周申 倪何永樂

內(nèi)容提要：本文將企業(yè)要素份額異質(zhì)性引入Hsieh和Klenow（2009）的理論框架，放松同行業(yè)企業(yè)要素產(chǎn)出彈性相同的假設(shè)，并提出一種可以測度企業(yè)層面資源錯配水平的核算方法。利用1998-2007年微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，采用De Loecker和Warzynski（2012）的控制函數(shù)法測算了中國制造業(yè)企業(yè)的要素產(chǎn)出彈性，并根據(jù)本文的核算框架，測算了中國制造業(yè)行業(yè)與企業(yè)的資源錯配程度以及產(chǎn)出損失。研究結(jié)果顯示，樣本期內(nèi)中國制造業(yè)行業(yè)與企業(yè)的資源配置效率具有明顯提升;在控制產(chǎn)出彈性異質(zhì)性因素后，消除資源錯配帶來的潛在制造業(yè)產(chǎn)出增長為75.4%-91.6%，低于Hsieh和Klenow（2009）的結(jié)果，如果忽略企業(yè)異質(zhì)性因素，很可能高估資源重新配置的產(chǎn)出增長潛力。

關(guān)鍵詞：資源錯配;潛在產(chǎn)出增長;要素產(chǎn)出彈性;企業(yè)異質(zhì)性;HK模型

中圖分類號：F124.5 ?文獻標識碼：A ?文章編號：1001-148X（2020）11-0074-15

收稿日期：2020-08-12

作者簡介：周申（1970-），男，成都人，南開大學經(jīng)濟學院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：貿(mào)易與地區(qū)收入分配;倪何永樂（1991-），男，南昌人，南開大學經(jīng)濟學院博士研究生，研究方向：貿(mào)易與要素市場。

基金項目：國家社科基金一般項目“貿(mào)易與地區(qū)收入不平等：基于國內(nèi)市場扭曲下資源空間再配置的研究”，項目編號：17BJL109。

一、引言與文獻綜述

要素市場的市場化改革進程遠遠滯后于產(chǎn)品市場是中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型過程中非常突出的問題[1]。漸進式改革使我國的產(chǎn)品市場建立起了以市場機制為基礎(chǔ)的資源配置方式[2]，但由于各級政府對關(guān)鍵要素市場的干預(yù)，產(chǎn)生了戶籍制度、所有制歧視、行政壟斷等諸多限制要素流動的政策扭曲。這些廣泛存在而又不同形式的要素壁壘使我國不同所有制的企業(yè)之間[3]、不同行業(yè)之間[4]以及不同地區(qū)之間[5]都出現(xiàn)了嚴重的資源錯配。如果中國的要素資源達到最優(yōu)配置，1998—2005年間的制造業(yè)產(chǎn)出和TEP可提高86.6%—115%[6]，資源錯配不僅會降低宏觀經(jīng)濟效率，還會抑制企業(yè)發(fā)展活力和創(chuàng)新動力，引發(fā)社會矛盾，阻礙經(jīng)濟長期可持續(xù)發(fā)展[7]。在我國經(jīng)濟步入新常態(tài)，“人口紅利”優(yōu)勢喪失和經(jīng)濟下行壓力增大的大環(huán)境下，要素配置的嚴重扭曲無疑是資源的巨大浪費，提高資源配置效率、合理配置要素資源已成為新時代走出經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整陣痛期、釋放經(jīng)濟增長潛力的核心途徑。

