鄒薇 雷浩

〔摘要〕?經(jīng)濟(jì)要實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展必須促進(jìn)企業(yè)不斷地提高生產(chǎn)率，化解資源錯配問題。使用企業(yè)全要素生產(chǎn)率的離散度衡量中國企業(yè)資源錯配程度，并將分省份的市場化指數(shù)與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行匹配進(jìn)而研究營商環(huán)境對企業(yè)資源錯配的具體效應(yīng)和影響機(jī)制，發(fā)現(xiàn)：營商環(huán)境每提升一個百分點(diǎn)，改善企業(yè)資源錯配0.011個百分點(diǎn);東部地區(qū)效應(yīng)最為明顯，中部次之，西部最弱;對私人控股企業(yè)資源錯配的作用較為明顯，對國有控股企業(yè)的效應(yīng)較弱;對全要素生產(chǎn)率較高企業(yè)的資源錯配改善程度較大。營商環(huán)境對資源錯配的影響還存在三階段“閾值效應(yīng)”，其中第二階段營商環(huán)境對改善企業(yè)資源錯配的影響最大，當(dāng)處于第一階段營商環(huán)境后，需要跨越臨界值進(jìn)入第二階段才能有效地降低企業(yè)的資源錯配。目前我國正在建構(gòu)以國內(nèi)大循環(huán)為主、國內(nèi)國際雙循環(huán)的新發(fā)展格局，宜采取放寬市場準(zhǔn)入條件，維護(hù)競爭秩序等推進(jìn)要素市場化改革和進(jìn)一步改善企業(yè)資源錯配的政策。

〔關(guān)鍵詞〕?營商環(huán)境;企業(yè)資源錯配;新發(fā)展格局;要素市場化改革;門檻回歸

〔中圖分類號〕123.93〔文獻(xiàn)標(biāo)識碼〕A〔文章編號〕1000-4769（2021）01-0092-13

〔基金項(xiàng)目〕國家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目“代際傳遞、鄰里效應(yīng)與教育貧困：基于社會網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟(jì)學(xué)視角”（71973102）

〔作者簡介〕鄒薇，武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師;雷浩，武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院博士研究生，湖北武漢?430072。

一、引言

隨著全球化的推進(jìn)，跨國界的要素流動、商品與服務(wù)貿(mào)易以及企業(yè)的跨國經(jīng)營活動日益頻繁，如何評估各國營商環(huán)境及其經(jīng)濟(jì)影響已引起理論界和實(shí)踐界的廣泛關(guān)注。自2003年起，世界銀行推出了“Doing Business”項(xiàng)目①，對各經(jīng)濟(jì)體中的企業(yè)所面臨的商業(yè)監(jiān)管環(huán)境進(jìn)行評估。我們從世界銀行發(fā)布的歷年營商環(huán)境報告中發(fā)現(xiàn)，發(fā)達(dá)國家的營商環(huán)境排名普遍比較靠前，大多數(shù)發(fā)展中國家則較為落后，各經(jīng)濟(jì)體的營商環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長具有比較顯著的關(guān)聯(lián)。②近幾年來，隨著中國加快優(yōu)化營商環(huán)境的舉措陸續(xù)落地，營商環(huán)境排名連續(xù)攀升：2017年中國排名190個經(jīng)濟(jì)體中第78名，2018年首次進(jìn)入前50名，2019年迅速升至第31名。營商環(huán)境涉及市場制度、商事制度的各部門，影響到市場資源配置和企業(yè)經(jīng)營活動的整個生命周期，量化地評估營商環(huán)境對資源配置的效應(yīng)，有利于更好地明確營商環(huán)境的改革領(lǐng)域和政策取向。然而，營商環(huán)境是否能夠以及究竟是怎樣在改善企業(yè)資源錯配與提高企業(yè)生產(chǎn)率的，相關(guān)理論和實(shí)證研究相對不足，尤其是基于微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的研究更為不足。

