和贸易自由化的交互项构建如下形式的计量回归模型：
为了提高估计结果的准确性，控制变量向量
考虑了以下几个因素：（1）要素密集度（klratio），用固定资产净值年平均余额与从业人员年平均人数的比值来表示，其中固定资产净值年平均余额使用以1998年为基期的固定资产投资价格指数进行平减处理。（2）企业规模（size），用企业从业人员数的对数值来表示。（3）融资约束（finance），借鉴Li和Yu（2009）的做法，本文采用企业的利息支出的对数值来衡量，其中企业的利息支出采用以1998年为基期的工业品出厂价格指数进行平减。当企业的融资成本越低时，就越容易从外部进行借贷活动，利息支出也就相对越多（Li和Yu，2009），因此，利息支出越多意味着企业面临的融资约束越小。（4）市场集中度指数（herf），本文采用赫芬达尔指数（Herfindahl-Hirschman Index）来表示。具体地，赫芬达尔指数定义为2位码工业行业上企业市场占有率的平方和，其中市场占有率用企业的销售额占行业总销售额的比重来衡量。（5）企业在下一年退出的哑变量（exit），如果企业i在下一年退出市场，则exit取值为1，反之取值为0。
（二）数据说明
本文研究涉及两套高度细化的微观数据，其一是产品关税数据，在前文已做介绍，这里就不再赘述；另外是企业层面的微观数据，来自中国国家统计局的工业企业数据库（1998～2007年）。工业企业数据库的统计对象涵盖了全部国有和规模以上（主营业务收入超过500万元）非国有企业。考虑到本文的研究目的以及数据的可获得性，我们挑选了GB/T6-10、13～37、39～42以及44～45共计36个二分位工业行业作为分析对象。由于工业企业数据库缺失2004年“工业增加值”数据，导致无法测算企业生产率，而该变量是本文的关键变量，因此我们从样本中剔除了2004年的数据。除此之外，我们还对样本数据进行了如下处理：第一，中国在2002年颁布了新的《国民经济行业分类》并于2003年开始正式实施，为了统一口径，我们依照新的行业标准对1998～2002年间企业的行业代码进行了重新调整。第二，考虑到工业企业数据库中一些关键性指标的原始数据在统计上存在缺漏值或错误记录，我们对数据进行以下筛选：（1）删除雇员人数小于10的企业样本；（2）删除工业增加值、中间投入额、从业人员年平均人数、固定资产净值年平均余额中任何一项存在缺漏值、零值或负值的企业样本；（3）为了保证企业成立时间的有效性，删除1949年之前成立的企业样本，同时删除企业年龄小于0的企业样本；（4）删除利息支出存在缺漏值、零值或负值的企业样本。
四、实证结果及分析
（一）基准回归结果
表1报告了计量方程式（3）的估计结果，为了克服异方差，我们给出了经怀特（White）稳健标准差纠正的t统计值。为了考察要素市场扭曲和贸易自由化对企业生产率的影响效应，我们首先在第（1）列回归中只放入要素市场扭曲（Distort）、贸易自由化（Tarlib）以及二者的交互项（Distort×Tarlib），并以此作为基准模型。从中可以看出，要素市场扭曲的估计系数为-0.488，并且在1%水平上显著，这表明要素市场扭曲显著地抑制了企业生产率的提高，这与本文的理论分析是一致的；贸易自由化的估计系数显著为负，说明贸易自由化的深化显著地促进了企业生产率的提高；要素市场扭曲与贸易自由化交互项（Distort×Tarlib）的估计系数为负，并且在1%水平上显著，表明贸易自由化弱化了要素市场扭曲对企业生产率的抑制作用，这也支持了本文的理论假说。为了考察估计结果的稳健性，我们在基准模型的基础上依次引入各个控制变量，估计结果报告在第（2）至第（6）列中。