雖然De Melo（1977）[8]和Syrquin（1986）[9]的分析框架為理解資源配置對宏觀經(jīng)濟運行效率的影響提供了洞見，但是直到Hsieh和Klenow（2009）[6]相關(guān)研究出現(xiàn)以后，才掀起了學術(shù)界研究的熱潮。在資源錯配研究領(lǐng)域中，資源錯配的測算是最基礎(chǔ)的工作，測算方法主要包括全要素生產(chǎn)率價值離散度[6]、加成率離散度[10]、OP協(xié)方差等具體指標[11]。在實證研究中應(yīng)用最廣泛的是Hsieh和Klenow（2009）[6]所提出的全要素生產(chǎn)率價值離散度，在產(chǎn)出最大化條件下，不同企業(yè)的要素邊際產(chǎn)出收益以及TFPR會相等（否則就可以通過糾正資源錯配來提高總產(chǎn)出），因此TFPR的離散度可以用來估計資源錯配的程度（更為分散的TFPR意味著更低的資源分配效率和生產(chǎn)率）。沿用相同方法，F(xiàn)oster等（2016）[12]放寬了規(guī)模報酬不變的假設(shè)條件，并在TFPR離散度中控制了企業(yè)異質(zhì)性需求和技術(shù)效率的影響。Haltiwanger等（2018）[13]則在HK模型的基礎(chǔ)上，引入了固定成本、異質(zhì)性的投入成本和需求因素。Oberfield（2011）[14]、Bollard和Klenow（2013）[15]將企業(yè)間和行業(yè)間資源配置效率納入到同一分析框架。Song和Wu（2015）[16]克服了TFPR離散度沒有考慮產(chǎn)出和需求彈性異質(zhì)性、調(diào)整成本差異的缺陷。

國內(nèi)學術(shù)界對資源錯配問題的研究主要從兩方面展開。一類文獻重點關(guān)注資源錯配的測算和分解，并研究錯配對總產(chǎn)出和宏觀經(jīng)濟效率的不利影響[17-18]。另一類文獻專注于探究中國在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和改革過程中產(chǎn)生資源錯配的原因，這些文獻更多的是從市場摩擦，比如從政策干預(yù)[19]、所有制歧視[20]、市場分割[21]、戶籍制度[22]等角度進行考慮。其中一些文獻是Hsieh和Klenow（2009）[6]的后續(xù)研究，例如，龔關(guān)和胡關(guān)亮（2013）[23]放松了HK模型中規(guī)模報酬不變的假設(shè)，提出以要素生產(chǎn)率價值（MRPK和MRPL）的離散度來測度各要素導(dǎo)致的資源錯配。邵宜航等（2013）[24]在HK模型的基礎(chǔ)上，分別測算金融市場和交通基礎(chǔ)設(shè)施導(dǎo)致的資源配置扭曲。文東偉（2019）[25]將HK模型進一步拓展，開發(fā)了可以同時測度行業(yè)內(nèi)和行業(yè)間所導(dǎo)致的資源錯配的理論框架。張?zhí)烊A和張少華（2016）[26]在HK模型的框架下估算了國有企業(yè)偏向型政策所造成的配置扭曲。季書涵等（2016）[27]將產(chǎn)業(yè)集聚因素納入Hsieh和Klenow（2009）[6]的資源錯配理論研究框架，并且探討了產(chǎn)業(yè)集聚對資源錯配的改善效果。羅德明等（2012）[28]在異質(zhì)性隨機動態(tài)一般均衡模型中引入了內(nèi)生化的企業(yè)進入退出選擇，以此考察偏向型政策的效率損失。

然而，利用全要素生產(chǎn)率價值離散度測度資源錯配的方法，因其嚴苛的理論假設(shè)條件在近年來遭受了一定的質(zhì)疑。首先，HK模型的測算框架假設(shè)同一部門內(nèi)所有企業(yè)具有相同的生產(chǎn)函數(shù)形式，從而忽略了企業(yè)生產(chǎn)模式和技術(shù)的差異，未充分考慮企業(yè)間邊際產(chǎn)出價值的區(qū)別[29]。在更一般的情況下，生產(chǎn)要素質(zhì)量差異、異質(zhì)性的管理技能和特定的投資模式等因素都會使不同企業(yè)的TFPR產(chǎn)生差異[30]。即使是在無扭曲的資源最優(yōu)配置條件下，企業(yè)間任一形式的自身技術(shù)差異都可能被當成資源錯配，進而夸大或縮小資源錯配程度[31]。其次，Song和Wu（2015）[16]認為如果數(shù)據(jù)中包含不可觀察的異質(zhì)性產(chǎn)出和需求彈性、調(diào)整成本和測量誤差的因素，TFPR離散度將會高估資源錯配水平。他們還指出，TFPR離散度只適用于靜態(tài)扭曲的情形，在考慮例如投資調(diào)整成本的動態(tài)扭曲時，TFPR離散度對資源錯配的度量將會失效。Haltiwanger等（2018）[13]利用分解方法發(fā)現(xiàn)大部分TFPR方差的變動反映了（扭曲導(dǎo)致的）需求變動的影響。在更一般的情況下，TFPR離散度不能反映資源配置效率損失。