基于目前的條件，要驗(yàn)證我國的營商環(huán)境與資源配置、經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系存在兩個突出難點(diǎn)：其一，目前尚沒有測度中國各省份營商環(huán)境的多年份權(quán)威數(shù)據(jù)。世界銀行的營商環(huán)境報告主要針對的是國家（地區(qū)）而不是國內(nèi)省份的營商環(huán)境水平。近年來，政府部門、新聞媒體和民間組織通過現(xiàn)場訪談、調(diào)查問卷、數(shù)據(jù)采集等多種方式，試圖搜集中國營商環(huán)境的相關(guān)信息并進(jìn)行評估③，但這些指標(biāo)體系涵蓋的城市有限、不具有可比性，且均為單一年份評估。其二，該如何有效測度資源錯配程度存在爭議。資源錯配通常由全要素生產(chǎn)率（TFP）分布的離散度體現(xiàn)（Hsieh and Klenow， 2009）④，而測度資源錯配的核心在于準(zhǔn)確地計算全要素生產(chǎn)率。如果測算省（市、區(qū)）級的全要素生產(chǎn)率，Malmquist指數(shù)法需要使用城市的投入和產(chǎn)出數(shù)據(jù)，然而2019年11月，國家統(tǒng)計局只對2018年的GDP初步核算數(shù)進(jìn)行了修訂，歷史數(shù)據(jù)的修訂工作目前尚未完成⑤，因此直接使用GDP歷史數(shù)據(jù)測算可能會產(chǎn)生明顯偏誤。

針對以上問題，本文采用《中國分省份市場化指數(shù)報告（2016）》中2010、2012年全國各省份市場化指數(shù)作為營商環(huán)境的代理變量，市場化指數(shù)由五項(xiàng)基礎(chǔ)指標(biāo)加權(quán)，是對各省份營商環(huán)境水平的一個綜合刻畫。同時將2010、2012年各?。ㄊ?、區(qū)）營商環(huán)境數(shù)據(jù)與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行匹配后得到超過45萬家企業(yè)樣本，在此基礎(chǔ)上通過度量企業(yè)全要素生產(chǎn)率測度資源錯配程度。本文旨在研究并回答以下問題：營商環(huán)境對改善資源錯配的作用有多大？對于不同地區(qū)、不同所有制、不同行業(yè)的企業(yè)，其營商環(huán)境對于資源錯配的效應(yīng)是否具有一致性？營商環(huán)境的效應(yīng)是否存在某種“門檻效應(yīng)”或“閾值效應(yīng)”？

相較于既有文獻(xiàn)，本文可能的貢獻(xiàn)主要有三點(diǎn)：第一，匹配中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，通過微觀層面的數(shù)據(jù)揭示營商環(huán)境與資源錯配的關(guān)系。就我們所知，國內(nèi)外既有的文獻(xiàn)對營商環(huán)境的研究主要立足于國家或省份層面，因此采用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)測算和評估資源錯配的變化，為評估營商環(huán)境的效應(yīng)提供了新的視角。第二，探討影響企業(yè)資源錯配的深層原因。現(xiàn)有文獻(xiàn)通常將資源錯配的原因分別歸結(jié)到產(chǎn)業(yè)集聚、企業(yè)是否出口、市場不完善、政府干預(yù)等因素上，而營商環(huán)境涵蓋了企業(yè)生存的全周期和各環(huán)節(jié)，本文在營商環(huán)境背景下，通過對不同地區(qū)、不同所有制、不同行業(yè)企業(yè)資源錯配的分析，探討影響資源錯配的機(jī)制。第三，選取反映營商環(huán)境的不同指標(biāo)做穩(wěn)健性檢驗(yàn)，使用Lewbel法⑥和開埠通商歷史作為工具變量等計量方法，克服分析中可能存在的內(nèi)生性、遺漏變量等問題。此外，通過門檻回歸本文發(fā)現(xiàn)營商環(huán)境還可劃分為三個不同階段，由此進(jìn)一步探討我國現(xiàn)階段可行的政策取向。

