田榮華 李寒娜

摘要：中國企業(yè)存在著明顯的資源誤配現(xiàn)象，但已有文獻較少關(guān)注貿(mào)易開放對國內(nèi)資源配置效率的影響。文章基于2000年～2007年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)集，測算了地區(qū)與行業(yè)的貿(mào)易開放水平對資源配置效率的影響，重點區(qū)分了短期影響與長期效應(yīng)。估計結(jié)果表明，短期內(nèi)在貿(mào)易開放水平較低時，地區(qū)貿(mào)易開放會加劇國內(nèi)資源誤配率，但行業(yè)貿(mào)易開放的提高能夠改善資源誤配率。長期內(nèi)地區(qū)、行業(yè)的貿(mào)易開放度提高都會促進資源配置效率的提高。文章研究表明貿(mào)易開放對國內(nèi)資源配置的促進作用需要較長時期的調(diào)整與適應(yīng)。

關(guān)鍵詞：貿(mào)易開放;資源誤配;廣義傾向匹配法

一、 中國資源配置效率的實際測算

準確衡量資源配置效率是進行貿(mào)易開放對資源配置效率影響分析的前提，Hsieh和Klenow（2009）提出在市場充分競爭狀況下，效率低的企業(yè)會逐漸被效率高的企業(yè)淘汰出去，因此在不存在任何資源誤配的假設(shè)下，同一行業(yè)內(nèi)部的企業(yè)的生產(chǎn)率會趨于相等。所以他們采用企業(yè)間全要素生產(chǎn)率離散程度（DTFP）作為衡量資源誤配的指標，在隨后的相關(guān)研究中，聶輝華和賈瑞雪（2011）、李靜等（2012）、Machicado和Birbuet（2012）、都采用了這一指標。本文延用了這一思路，首先應(yīng)用OP法測算了2000年至2007年中國工業(yè)企業(yè)（規(guī)模以上）的全要素生產(chǎn)率（TFP），并根據(jù)該結(jié)果計算出各地區(qū)、各行業(yè)不同年份的資源誤配程度。

本文采用的樣本源于2000年～2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，根據(jù)企業(yè)生產(chǎn)特征及通用的做法，我們對原始數(shù)據(jù)進行了如下處理，來剔除可能存在的異常觀測值，包括關(guān)鍵財務(wù)指標缺失、總資產(chǎn)為負或為0、利潤率大于1等。同時，刪去企業(yè)全要素生產(chǎn)率結(jié)果的前、后1%分位數(shù)的觀測值，以排除異常觀測值對TFP離散度的干擾。在運用上述標準進行數(shù)據(jù)篩選后，我們最終得到160萬左右的企業(yè)全要素生產(chǎn)率樣本值，最終得到8個年度、31個省市、20個制造業(yè)共4 960個資源誤配程度數(shù)據(jù)。2000年～2007年間資源誤配程度（DTFP）均值水平為0.595 4，不同年度的DTFP均值呈現(xiàn)出隨時間逐漸降低的趨勢，說明盡管中國制造業(yè)的資源誤配現(xiàn)象比較嚴重，但是隨著時間推移正在逐步改善。有趣的是，DTFP最大值、最小值分別出現(xiàn)在2004年黑龍江省的金屬制品、機械和設(shè)備修理業(yè)（6.225 1）與2003年河北省的金屬制品、機械和設(shè)備修理業(yè)（0.012 99），可見即使是同一行業(yè)在不同省份間企業(yè)的生產(chǎn)率也會存在著很大差異。同時，從數(shù)據(jù)中可以看出較為顯著的地區(qū)差異，東部地區(qū)的資源配置效果要優(yōu)于中西部地區(qū)。根據(jù)上述分析，我們不難看到，即使是對于中國這樣資源誤配現(xiàn)象較為突出的發(fā)展中國家，其內(nèi)部不同地區(qū)與不同行業(yè)的資源配置效率存在著顯著的差異，而且還表現(xiàn)出時間趨勢上的緩解特點。

二、 貿(mào)易開放與資源誤配：基于廣義傾向匹配法的分析

1. 廣義傾向匹配法（GPS）。在檢驗貿(mào)易開放水平對資源誤配程度的影響這一問題時關(guān)鍵難點在于貿(mào)易開放程度的內(nèi)生性。內(nèi)生性會使傳統(tǒng)的OLS估計將存在嚴重的估計偏差，而傾向評分匹配法（Propensity Score Matching，PSM）通過對比在影響因素上具有相評分的處理組與對照組樣本的區(qū)別，可以有效的改善內(nèi)生性問題。廣義傾向匹配法（Generalized Propensity Score Matching，GPS）由Hirano and Imbens（2004）在Rosenbaum and Rubin（1983）的二元因果處理效應(yīng)模型發(fā)展起來的，其特點是適用于連續(xù)型處理變量，可以分析處理變量在不同水平下對結(jié)果變量的影響程度。