現(xiàn)有資源錯配的理論框架并沒有很好地消除產(chǎn)出彈性異質(zhì)性導(dǎo)致的測量誤差，影響了后續(xù)經(jīng)驗研究的準確性。理論上，每家企業(yè)面臨的約束條件進而采用的生產(chǎn)技術(shù)都有差異，很難用統(tǒng)一的生產(chǎn)函數(shù)來刻畫企業(yè)的生產(chǎn)行為[32]。要素產(chǎn)出彈性相同意味著所有企業(yè)的最終產(chǎn)出都以固定的比例分配給資本與勞動，即所有企業(yè)都擁有相同的要素份額，這一假設(shè)在現(xiàn)實中很難找到令人信服的論據(jù)支持。若不考慮企業(yè)要素份額的差異，會影響資源錯配水平測度的準確性?；诖耍疚奶岢鰧a(chǎn)出彈性異質(zhì)性納入考慮的資源錯配核算框架，以實際資源配置對有效資源配置的偏離程度替代傳統(tǒng)的TFPR離散度作為衡量資源錯配的新指標，可以更準確地測度中國在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和改革過程中的資源錯配動態(tài)變化，有利于深刻理解和把握中國實施改革開放政策的成效。此外，本文還提出了一種可能的企業(yè)層面資源錯配的測度方法，可以為后續(xù)相關(guān)研究提供一個參考標準，同時可以幫助政府了解微觀企業(yè)的資源配置狀況，有利于政府制定更為完善的企業(yè)激勵政策和制造業(yè)發(fā)展規(guī)劃。

二、理論框架

在Hsieh和Klenow（2009）[6]的基礎(chǔ)上，放松了同行業(yè)企業(yè)要素產(chǎn)出彈性相同的假設(shè)，本文核算框架的推導(dǎo)和說明如下。

（一）對于生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定

至此，本文已經(jīng)完成了資源錯配指標體系的建立。與Hsieh和Klenow（2009）[6]所提出的理論框架相比，本文的資源錯配核算框架放松了企業(yè)要素產(chǎn)出彈性相同的假設(shè)，并且允許各企業(yè)資源最優(yōu)配置條件下的TFPR存在差異，應(yīng)用的范圍和場景更為廣泛，在測度上的偏誤也相對更小，可以更準確地評估中國制造業(yè)行業(yè)的要素資源配置效率。

三、數(shù)據(jù)處理與參數(shù)估計

（一）數(shù)據(jù)介紹和處理

本文使用的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)是1998—2007年的《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》，該數(shù)據(jù)庫涵蓋了全部國有工業(yè)企業(yè)以及規(guī)模以上②非國有工業(yè)企業(yè)。首先對行業(yè)代碼進行了統(tǒng)一，將2003年以前的4位數(shù)行業(yè)代碼③調(diào)整為以[GB/T4754—2002]為標準的4位數(shù)行業(yè)代碼。然后，借鑒Brandt等（2012）[34]、楊汝岱（2015）[32]的方法構(gòu)建一個以企業(yè)法人代碼和年份為兩維的面板數(shù)據(jù)。鑒于工企數(shù)據(jù)庫存在的指標大小異常和測度誤差等問題，依照Cai和Liu（2009）[35]、謝千里等（2008）[36]的做法對樣本進行了剔除。主要包括：（1）剔除了關(guān)鍵指標（法人代碼、工業(yè)總產(chǎn)值、固定資產(chǎn)凈值、中間品投入、從業(yè)人數(shù)）存在缺失或為負的樣本;（2）剔除不符合一般會計準則（GAPP）以及不符合邏輯關(guān)系的異常樣本;（3）剔除從業(yè)人數(shù)少于10人、銷售額低于500萬元的樣本④;（4）剔除礦產(chǎn)采選、石油等資源型行業(yè)以及水電燃氣生產(chǎn)行業(yè)的樣本⑤。