二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

與本文研究相關(guān)的文獻(xiàn)主要有兩條線索：其一，圍繞營商環(huán)境的測度和經(jīng)驗(yàn)研究;其二，圍繞資源錯配的測度與經(jīng)驗(yàn)研究。所謂營商環(huán)境，實(shí)際上是經(jīng)濟(jì)主體從事經(jīng)濟(jì)活動的制度背景和市場條件的總稱。經(jīng)濟(jì)學(xué)界通過驗(yàn)證“制度至關(guān)重要”（institution matters）假說，圍繞制度質(zhì)量、制度效率及其對經(jīng)濟(jì)績效的影響展開了跨國比較研究（Knack and Keefer，1995;Acemoglu et al.，2001;Easterly and Levine， 2003）。⑦也有許多學(xué)者從不同的層面，考慮營商環(huán)境及其各分項(xiàng)指標(biāo)對經(jīng)濟(jì)增長的影響。Gabriel （2004）采用類似“城市宜居性”測度法構(gòu)建了營商環(huán)境測度方法，發(fā)現(xiàn)對企業(yè)有吸引力的城市往往不是宜居型的，而營商環(huán)境的改善能提升城市勞動力水平。⑧董志強(qiáng)（2012）的研究證實(shí)了良好的城市營商軟環(huán)境對城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著促進(jìn)作用。⑨而有關(guān)行業(yè)層面的研究主要是針對不同區(qū)域的產(chǎn)業(yè)鏈或者不同的產(chǎn)業(yè)特征探討營商環(huán)境的影響機(jī)制。Zhang（2012）研究了營商環(huán)境改變對珠三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈的作用，發(fā)現(xiàn)對勞動密集型企業(yè)有顯著影響，導(dǎo)致該類企業(yè)更傾向于轉(zhuǎn)移到國內(nèi)外成本更低的區(qū)域。理論上，優(yōu)良的營商環(huán)境對企業(yè)績效應(yīng)該有明顯的促進(jìn)作用，但是在對各國的實(shí)證研究中卻并沒有得到一致的結(jié)論。⑩曹琪格等（2014）和夏后學(xué)等（2019）研究了營商環(huán)境對企業(yè)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)市場中介組織和要素市場發(fā)育對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著的正向影響，但引進(jìn)外資的程度和勞動力流動沒有展現(xiàn)理論上所預(yù)期的效應(yīng)。B11

資源配置關(guān)系到市場運(yùn)行效率，因此也有許多研究者從資源錯配的視角探討不同國家經(jīng)濟(jì)增長存在的差異。在最有代表性的Hsieh和Klenow（2009）的論文中，通過引入資本和勞動力扭曲，運(yùn)用C-D生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建衡量資源錯配的研究框架，揭示了中國與美國全要素生產(chǎn)率差異的49%竟然是由資源配置效率的差異造成的。Banerjee和Moll（2010）定義了外延型錯配（市場中的企業(yè)在要素邊際產(chǎn)出相同情況下，如果對要素重新分配會帶來產(chǎn)量的增加），并從理論上論證了內(nèi)涵型錯配會逐漸消失，外延型錯配會一直存在。B12近年來，國內(nèi)外學(xué)者也采用中國的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)研究了改革開放進(jìn)程中的資源錯配問題，主要從三個方面展開：一是研究企業(yè)改革措施對企業(yè)資源錯配的影響，例如聶輝華等（2011）運(yùn)用TFP分布測算，發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)資源錯配程度高，不同地區(qū)資源錯配的程度有明顯收斂趨勢。B13二是一些文獻(xiàn)采用Melitz（2003）的異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易分析框架B14，從微觀企業(yè)層面探討出口貿(mào)易對資源錯配的影響，例如王雅琦等（2015）發(fā)現(xiàn)降低出口退稅率能使出口企業(yè)提升生產(chǎn)率并且改善行業(yè)的資源配置效率B15;宋結(jié)焱等（2014）研究發(fā)現(xiàn)，要素市場價格扭曲、政府政策干預(yù)等非市場因素推動的中國出口導(dǎo)致了更深程度的市場扭曲和資源錯配。B16三是研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對資源錯配的影響，一些研究者基于Krugman（1991）的不完全競爭與產(chǎn)業(yè)研究視角，指出產(chǎn)業(yè)集聚等特征對企業(yè)資源錯配有影響B(tài)17，季書涵等（2016）的研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚能夠在資本配置過度和勞動力配置不足時改善資源錯配，但在資本配置不足和勞動力配置過度時則會加劇資源錯配。B18