观察各个回归结果发现，要素市场扭曲、贸易自由化以及二者交互项的估计系数都显著为负，而且估计系数的绝对值没有发生很大的变化，说明估计结果具有很好的稳健性，这也就再次印证了本文的理论假说。为了进一步研究要素市场扭曲和贸易自由化对企业生产率的净影响，我们在第（6）列完整回归式的基础上结合（4）式和⑸式计算二者在均值处的边际效应，得到要素市场扭曲的边际效应为-0.560（即-0.401+（-0.012×13.26）），贸易自由化的边际效应为-0.055（即-0.050+（-0.012×0.378）），可见尽管贸易自由化弱化了要素市场扭曲对企业生产率的负向影响，但要素市场扭曲对企业生产率的净效应仍然为负，因此，为了更进一步提高企业生产率，加快和推进要素市场的市场化改革是关键。
（二）稳健性估计
为了保证本文结论的可靠性，我们从以下四个角度进行了稳健性分析：（1）采用Levinsohn和Petrin（2003）的方法重新测算了企业全要素生产率，④得到tfp_LP，并以此来替换基准回归中的OP法测算的企业生产率（tfp_OP）重新进行估计；（2）参照Hsieh和Klenow（2009）以及施炳展和冼国明（2012）的做法采用C-D生产函数法测算要素市场扭曲；⑤（3）采用进口渗透率作为贸易自由化的替代指标对模型重新进行估计，其中进口渗透率由行业进口额与行业总产出的比值来衡量；（4）考虑到要素市场扭曲和贸易自由化对企业生产率的影响可能存在一定的时滞效应，我们把基准模型中要素市场扭曲和贸易自由化替换为各自的滞后一期项，并且将交互项替换为二者滞后一期项的乘积，即在回归中考虑要素市场扭曲和贸易自由化的滞后效应。结果发现：在第一、第二和第四个稳健性估计中，要素市场扭曲、贸易自由化以及二者交互项的估计系数都为负，并且至少在5%水平上显著，此外各控制变量的估计系数符号和显著性水平也都没有发生根本性变化；另外在第三个稳健性估计中，进口渗透率的估计系数为正，并且在1%水平上显著，表明贸易自由化显著地提高了企业生产率；要素市场扭曲与进口渗透率交互项的估计系数显著为正，这也再次说明了贸易自由化有助于弱化要素市场扭曲对企业生产率的负向作用。由此可见，本文的基本结论具有很好的稳健性。⑥
（三）区分企业所有权属性的估计
为了进一步考察要素市场扭曲和贸易自由化对企业生产率的影响是否会因其所有权属性的不同而有所差异，我们将样本区分为本土企业（包括民营企业和国有企业）和外资企业（包括港澳台商投资企业和外商投资企业）两个子样本分别进行估计，结果报告在表2前四列中。可以看出：要素市场扭曲（Distort）对本土企业和外资企业的全要素生产率的提高都具有显著的抑制作用，通过计算边际效应得到要素市场扭曲对本土企业和外资企业生产率的净效应分别为-0.540和-0.579，说明要素市场扭曲对外资企业生产率的抑制作用相对较大。贸易自由化（Tarlib）对本土企业和外资企业的生产率提高都起到了显著的促进作用，其中对本土企业的影响程度更大（估计系数是外资企业的2倍），进一步地，贸易自由化对本土企业和外资企业生产率的净效应分别为-0.059和-0.028，因此贸易自由化对本土企业生产率的促进作用明显地大于外资企业。此外，我们还发现在两类子样本中，要素市场扭曲和贸易自由化交互项（Distort×Tarlib）的估计系数都为负。不过在本土企业中，不论是估计系数的绝对值还是显著性水平都远远高于外资企业，这说明贸易自由化显著地弱化了要素市场扭曲对本土企业生产率的负向作用，而对外资企业并不明显。
（四）内生性问题