為了計算出可相互比較的實際資本存量，本文通過相鄰兩期的固定資產(chǎn)原值計算出當年的名義投資，再計算出消脹后的每年實際投資I，最后利用基于永續(xù)盤存法Kt+1=（1-δ）Kt+I和折舊信息⑥計算出真實資本存量和真實投資。為了得到樣本第一期的實際資本存量的數(shù)據(jù)，參照Brandt等（2012）[34]的估計思路，以分行業(yè)、分省份的資本增長率近似替代企業(yè)的資本存量增長率。結(jié)合企業(yè)第一年出現(xiàn)在數(shù)據(jù)庫時的固定資產(chǎn)原值估計出企業(yè)成立年份的實際資本存量⑦。接著利用永續(xù)盤存法逐年計算企業(yè)成立年份至首次出現(xiàn)在數(shù)據(jù)庫的實際資本存量。

對于勞動要素投入Lsi，本文以從業(yè)人數(shù)來衡量。相比職工人數(shù)，考慮到從業(yè)人數(shù)包含非正規(guī)就業(yè)，因此用從業(yè)人數(shù)衡量勞動要素投入相對更為合適。本文的產(chǎn)出變量Ysi采用平減后的工業(yè)總產(chǎn)值來衡量。對于企業(yè)份額θsi和行業(yè)份額θs，分別利用s行業(yè)i企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值占s行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值之比、s行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值占總體工業(yè)總產(chǎn)值之比來衡量。為了方便與Hsieh和Klenow（2009）[6]的結(jié)果進行比較，我們遵循他們的做法，將企業(yè)間替代彈性設(shè)定為σ=3。

為了消除價格的影響，本文利用Brandt—Rawski投資價格指數(shù)對計算出的名義投資額進行平減。由于Brandt—Rawski投資價格指數(shù)只構(gòu)造到2006年為止，采用國家統(tǒng)計局的固定資產(chǎn)投資指數(shù)替代2007年的指數(shù)。對于中間品投入、工業(yè)總產(chǎn)值利用Brandt等（2012）[34]所給出的投入價格指數(shù)、產(chǎn)出價格指數(shù)進行平減。

（二）企業(yè)要素產(chǎn)出彈性估計

四、測度結(jié)果及分析

（一）企業(yè)資源錯配水平的分布、方向以及程度分析

在計算出企業(yè)要素產(chǎn)出彈性以后便可以根據(jù)（15）、（16）式計算出各個企業(yè)的資源錯配水平。表1根據(jù)資源錯配的方向進行劃分，總結(jié)了中國制造業(yè)1998—2007年資源配置過度和配置不足的企業(yè)數(shù)量分布情況。

從資本的配置分布情況來看，1998年有52169家企業(yè)存在資本配置不足的問題，占到當年樣本企業(yè)總數(shù)的52.8%。46634家企業(yè)存在資本配置過度的問題，占到當年樣本總數(shù)的47.2%。根據(jù)理論，由于商業(yè)銀行難以獲知中小企業(yè)經(jīng)營的完備信息，借貸雙方信息不對稱的問題在中小企業(yè)體現(xiàn)的尤為明顯，導(dǎo)致中小企業(yè)更容易產(chǎn)生融資難的問題[24]。因此，本文統(tǒng)計了不同規(guī)模企業(yè)⑧的資本錯配水平。以1998年為例，該年樣本共有98803家企業(yè)，其中，小、中、大型企業(yè)的數(shù)量分別為85126、8965、4712。其中，48689家小型企業(yè)存在資本配置不足的問題，占當年小型企業(yè)總數(shù)的57.1%，在中型企業(yè)上這個比例為26.6%，而在大型企業(yè)中只有23.3%的企業(yè)存在資本不足的問題。36437家小型企業(yè)存在資本配置過度的問題，占當年小型企業(yè)總數(shù)的42.8%，在中、大型企業(yè)這個比例分別是73.4%、76.7%。因此，可以發(fā)現(xiàn)小型制造業(yè)企業(yè)更易出現(xiàn)融資難的問題。從資本配置分布的時間變化趨勢來看，雖然資本配置不足的企業(yè)數(shù)量有所增長，但其占比不斷減少，從1998年的52.8%，降低到了2007年的49.9%。資本配置過度的企業(yè)數(shù)量和占比均逐年增長，并且自2005年開始，資本配置過度的企業(yè)數(shù)量逐漸超過了資本配置不足的企業(yè)。