既有研究表明，國家或地區(qū)的制度軟環(huán)境會對行業(yè)和企業(yè)的活動產(chǎn)生影響，資源錯配可能會受到各種不同政策的影響。然而，迄今尚沒有文獻(xiàn)將多年份的省級營商環(huán)境指標(biāo)與相應(yīng)的企業(yè)微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，因而也無法回答以下問題：營商環(huán)境的改進(jìn)究竟是否能夠以及能夠在多大程度上改善企業(yè)層次的資源錯配？營商環(huán)境對資源錯配的影響在不同地區(qū)、不同行業(yè)、不同領(lǐng)域具有怎樣的異質(zhì)性？營商環(huán)境對資源錯配的影響是否存在某種非線性影響或閾值效應(yīng)？本文在匹配中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與分省份市場化指數(shù)報告的基礎(chǔ)上，擬就上述問題開展研究。

三、特征化事實(shí)與模型設(shè)定

隨著改革開放的推進(jìn)，中國更多地發(fā)揮了市場機(jī)制在資源配置中的作用，以市場化指數(shù)所體現(xiàn)的各省份營商環(huán)境得到不同程度改善。圖1描繪了2010年和2012年兩個年度全國各省份市場化指數(shù)情況。一方面，總體營商環(huán)境有明顯改善，2012年30個省份營商環(huán)境的均值（6.18）比2010年提升10.16%，30個省份中僅有云南位于直線右下方，另有5個省份位于直線上，剩下24個省份均位于直線左上方。另一方面，省際差異十分明顯，東部地區(qū)營商環(huán)境明顯優(yōu)于中西部地區(qū)。

我們之所以選擇考察2010年和2012年這兩輪營商環(huán)境省際評估，其特殊意義在于，此間正逢中國宏觀經(jīng)濟(jì)政策經(jīng)歷由“十一五”（2006-2010年）后期更多強(qiáng)調(diào)政府經(jīng)濟(jì)干預(yù)，到“十二五”以來轉(zhuǎn)向加快市場化改革的明顯變化。具體而言，2010年的營商環(huán)境評估是對“十一五”后期宏觀經(jīng)濟(jì)強(qiáng)刺激的一個反映。在2008-2009年，為了應(yīng)對金融海嘯的沖擊，中國政府采取了較大規(guī)模的投資和刺激性貨幣政策，2008年和2009年的固定資產(chǎn)投資增速分別達(dá)到25.9%和30%，在對短期經(jīng)濟(jì)增長起到拉動作用的同時，一定程度上也強(qiáng)化了行政力量對市場的干預(yù)。隨著“十二五”規(guī)劃的開局，宏觀調(diào)控政策轉(zhuǎn)向擴(kuò)大內(nèi)需，政府減少了投資刺激和經(jīng)濟(jì)干預(yù)，2012年的固定資產(chǎn)投資增速回落至20.3%，遠(yuǎn)低于“十一五”時期的平均增速（25.5%），略持平于“十五”時期（2001-2005年）的平均增速（20.2%）。B19因此，本文采用2010年、2012年的省級營商環(huán)境數(shù)據(jù)，并與對應(yīng)時期的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)相匹配，量化考察中國宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控是怎樣轉(zhuǎn)向了更多地發(fā)揮市場機(jī)制的作用以及對微觀企業(yè)層面的資源錯配產(chǎn)生了怎樣的影響。