根據(jù)廣義傾向評分匹配法，本文的結(jié)果變量Y為資源誤配程度DTFP。為了消除外部不可觀測因素的沖擊，同時也考慮到貿(mào)易開放的時滯效應(yīng)，最后確定滯后兩年期的資源誤配率為結(jié)果變量，即 DTFPijt=DTFPijt-DTFPijt-2。處理變量T為地區(qū)與行業(yè)不同的出口企業(yè)數(shù)比重分別為openit與openjt，為連續(xù)變量。本文將匹配變量X設(shè)置為：

（1）市場化指數(shù)x1：較高的市場化指數(shù)反應(yīng)了政府干預(yù)較少、競爭機制完善，在開放的宏觀環(huán)境下，企業(yè)會綜合國內(nèi)外市場信息來做出生產(chǎn)與決策。本文的市場化數(shù)據(jù)來源于樊綱和王曉魯所著的《中國市場化指數(shù)》（2009版）中的市場化指數(shù)總得分。

（2）地區(qū)規(guī)模x2：以各地區(qū)的所有企業(yè)銷售收入之和為代表地區(qū)規(guī)模的指標，為了模型中各變量保持一致單位同時也為了消除異方差，對地區(qū)銷售收入變量進行了自然對數(shù)處理，最終得到x2。

（3）行業(yè)規(guī)模x3：以各行業(yè)的所有企業(yè)銷售收入之和為代表行業(yè)規(guī)模的指標，同樣做了自然對數(shù)處理，得到x3。

（4）地區(qū)研發(fā)投入x4：研發(fā)投入的增加，會帶動技術(shù)的發(fā)展，從而帶動生產(chǎn)率的提高，因此可能高估貿(mào)易行為對資源誤配程度影響的效果。本文根據(jù)《中國科技統(tǒng)計年鑒》研究與試驗發(fā)展經(jīng)費內(nèi)部支出合計項整理得出各地區(qū)的研究投入，并做自然對數(shù)處理。

（5）行業(yè)集中度，赫芬達爾—赫希曼指數(shù)x5：行業(yè)集中度越高，代表了行業(yè)的壟斷程度越高，反之，代表行業(yè)的競爭較為充分，資源能夠得到合理的配置。本文中的x5代表各行業(yè)的行業(yè)集中度，計算方式為該行業(yè)中所有企業(yè)市場占有率的平方和。

（6）國有企業(yè)銷售收入比重x5：以國有企業(yè)銷售收入與全部企業(yè)銷售之比作為控制國有企業(yè)所有制變量。

（7）外資企業(yè)銷售收入比重x6：以外資企業(yè)銷售收入與全部企業(yè)銷售收入之比作為外資企業(yè)所有制變量。

（8）政府補貼收入x7：政府補貼收入代表了一個地區(qū)政府對經(jīng)濟活動的干預(yù)程度，可能會導(dǎo)致資源配置的扭曲。本文根據(jù)各個企業(yè)的補貼收入整理出了各地區(qū)、行業(yè)的補貼收入，再取自然對數(shù)得到x7。

（9）地區(qū)虛擬變量region，沿海地區(qū)為1，內(nèi)陸地區(qū)為0。

（10）行業(yè)技術(shù)密集度虛擬變量hightech，高、中高技術(shù)密集水平行業(yè)為1，中低、低技術(shù)密集度水平行業(yè)為0。

根據(jù)廣義傾向匹配法的原理，我們以地區(qū)與行業(yè)企業(yè)出口比重的25%、50%、75%分位數(shù)，將地區(qū)企業(yè)出口比重分別劃分為（0，0.088 4]、（0.088 4，0.131 6]、（0.131 6，0.245 8]、（0.245 8，0.681 3]等四個區(qū)間，將行業(yè)企業(yè)出口比重分別劃分為（0，0.161 7]、（0.161 7，0.231 3]、（0.231 3，0.345 3]、（0.345 3，0.733 8]等四個區(qū)間進行GPS估計。