表4呈現(xiàn)了根據(jù)公式（22）、（23）計算的1998—2007年中國制造業(yè)勞動與資本重新配置的產(chǎn)出增長。從勞動要素配置的時間趨勢上看，25個行業(yè)都表現(xiàn)出勞動要素配置隨時間不斷改善的趨勢。交通運輸設(shè)備制造業(yè)改善程度最高，資源錯配引致的產(chǎn)出缺口下降了64%。紡織業(yè)、石油加工煉焦及核燃料加工業(yè)、化學纖維制造業(yè)、橡膠制品業(yè)的行業(yè)內(nèi)勞動配置存在一定程度的惡化。從資本要素配置的時間趨勢上看，25個行業(yè)都表現(xiàn)出勞動要素配置隨時間不斷改善的趨勢，黑色金屬冶煉壓延加工業(yè)改善程度最高，資源錯配引致的產(chǎn)出缺口下降了55.4%。石油加工煉焦及核燃料加工業(yè)、橡膠制品業(yè)、塑料制品業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)的行業(yè)的資源配置存在一定程度的惡化。其中，橡膠制品業(yè)是唯一勞動與資本要素配置情況均出現(xiàn)了惡化的行業(yè)。從行業(yè)間勞動要素配置的橫向?qū)Ρ葋砜矗瑹煵葜破窐I(yè)的行業(yè)內(nèi)勞動要素配置效率最高。以2007年為例，煙草制品業(yè)的勞動要素重新配置所帶來產(chǎn)出增長僅有2.2%。從行業(yè)間資本要素配置的橫向?qū)Ρ葋砜?，家具制造業(yè)的行業(yè)內(nèi)資本要素配置效率最高。以2007年為例，家具制造業(yè)的資本要素重新配置所帶來產(chǎn)出增長僅有8.1%。從兩種要素的橫向?qū)Ρ葋砜矗?4個行業(yè)都表現(xiàn)出資本要素配置效率低于勞動要素配置效率的現(xiàn)象，只有紡織業(yè)、紡織服裝鞋帽制造業(yè)、木材加工制品業(yè)、家具制造業(yè)、文教體育用品制造業(yè)存在勞動要素配置情況比資本更嚴重的現(xiàn)象，而這些行業(yè)恰好是勞動力密集程度都相對較高的行業(yè)。

五、進一步的研究

（一）不同所有制企業(yè)的資源配置效率分析

為了探究所有權(quán)與資源錯配程度的關(guān)系，我們用測算出的資本錯配系數(shù)、勞動錯配系數(shù)、資源錯配系數(shù)分別對企業(yè)所有制的虛擬變量進行回歸，并且加入企業(yè)固定效應(yīng)、行業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。Ownership代表所有權(quán)的虛擬變量，國有企業(yè)取1，非國有企業(yè)取0?；貧w結(jié)果見表5。

從資本要素配置狀況看，MKsi大于1的國有企業(yè)資本錯配系數(shù)平均比非國有企業(yè)高1.11， MKsi小于1的國有企業(yè)資本錯配系數(shù)平均比非國有企業(yè)低0.03。無論是MKsi大于1還是小于1，非國有企業(yè)的資本錯配系數(shù)相比于國有企業(yè)都更接近于1。因此，非國有企業(yè)的資本配置效率更高。從勞動要素配置狀況看，MLsi大于1的國有企業(yè)勞動錯配系數(shù)平均比非國有企業(yè)高0.42，MLsi小于1的國有企業(yè)勞動錯配系數(shù)平均比非國有企業(yè)高0.04。根據(jù)現(xiàn)有文獻，出現(xiàn)這種現(xiàn)象的可能解釋在于國有企業(yè)支付了比非國有企業(yè)更高的勞動成本[25]，從而導(dǎo)致國有企業(yè)勞動過度配置的程度比非國有企業(yè)更明顯。根據(jù)資源錯配系數(shù)的回歸結(jié)果來看，無論是MYsi大于1還是小于1，由于非國有企業(yè)的資源錯配系數(shù)相比于國有企業(yè)都更接近于1，因此非國有企業(yè)的資源配置效率要高于國有企業(yè)。因此，進一步提高國有企業(yè)的資源配置效率，不斷改善國有企業(yè)的經(jīng)營績效，仍是中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和發(fā)展過程中需要持續(xù)關(guān)注的問題。