參考Hsieh和Klenow（2009）、聶輝華和賈瑞雪（2011）關(guān)于國家與行業(yè)層面資源錯配的測度思路，本文擬采用TFPijt-TFPjt/TFPjt，即企業(yè)效率離散度刻畫企業(yè)資源錯配程度。其中TFPijt表示企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，TFPjt表示該企業(yè)所處行業(yè)的全要素生產(chǎn)率的平均水平。圖2報告了中國工業(yè)企業(yè)按二位數(shù)制造業(yè)行業(yè)進(jìn)行劃分后，30個行業(yè)資源錯配的變化情況。有關(guān)各行業(yè)資源錯配程度由行業(yè)內(nèi)所有企業(yè)資源錯配指數(shù)取平均值測算而得。整體上，2010年與2012年的資源錯配情況有緩解，錯配指數(shù)由0.1786下降到0.1780，下降了0.34%。不過根據(jù)中國工業(yè)企業(yè)分行業(yè)的分析，資源錯配加劇的有14個行業(yè)，資源錯配緩解的有15個行業(yè)，不同行業(yè)資源錯配的變化參差不齊。對比圖1和圖2，我們發(fā)現(xiàn)，盡管多數(shù)省份的營商環(huán)境都有不同程度的提升，但是不同行業(yè)資源錯配的變化趨勢卻非常不同。

為了檢驗(yàn)營商環(huán)境對企業(yè)資源錯配的影響，使用的基本計量模型如下：

注：行業(yè)代碼所代表的行業(yè)分別為： 13、農(nóng)副產(chǎn)品加工業(yè); 14、食品制造業(yè);15、飲料制造業(yè); 16、煙草制品業(yè); 17、紡織業(yè); 18、紡織服裝鞋帽制造業(yè); 19、皮革、毛皮、羽毛制造業(yè); 20、木材加工制造業(yè); 21、家具制造業(yè);22、造紙及紙制品業(yè); 23、印刷業(yè); 24、文體教育用品制造業(yè); 25、石油加工業(yè); 26、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè); 27、醫(yī)藥制造業(yè); 28、化學(xué)纖維制造業(yè); 29、橡膠制品業(yè); 30、塑料制品業(yè); 31、非金屬礦物制品業(yè); 32、黑色金屬冶煉業(yè); 33、有色金屬冶煉業(yè); 34、金屬制品業(yè); 35、通用設(shè)備制造業(yè); 36、專用設(shè)備制造業(yè); 37、交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè); 39、電氣機(jī)械及器材制造業(yè); 40、通信設(shè)備、計算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè); 41、儀器儀表及文化、辦公用機(jī)械制造業(yè); 42、工藝品及其他制造業(yè);43、廢棄資源和廢舊材料回收加工業(yè)

式（1）中的i、j、s、t分別表示觀測到的企業(yè)、行業(yè)、所在省份、時間。被解釋變量MISit表示資源錯配的程度，我們采用全要素生產(chǎn)率（TFP）的分布進(jìn)行測算。在完全市場情形下，市場充分競爭使得高效率企業(yè)淘汰低效率企業(yè)，最終市場會逐步達(dá)到企業(yè)生產(chǎn)效率的一致，不存在資源錯配（Hsieh和Klenow，2009;聶輝華和賈瑞雪，2011），因此，在不完全市場中，可以通過企業(yè)生產(chǎn)效率的分布刻畫其錯配程度?？紤]到企業(yè)所處的行業(yè)差異性較大，我們在衡量企業(yè)錯配程度的生產(chǎn)率離散度時加入了行業(yè)層面因素，行業(yè)的界定按照國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類與代碼（GB/T4754-2011）標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行劃分，并選取制造業(yè)中的30個二位數(shù)行業(yè)，采用LP估計法測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