在本文中，贸易自由化变量可能是内生的，这是因为，一方面贸易自由化会影响企业生产率，而另一方面，处于生产率水平较低行业中的企业，可能会通过游说政府以寻求政策保护，从而迫使政府在有关国际谈判中维持较高水准的关税（余淼杰，2011），即逆向因果关系导致了内生性；另外，从中国贸易自由化的现实来看，在本文的样本期内尤其是加入WTO以来，中国对几乎所有工业行业都进行了关税削减，但不是等量齐观地进行下调，行业之间关税保护率仍然存在很大的差别，即政府在设定关税时具有政策的偏向性，这也说明贸易自由化并非是严格外生的。为了处理贸易自由化的内生性，我们借鉴Gaston和Trefler（1997）以及Beaulieu（2000）的方法来构造贸易自由化的工具变量。⑦此外，我们还担心要素市场扭曲变量可能存在内生性，由于本文是以省份地区层面的市场化进程指数为基础来测算要素市场扭曲程度，因此可能存在测量误差问题并由此进一步导致变量的内生性。但在现实中为要素市场扭曲寻找一个完美的工具变量极具挑战性，与张杰等（2011）类似，这里我们借鉴
表示要素市场扭曲的均值，更进一步地我们使用Distort_iv×Tarlib_iv作为要素市场扭曲和贸易自由化交互项的工具变量。
为了考察本文的核心解释变量是否具有内生性，本文进行了Durbin-Wu-Hausman检验，其原假设为“回归元是外生的”，结果均在1%水平上拒绝原假设，这说明要素市场扭曲和贸易自由化变量存在明显的内生性，因此采用工具变量法进行估计是有必要的。表2第（5）～第（7）列报告了工具变量两阶段最小二乘法（2SLS）的估计结果，其中第（5）列为全体企业的回归结果，第（6）和第（7）列分别为本土企业和外资企业子样本的回归结果。
首先我们分析全体企业的工具变量2SLS估计结果。在控制内生性之后，要素市场扭曲、贸易自由化以及二者交互项的估计系数依然显著为负，但估计系数的绝对值都有不同程度的提高，这便更进一步地支持了本文的理论假说，即要素市场扭曲显著地抑制了企业生产率的提高，贸易自由化有利于提高企业生产率，而且贸易自由化还进一步弱化了要素市场扭曲对企业生产率的抑制作用。利用表2第（5）列的回归结果并结合（4）式和（5）式，测算得到要素市场扭曲对企业生产率的净效应为-0.880，贸易自由化对企业生产率的净效应为-0.115。可见在控制内生性之后，二者对企业生产率的净影响在绝对量上比没有控制内生性时都要高，这意味着内生性问题的确使得OLS估计出现了偏差，因此采用工具变量法估计是有必要的。接下来我们看本土企业和外资企业两类子样本的工具变量2SLS估计结果，同样的，在控制内生性之后，要素市场扭曲、贸易自由化以及二者交互项的估计系数仍然显著为负，进一步计算边际效应系数得到：在本土企业样本中，要素市场扭曲对企业生产率的净影响为-1.020，贸易自由化对企业生产率的净影响为-0.133；在外资企业样本中，要素市场扭曲对企业生产率的净影响为-0.563，贸易自由化对企业生产率的净影响为-0.056，与没有控制内生性相比，要素市场扭曲和贸易自由化对本土企业和外资企业生产率的净影响在控制内生性之后有所提高。特别地，从上述计算结果可以看出，要素市场扭曲对本土企业生产率的净负向效应大于外资企业。其原因可能在于，尽管外资企业享有超国民待遇，但由于其脱胎于良好的市场体制，相对于本土企业也会更加重视企业研发和技术改进，因此要素市场扭曲对外资企业生产率的抑制作用相对较小。以上结果也在一定程度上意味着要素市场扭曲是造成本土企业与外资企业的全要素生产率存在差距的原因之一。
五、扩展分析：要素市场扭曲与跨企业资源配置效率
在这一部分我们将借助于Olley和Pakes（1996）发展起来的生产率分解法进一步考察要素市场扭曲、贸易自由化对跨企业资源配置效率的影响。Olley和Pakes（1996）的生产率分解方程为：
为了更准确地考察要素市场扭曲与跨企业资源配置效率之间的关系，我们运用式（6）在地区—行业层面进行Olley-Pakes生产率分解，并在此基础上构建如下计量模型：