2. 地區(qū)貿(mào)易開放度與資源誤配的GPS估計結(jié)果。表1給出了當(dāng)年的貿(mào)易開放對當(dāng)年與前一年資源配置率一年變化量以及第三年與起始年份的三年變化量影響的廣義傾向匹配估計結(jié)果。從中可見，一年短期內(nèi)不同分位區(qū)間的貿(mào)易開放度對DTFP的影響效果的確存在較大差異，證實了本文采用廣義傾向匹配法估計的合理性。具體地，在地區(qū)貿(mào)易開放度較低的區(qū)間[0，0.45]，普遍發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開放會加劇地區(qū)資源誤配程度。當(dāng)貿(mào)易開放度進一步提高到[0.625，0.7]區(qū)間，此時貿(mào)易開放的估計系數(shù)為負，但未能通過顯著性檢驗。為了驗證結(jié)果的穩(wěn)健性，我們也嘗試采用其他分位區(qū)間作為標準，對模型進行重新估計。以2003年的貿(mào)易開放為例來進行說明，當(dāng)2003年的某地區(qū)的出口企業(yè)數(shù)比重低于45%時，該地區(qū)2003年資源誤配程度相較于2002年會有所加劇，當(dāng)出口企業(yè)數(shù)比重高于47.5%時，這一因果效應(yīng)會不再顯著。

由于貿(mào)易開放存在時滯性，本文又分別進行了當(dāng)年地區(qū)出口企業(yè)數(shù)比重對資源誤配程度兩年變化量與三年變化量的因果效應(yīng)估計。便于與上述結(jié)果作對比，仍然選用起始年份的后一年為當(dāng)年的地區(qū)出口水平的年份表示為openit，那么資源誤配程度的兩年變化量為第二年與起始年份的差值，表示為 DTFPij（t+1）=DTFPij（t+1）-DTFPij（t-1），資源誤配程度的三年變化量為第三年與起始年份的差值，表示為 DTFPij（t+2）=DTFPij（t+2）-DTFPij（t-1）。因果分析后發(fā)現(xiàn)地區(qū)出口對資源誤配程度的兩年變化量的影響與對資源誤配程度的一年變化量的影響效果較為類似，但地區(qū)出口對資源誤配程度的三年變化量有明顯區(qū)別，從表1可以看到，地區(qū)出口企業(yè)數(shù)比重對資源誤配程度的三年變化量起著負向影響，但是統(tǒng)計顯著性并不高。再2003年為例來說明，2003年的地區(qū)出口企業(yè)數(shù)比重對2004年與2002年的資源誤配程度變化與2003年與2002年的資源誤配程度變化的影響較為一致，并無明顯區(qū)別，但對2005年與2002年的資源誤配程度變化有著負向的影響。這說明，地區(qū)的出口行為對資源配置的影響有著一定的時滯性，出口所帶來的影響不可能迅速傳導(dǎo)到資源配置領(lǐng)域，需要一定的時間調(diào)整。

3. 行業(yè)貿(mào)易開放度與資源配置的GPS估計結(jié)果。下面來看不同行業(yè)出口水平對資源誤配變化程度的影響，表2為行業(yè)出口企業(yè)數(shù)比重與資源誤配程度的一年變化量與三年變化量的因果效應(yīng)估計結(jié)果，從表中可以看出，在行業(yè)出口水平位于[0，0.65]這一區(qū)間時，行業(yè)出口企業(yè)數(shù)比重會降低資源誤配程度的變化量，而高于這一水平時，其影響變?yōu)檎?。從因果效?yīng)分析顯著性來看，雖然開始行業(yè)的出口行為對資源誤配的變化量的影響為負但并不顯著，直至出口企業(yè)數(shù)比重上升到12.5%時，其負向影響才會顯著，當(dāng)上升至45%時，不再顯著。以2003年為例，當(dāng)行業(yè)出口企業(yè)數(shù)比重上升至12.5%時，它會對2003年與2002年資源誤配的變化量產(chǎn)生顯著的負向影響，會降低資源誤配程度，優(yōu)化資源配置，但當(dāng)隨著出口企業(yè)數(shù)比重的逐漸提高到45%時，這種負向影響不再顯著，當(dāng)達到67.5%時，變?yōu)檎蛴绊懬彝瑯硬伙@著。