核心解釋變量ENVit是企業(yè)所在省份的營商環(huán)境指標(biāo)。我們考慮的是?。ㄊ?、區(qū)）一級的營商環(huán)境，所以選取《中國分省份市場化指數(shù)報告（2016）》中的市場化指數(shù)表示營商環(huán)境。市場化指數(shù)由政府與市場的關(guān)系、非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、產(chǎn)品市場的發(fā)育程度、要素市場的發(fā)育程度、市場中介組織的發(fā)育程度和法律制度環(huán)境等5個方面的指標(biāo)權(quán)重合成，每個指標(biāo)下設(shè)二級分項(xiàng)指標(biāo)，共有18個二級基礎(chǔ)指標(biāo)。

鑒于許多研究均表明產(chǎn)業(yè)集聚可能是影響企業(yè)資源錯配的一個因素（例如季書涵等，2016），我們采用赫芬達(dá)爾指數(shù)（HHIjt）反映行業(yè)集聚程度，其計算公式為HHI=∑nk=1（yk/y）2，其中yk為企業(yè)的生產(chǎn)值、y為行業(yè)的生產(chǎn)總值。HHI指數(shù)越大，表明行業(yè)的集聚度越高（在實(shí)證分析中取ln）。企業(yè)層面的控制變量包括：EXit、YRit和SALit，分別衡量企業(yè)出口水平、企業(yè)成立時間、企業(yè)銷售額，其中EXit所代表的出口指數(shù)，采用Commander（2011）構(gòu)造的（1+出口貨值/總產(chǎn)值）B20進(jìn)行測算，其原始數(shù)據(jù)均來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。企業(yè)所處地域的控制變量包括GDPst和UEst，分別表示企業(yè)所在?。ㄊ?、區(qū)）的GDP和城鎮(zhèn)登記失業(yè)率，所有數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》對應(yīng)年份。εit為其他隨機(jī)誤差。

本文選取2010年和2012年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中相關(guān)數(shù)據(jù)，通過與《中國分省份市場化指數(shù)報告（2016）》進(jìn)行匹配，得到超過45萬個企業(yè)數(shù)據(jù)。為了進(jìn)一步研究營商環(huán)境對資源錯配的影響，將企業(yè)樣本按照不同類型、不同區(qū)域進(jìn)行劃分。具體而言是將企業(yè)劃分為國有控股企業(yè)、集體控股企業(yè)、私人控股企業(yè)、港澳臺商控股企業(yè)、外商投資企業(yè)和其他企業(yè)共六類;將地域按東、中、西分為三個地區(qū)。B21主要變量的描述性統(tǒng)計見表1。

四、計量結(jié)果及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.計量結(jié)果分析

表2報告了營商環(huán)境的五個分項(xiàng)指標(biāo)對全樣本企業(yè)資源錯配的影響。將五個分項(xiàng)指標(biāo)分別加入模型，發(fā)現(xiàn)各項(xiàng)指標(biāo)的系數(shù)均顯著，然而產(chǎn)品市場發(fā)育程度和要素市場發(fā)育程度的系數(shù)為正值。理論上，加強(qiáng)產(chǎn)品與勞務(wù)、生產(chǎn)要素的流動性以及擴(kuò)大市場規(guī)模等會有助于改善企業(yè)資源錯配，這里之所以出現(xiàn)這個似乎費(fèi)解的結(jié)論，一個可能的原因是，2008-2010年以“四萬億”投資為代表的大幅度固定資產(chǎn)投資和擴(kuò)張性財政政策擠出了私人投資和市場的資源配置機(jī)制，對各類產(chǎn)品和要素市場的發(fā)育都形成抑制性的長尾效應(yīng)（Bai， Hsieh and Song， 2016）B22，而在所考察的年份，產(chǎn)品市場、要素市場的發(fā)育尚不充分，未達(dá)到改善資源錯配的效應(yīng)。這個觀察啟示我們，營商環(huán)境對資源配置的效應(yīng)可能并非一蹴而就的，而是需要越過某個門檻值之后才能對改善資源錯配發(fā)揮作用。