（二）出口企業(yè)和非出口企業(yè)的資源配置效率分析

根據(jù)新新貿(mào)易理論，出口企業(yè)面臨來自國際市場的激烈競爭，迫使生產(chǎn)率低下的企業(yè)退出市場，導(dǎo)致資源從低效率企業(yè)流向高效率企業(yè)。因此，出口有利于企業(yè)的生產(chǎn)率的提升和資源配置效率的改善。由此，本文還檢驗了出口行為與企業(yè)資源錯配的關(guān)系，Export代表是否出口的虛擬變量，出口企業(yè)取1，非出口企業(yè)取0?；貧w結(jié)果見表6。

從出口企業(yè)和非出口企業(yè)的資本要素配置狀況看，MKsi大于1的出口企業(yè)的資本錯配系數(shù)MKsi平均要比非出口企業(yè)低0.20，同時MKsi小于1的出口企業(yè)的資本錯配系數(shù)MKsi平均要比非出口企業(yè)高0.02。無論是MKsi大于1還是小于1，出口企業(yè)的資本錯配系數(shù)相比于非出口企業(yè)都更接近于1。因此，出口企業(yè)的資本配置效率高于非出口企業(yè)。從勞動要素配置狀況看， MLsi大于1的出口企業(yè)的勞動錯配系數(shù)平均要比非出口企業(yè)低0.28，MLsi小于1的出口企業(yè)的勞動錯配系數(shù)比非出口企業(yè)低0.02。因此，出口企業(yè)更容易出現(xiàn)勞動配置不足的現(xiàn)象。可能的原因在于出口企業(yè)一般集中在勞動密集型行業(yè)，這些行業(yè)需要大量的勞動力要素資源進行生產(chǎn)。而由于戶籍制度等對勞動力流動的阻礙，還不能實現(xiàn)勞動力自由流動，從而導(dǎo)致這些出口企業(yè)勞動力配置不足。根據(jù)資源錯配系數(shù)的回歸結(jié)果來看，由于出口企業(yè)的資源錯配系數(shù)相比于非出口企業(yè)更接近于1。因此，出口企業(yè)的整體資源配置效率要高于非出口企業(yè)。這證實了貿(mào)易自由化帶來的競爭效應(yīng)和資源再配置效應(yīng)，也體現(xiàn)了中國實施改革開放政策的顯著成效。

（三）不同地區(qū)企業(yè)的資源錯配水平分析

由于中國各個地區(qū)的歷史條件、地理特征和區(qū)位優(yōu)勢不盡相同，以及國家不同時期的導(dǎo)向型政策，以致不同地區(qū)企業(yè)的資源配置效率存在顯著差異。因此，本文檢驗了不同地區(qū)企業(yè)的資源錯配水平是否存在顯著差異。Middle代表是否為中部地區(qū)企業(yè)的虛擬變量，West代表是否為西部地區(qū)企業(yè)的虛擬變量，缺省變量為東部地區(qū)企業(yè)?；貧w結(jié)果見表7。