與地區(qū)出口水平的因果效應(yīng)分析類似，本文還分別進行了行業(yè)出口水平對資源誤配的的兩年變化量、三年變化量的因果效應(yīng)分析。不同行業(yè)出口企業(yè)數(shù)比重對資源誤配程度的兩年變化量的影響與對一年的資源誤配程度變化量的影響因果分析結(jié)果較為相似。著重來看行業(yè)出口水平對資源誤配程度的三年變化量的影響結(jié)果，從表2可以看到其影響在各個行業(yè)出口水平上均為負向，在行業(yè)出口企業(yè)數(shù)比重低于、等于50%時，這種負向因果效應(yīng)均在統(tǒng)計學(xué)意義上顯著。以2003年為例說明，2003年的行業(yè)出口企業(yè)數(shù)比重對2005年與2002年的資源誤配程度的變化量是顯著具有降低作用的，可見行業(yè)出口水平從長期來說對資源的優(yōu)化配置有著積極的影響。

三、 總結(jié)性評述

生產(chǎn)要素如果無法自由流動，將會產(chǎn)生資源誤配，降低經(jīng)濟效率。國際貿(mào)易增加了要素與商品在國際間的流動，那么貿(mào)易開放對于我國來說是否真的起到優(yōu)化資源配置的效果？本文首先根據(jù)企業(yè)間生產(chǎn)率離散程度測算出各地區(qū)與各行業(yè)的資源誤配程度，發(fā)現(xiàn)我國制造業(yè)存在著較為嚴重的資源誤配情況。在以廣義傾向匹配法分析不同貿(mào)易開放水平對資源誤配的影響時發(fā)現(xiàn)：在短期內(nèi)，如果地區(qū)貿(mào)易開放水平不高，貿(mào)易開放對資源誤配會產(chǎn)生惡化影響，只有地區(qū)出口企業(yè)數(shù)比重達到較高水平時，貿(mào)易開放才有可能減輕資源誤配程度;而行業(yè)的貿(mào)易開放在低水平時，會顯著降低資源誤配程度，當(dāng)行業(yè)出口水平達到現(xiàn)有最高水平時對資源誤配無法起到積極的作用。從長期來看，無論是地區(qū)貿(mào)易開放還是行業(yè)的貿(mào)易開放都對資源誤配有著減輕效果，行業(yè)的貿(mào)易開放的影響效果要更顯著。

本文研究也具有重要的政策意義。改革開放以來，我國的對外貿(mào)易一直以加工貿(mào)易為主，且地區(qū)間出口規(guī)模差異較大，而這種短期開放程度不高的貿(mào)易，由于許多方面并不完善，對我國的資源配置并未起到積極的作用。隨著開放程度逐漸提高，經(jīng)過國內(nèi)與國際市場的競爭與不斷調(diào)整，企業(yè)出口實力增強，各省、各行業(yè)出口水平提高，國際貿(mào)易對資源配置的優(yōu)化作用才逐漸顯現(xiàn)出來。因此，我們在審視對外開放與國內(nèi)資源配置效率時，必須區(qū)分貿(mào)易開放所帶來的短期影響與長期效應(yīng)。換言之，初始階段的對外開放并不必然會帶來國內(nèi)資源配置效率的提高，只有在長時期內(nèi)通過逐漸的調(diào)整過程國內(nèi)市場競爭才能適應(yīng)貿(mào)易開放帶來的外部沖擊，從而發(fā)揮對外開放對國內(nèi)資源配置的改善效應(yīng)，這一結(jié)論無疑對我國貿(mào)易政策的調(diào)整具有重要的理論意義。（下轉(zhuǎn)第96頁）

參考文獻：

1. Hsieh，Chang-Tai and Peter J.Klenow，Misallocation and manufacturing TFP in China and India， Quarterly Journal of Economics，2009，124（4）：1403-1448.

2. Hirano，KeisukeandGuido W.Imbens，The pr- opensity score with continuous treatment， A.Gelman and X.L.Meng （eds.）， Applied Baye- sian modeling and causal inference from incomplete-data perspectives.Chichester：Wiley，2004.

3. 曹玉書，樓東瑋.資源錯配、結(jié)構(gòu)變遷與中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型.中國工業(yè)經(jīng)濟，2012，（10）：5-18.

基金項目：霍英東教育基金基礎(chǔ)性研究課題（項目號：141083）;國家自然科學(xué)基金（項目號：71103100）;南開大學(xué)中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費專項資金項目（項目號：NKZXB1217）。

作者簡介：田榮華（1986-），女，漢族，黑龍江省牡丹江市人，南開大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院博士生，研究方向為國際貿(mào)易與經(jīng)濟發(fā)展;李寒娜（1986-），女，漢族，河南省商丘市人，南開大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院博士生，研究方向為產(chǎn)業(yè)組織與政策、新型產(chǎn)業(yè)分工與發(fā)展。

收稿日期：2014-12-11。