为了克服潜在的内生性偏差，我们采用工具变量2SLS法进行估计，要素市场扭曲和贸易自由化的工具变量构造方法与前文相同。表3报告了估计结果，其中第（1）列为对部门总体生产率的回归，第（2）、（3）列分别对企业内部生产率和跨企业资源配置效率进行回归。估计结果显示，要素市场扭曲显著地抑制了部门总体生产率的提高；贸易自由化显著地提高了部门总体生产率水平，要素市场扭曲和贸易自由化交互项的估计系数显著为负，这意味着贸易自由化有助于弱化要素市场扭曲对部门总体生产率的抑制作用。接下来我们观察各个分解项的回归结果，从中可以看出，要素市场扭曲不仅对企业内部生产率具有显著的抑制作用，而且也显著地降低了跨企业的资源配置效率，这主要是因为要素市场扭曲破坏了市场竞争机制，一些低效率且经营不善的企业仍然有可能通过寻租行为获得低成本要素和稀缺资源，进而可以持续地生存下来，而相反一些高效率的企业可能无法获得与其相匹配的资源而惨遭市场淘汰，即要素市场扭曲的存在阻碍了经济资源从效率低的企业流向效率高的企业，从而大大削弱了跨企业的资源配置效率。同时，我们还可以看出：贸易自由化显著地提高了企业内部生产率水平，尽管贸易自由化对跨企业资源配置效率起到改善作用，但未能通过常规统计显著性检验。在第（2）列回归中，交互项的估计系数显著为负，说明贸易自由化弱化了要素市场扭曲对企业内部生产率的负向作用，而在第（3）列回归中尽管系数为负，但没有通过显著性检验。这就进一步揭示了贸易自由化对要素市场扭曲的矫正作用主要体现在企业内部生产率上，若要提高跨企业资源配置效率仍然需要从要素市场的市场化改革上着手。
六、结论
要素市场扭曲是中国转型时期对内市场化改革过程中遗留下来的特殊产物，而在对外开放方面，中国施行了以削减关税为主要内容的贸易政策改革，贸易自由化程度日益加深。本文使用1998～2007年高度细化的企业层面微观数据，在贸易自由化的背景下考察要素市场扭曲对工业企业生产率的影响。本文得到的主要结论有：（1）要素市场扭曲对工业企业生产率的提高产生了显著的抑制作用，要素市场扭曲不仅抑制了企业内部生产率的提高，而且还显著地降低了跨企业的资源配置效率；（2）持续的贸易自由化显著地提高了企业生产率，并且对要素市场扭曲还具有一定的矫正作用；（3）从区分企业所有权属性的估计结果来看，要素市场扭曲对外资企业生产率的抑制作用相对较大，贸易自由化对本土企业生产率的促进作用大于外资企业，并且贸易自由化对要素市场扭曲抑制企业生产率的弱化作用在本土企业中表现得更为明显。
*作者感谢匿名审稿人对论文细致的评审和宝贵的修改意见，文责自负。
注释：
①限于篇幅，这里没有列出要素市场扭曲程度地区分布的测算结果，感兴趣的读者可向作者索取。
②限于篇幅，这里没有给出数据整合与测算过程，感兴趣的读者可以向作者索取。
③限于篇幅，这里没有给出OP法的具体估计步骤，感兴趣的读者可向作者索取。
④与OP法使用投资作为企业受到生产率冲击时的调整变量所不同的是，Levinsohn和Petrin（2003）则是采用企业的中间投入变量作为企业受到生产率冲击时的可调整要素投入来克服同步偏差和选择性偏差问题，该方法也是一种半参数方法，限于篇幅本文没有给出Levinsohn和Petrin（2003）方法的具体测算步骤，感兴趣的读者可以向作者索取。
⑤限于篇幅，这里没有给出采用C-D生产函数法测算要素市场扭曲的具体步骤，感兴趣的读者可向作者索取。
⑥限于篇幅，这里没有列出稳健性分析的估计结果，感兴趣的读者可向作者索取。
⑦限于篇幅，这里没有详细给出构造贸易自由化工具变量的步骤，感兴趣的读者可参见Gaston和Trefler（1997）以及Beaulieu（2000）的论文或者向作者索取。
⑧Lewbel（1997）对使用该方法构造工具变量的有效性进行了详细的说明，限于篇幅，这里就不再赘述。