我們發(fā)現(xiàn)，將5個分項(xiàng)指標(biāo)同時加入模型（回歸6），各項(xiàng)指標(biāo)的系數(shù)仍保持顯著，但是系數(shù)的符號出現(xiàn)變化，究其原因，可能源于5項(xiàng)指標(biāo)所包含的二級基礎(chǔ)指標(biāo)之間存在相關(guān)性，因此后續(xù)分析中我們主要采納回歸1-5的結(jié)果。在所有回歸模型中，行業(yè)集聚程度越高，企業(yè)資源錯配的程度也越高;出口導(dǎo)向型的企業(yè)、成立時間較長的企業(yè)更有可能改善資源錯配;企業(yè)銷售額與企業(yè)資源錯配正相關(guān)，表明規(guī)模較大的企業(yè)更有可能出現(xiàn)資源錯配。所在省份的GDP反映企業(yè)所在地的經(jīng)濟(jì)總規(guī)模，在各回歸中，GDP與企業(yè)資源錯配的關(guān)系都顯著，但是符號并不一致;在回歸1、2、4和5中該系數(shù)符號顯著為正，說明各地區(qū)GDP的增長不一定伴隨著政府效率提升、非國有經(jīng)濟(jì)主體的發(fā)展、要素市場發(fā)育，也不一定伴隨著市場法治環(huán)境改善，因而企業(yè)資源錯配會加劇;在回歸3中，該系數(shù)符號顯著為負(fù)，說明所在地區(qū)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，產(chǎn)品市場發(fā)育越有深度和廣度，市場機(jī)制發(fā)揮作用的空間也越大，因而企業(yè)資源錯配能夠得到改善。各省份的城鎮(zhèn)登記失業(yè)率在一定程度上反映了勞動力供給水平、市場內(nèi)需水平，在回歸1-5中，該系數(shù)均顯著為正，表明失業(yè)率上升，勞動力市場供需失衡，勞動力要素不能在企業(yè)間有效配置，進(jìn)而會加劇企業(yè)資源錯配。

下面我們考察營商環(huán)境復(fù)合指數(shù)對企業(yè)資源錯配影響的異質(zhì)性，按照全樣本、不同所有制類型的企業(yè)、不同區(qū)域的企業(yè)分別做比較，結(jié)果參見表3。就全樣本看，核心解釋變量營商環(huán)境的系數(shù)顯著為負(fù)值，說明優(yōu)化營商環(huán)境顯著有利于改善資源錯配，營商環(huán)境指數(shù)改善一個百分點(diǎn)，能帶來資源錯配0.011%的改善。

根據(jù)表3，不同所有制、不同區(qū)域的企業(yè)顯示了明顯的差異性結(jié)果。從企業(yè)不同所有制視角看，營商環(huán)境改善，國有企業(yè)的資源錯配程度不僅沒有改善，反而略有加劇。關(guān)于這一異常結(jié)果，我們探究其原因發(fā)現(xiàn)，如同表1所示，國有控股企業(yè)的全要素生產(chǎn)率平均水平（3.67）低于全樣本企業(yè)全要素生產(chǎn)率平均水平（3.79），并且國有控股企業(yè)的資源配置效率受市場環(huán)境的影響相對較小，因此當(dāng)營商環(huán)境改善后，國有控股企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平上升速度慢于行業(yè)平均水平的上升速度，造成了資源錯配程度的加劇。同時，當(dāng)營商環(huán)境改善后，集體控股企業(yè)、私人控股企業(yè)、港澳臺商控股企業(yè)、外商投資企業(yè)所對應(yīng)的系數(shù)均顯著為負(fù)，表明這些所有制類型的企業(yè)在資源配置上受到市場環(huán)境的影響更大，營商環(huán)境的優(yōu)化有利于這類企業(yè)提高全要素生產(chǎn)率水平。