從各個地區(qū)企業(yè)的資本要素配置狀況看，MKsi大于1的東部企業(yè)的資本錯配系數(shù)相比于中西部地區(qū)的企業(yè)更接近于1。而MKsi小于1的企業(yè)資本錯配系數(shù)呈中—東—西由低至高排列，西部地區(qū)企業(yè)資本錯配系數(shù)MKsi更接近于1。從各個地區(qū)企業(yè)的勞動要素配置狀況看， MLsi大于1的東部企業(yè)的勞動錯配系數(shù)相比于中西部地區(qū)的企業(yè)更接近于1，而MLsi小于1的東部企業(yè)勞動錯配系數(shù)也低于中西部地區(qū)，東部地區(qū)企業(yè)呈現(xiàn)出勞動配置不足的現(xiàn)象。前述研究結(jié)果表明，出口企業(yè)呈現(xiàn)出勞動配置不足的現(xiàn)象。而中國的出口企業(yè)大部分集中在東部，由此本部分結(jié)論是和前述結(jié)論是一致的。勞動力資源需從邊際產(chǎn)出較低的中西部地區(qū)向邊際產(chǎn)出更高的東部地區(qū)轉(zhuǎn)移，以提高整體資源配置效率。根據(jù)資源錯配系數(shù)的回歸結(jié)果來看，MYsi大于1的東部企業(yè)的資源錯配系數(shù)相比于中西部地區(qū)的企業(yè)更接近于1，而MYsi小于1的企業(yè)資源錯配系數(shù)呈中—東—西由低至高排列?？傮w來看，東部地區(qū)企業(yè)的資源配置效率要略優(yōu)于中西部地區(qū)企業(yè)。該結(jié)論符合中國當下的發(fā)展階段和現(xiàn)實特征。由于東部地區(qū)率先實行對外開放，較早推進市場化進程，要素市場的發(fā)育程度較高，并且在市場中介組織和法律制度環(huán)境等方面有著較大的優(yōu)勢。而中西部地區(qū)市場化進程相對緩慢，非國有經(jīng)濟占比較小，經(jīng)濟活力相對較弱，導(dǎo)致地區(qū)市場化水平自沿海向內(nèi)地、由東向西遞進和深化，形成中國企業(yè)資源配置效率呈東—中—西逐漸遞減的現(xiàn)實特征。

六、結(jié)論與啟示

準確評估中國制造業(yè)行業(yè)的資源配置效率，有利于深刻理解和把握中國改革開放的成效。本文將企業(yè)要素份額異質(zhì)性引入Hsieh和Klenow（2009）[6]的理論框架，放松同行業(yè)企業(yè)要素產(chǎn)出彈性相同的假設(shè)，并提出一種可以測度企業(yè)層面資源錯配水平的核算方法。本文利用1998—2007年微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，采用De Loecker和Warzynski（2012）[37]的控制函數(shù)法測算中國制造業(yè)企業(yè)的要素產(chǎn)出彈性，并根據(jù)本文的核算框架測算了中國制造業(yè)企業(yè)的資源錯配程度。研究結(jié)果顯示，樣本期間中國制造業(yè)企業(yè)的資源配置效率有了明顯的提高。在控制企業(yè)要素產(chǎn)出彈性異質(zhì)性因素后，消除資源錯配的制造業(yè)潛在產(chǎn)出增長為75.4%—91.6%。從各要素配置效率看，資本有效配置帶來的產(chǎn)出增長為16.6%—23.1%，勞動有效配置帶來的產(chǎn)出增長為8.9%—15.7%。行業(yè)層面的分析表明，29個制造業(yè)行業(yè)中有25個行業(yè)都表現(xiàn)出資源配置隨時間不斷改善的趨勢。其中，專用設(shè)備制造業(yè)的資源配置改善的程度最高，該行業(yè)在1998年至2007年的資源錯配引致的產(chǎn)出缺口下降了39.6%。橡膠制品業(yè)資源配置效率的下降程度最高，資源錯配引致的產(chǎn)出缺口在十年間擴大了34%。企業(yè)層面的分析表明，國有企業(yè)的資源配置效率要低于非國有企業(yè)，出口企業(yè)的資源配置效率要高于非出口企業(yè)，且東部地區(qū)企業(yè)的資源配置效率要優(yōu)于中西部地區(qū)企業(yè)。

上述研究結(jié)果顯示，與勞動力配置水平相比，資本的配置狀態(tài)尚不樂觀，在小型制造業(yè)企業(yè)上體現(xiàn)的尤其明顯，反映了資本市場發(fā)展較為落后，深化金融市場化改革和完善資本市場仍然任重道遠。因此，一方面應(yīng)加快改革和發(fā)展現(xiàn)代金融監(jiān)管體制，健全市場利率形成機制、暢通利率傳導(dǎo)機制;另一方面應(yīng)繼續(xù)深化國有商業(yè)銀行和金融機構(gòu)改革，提升金融體系服務(wù)質(zhì)量和服務(wù)效率，積極建立多層次的銀行體系，有效降低借貸雙方的信息不對稱的問題，緩解企業(yè)面臨的融資約束，逐步實現(xiàn)資本市場的資源優(yōu)化配置功能。

注釋：

① 本文推導(dǎo)出的資源錯配系數(shù)反映的實際上是企業(yè)相對行業(yè)平均水平的要素偏離程度，也存在另一種方式推導(dǎo)出要素的絕對偏離程度Lsi/Leffcicentsi=1/1+τLsi、Ksi/Keffcicentsi=1/1+τKsi。本文側(cè)重于分析這種相對偏離程度的原因在于，要素在企業(yè)間的配置情況并不是由企業(yè)的要素絕對使用價格所決定，而是由要素在各企業(yè)間的相對使用價格所決定的（陳永偉和胡偉民，2011）。以勞動要素為例，在不存在扭曲的資源最優(yōu)配置下，所有企業(yè)的勞動要素實際使用價格等于同一價格。如果此時讓所有企業(yè)的勞動扭曲同時變化相同的程度，雖然這會導(dǎo)致勞動要素實際價格的變化，但是在企業(yè)間的相對價格仍將保持不變，勞動要素在企業(yè)間的配置情況也將是不變的。

② 規(guī)模以上企業(yè)指的是銷售額超過500萬以上的企業(yè)，這個標準在2011年改為了2000萬。

③ 《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》1998—2002年所采用的行業(yè)代碼標準為[GB/T4754—1994]。

④ 相當于剔除了規(guī)模以下的國有企業(yè)，方便我們后文的國有企業(yè)和非國有企業(yè)資源配置效率的對比分析。

⑤ 剔除這些行業(yè)的主要原因在于這些行業(yè)不符合壟斷競爭性質(zhì)。

⑥ 參照Brandt等（2012），折舊率設(shè)為9%。

⑦ 企業(yè)成立年份的實際資本存量的估計方法可以通過以下公式來實現(xiàn)：RKt0=NKtd/pt0∏tdt=t0（1+gt）。其中，t0表示開業(yè)年份，td表示在數(shù)據(jù)庫中的第一期，RKt0表示開業(yè)年份的實際資本存量，NKtd表示數(shù)據(jù)庫中的第一期的名義資本存量（固定資產(chǎn)原值與固定資產(chǎn)凈值皆可），gt為第t期的資本存量增長率，pt0為第t0期的投資價格指數(shù)。

⑧ 我們對于不同規(guī)模企業(yè)的劃分標準基于工企數(shù)據(jù)庫的一個變量“企業(yè)規(guī)?！薄Ｒ?998年為例，當該變量取值為“11”、“12”、“13”時，為大型企業(yè)。取值為“21”、“22”時為中型企業(yè)。取值為“30”時為小型企業(yè)。

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Abstract：This paper introduces the heterogeneity of enterprise factor share into the theoretical framework of Hsieh and Klenow （2009）， relaxes the assumption that the elasticity of enterprise factor output in the same industry is the same， and proposes an accounting method that can measure the level of enterprise level resource misallocation.Based on the micro enterprise data from 1998 to 2007， this paper uses the control function method of De Loecker and Warzynski （2012） to measure the factor output elasticity of China′s manufacturing industry. According to the accounting framework of this paper， it also estimates the degree of resource misallocation and output loss between China′s manufacturing industry and enterprises.The results show that the resource allocation efficiency of Chinese manufacturing industry and enterprises has improved significantly in the sample period; after controlling the heterogeneity of output elasticity， the potential output growth of manufacturing industry caused by eliminating resource mismatch is 75.4%-91.6%， which is lower than that of Hsieh and Klenow （2009）. If the heterogeneity of enterprises is ignored， the potential output growth of resource reallocation is likely to be overestimated power.

Key words：resource misallocation; potential output growth; factor output elasticity; firm heterogeneity; HK model

（責任編輯：周正）