就企業(yè)所在的不同區(qū)域而論，企業(yè)對生產(chǎn)要素的需求存在明顯差異，發(fā)達(dá)地區(qū)的企業(yè)對技術(shù)要素和資本要素的需求更高，而欠發(fā)達(dá)地區(qū)的企業(yè)趨于勞動密集型。由于資本和技術(shù)的高度集聚，東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的資源錯配程度高于中西部地區(qū)，營商環(huán)境的優(yōu)化對東部企業(yè)資源錯配的改善也最為明顯;另外，GDP增長對西部地區(qū)資源錯配的加劇程度高于東部和中部地區(qū)。同時，城鎮(zhèn)登記失業(yè)率上升對西部、東部地區(qū)的企業(yè)資源錯配都有加劇效應(yīng)，其可能的原因是大量勞動力由西部流動到東部，致使這些地區(qū)出現(xiàn)勞動力要素相對不足或過剩，因此加劇了錯配程度。但是，城鎮(zhèn)登記失業(yè)率上升顯著降低了中部地區(qū)的企業(yè)資源錯配，可能的原因則在于中部地區(qū)處在承接沿海產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的位置，企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高是伴隨著由勞動密集型生產(chǎn)轉(zhuǎn)向資本密集型、技術(shù)密集型生產(chǎn)而實(shí)現(xiàn)的。

表4的對比顯示，無論是出口企業(yè)與非出口企業(yè)，營商環(huán)境改善都具有顯著改善企業(yè)資源錯配的效應(yīng)，尤其出口企業(yè)的改善程度更大。同時產(chǎn)業(yè)聚集程度越大，無論對出口和非出口企業(yè)的資源錯配都會產(chǎn)生顯著的不利影響，且對出口企業(yè)的影響明顯更大。城鎮(zhèn)登記失業(yè)率對出口企業(yè)的資源錯配不產(chǎn)生顯著影響。此外，企業(yè)規(guī)模（以銷售額計）、所在地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模（以GDP計）對出口或非出口企業(yè)資源錯配的影響方向相同，程度類似。

前文分析了市場集聚度（HHI）如何顯著加劇資源錯配（表2-4），進(jìn)一步地，我們按照赫芬達(dá)爾指數(shù)進(jìn)行行業(yè)的市場集聚程度劃分，如表5。其中，煙草制品業(yè)、廢棄資源和廢舊材料回收加工業(yè)兩行業(yè)的集聚程度明顯高于其他行業(yè)并且具有鮮明的行業(yè)特征，予以排除;剩下行業(yè)按赫芬達(dá)爾指數(shù)分為四個等分區(qū)間，即競爭市場（HHI處于最低的25%）、集中市場Ⅰ（HHI處于25%-50%）、集中市場Ⅱ（HHI處于50%-75%）、集中市場Ⅲ（HHI處于最高的25%）。我們發(fā)現(xiàn)，營商環(huán)境對集中市場Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ的作用具有較高的一致性，不妨將以上三個市場合并為集中市場。競爭市場中的企業(yè)數(shù)目約占全樣本的80%，營商環(huán)境對競爭市場企業(yè)資源錯配的改善作用遠(yuǎn)高于對集中市場企業(yè)的改善作用。由于競爭市場中的企業(yè)數(shù)目較大，將競爭市場按照赫芬達(dá)爾指數(shù)四等分，形成對應(yīng)的競爭市場Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ?；貧w結(jié)果表明，營商環(huán)境對細(xì)分后的四個競爭市場中的企業(yè)資源錯配具有一致性的改善作用，且作用是隨市場集聚程度提高而趨于增大的。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

營商環(huán)境是企業(yè)經(jīng)營的制度基礎(chǔ)和運(yùn)行保障，但企業(yè)作為市場主體也是營商環(huán)境的組成部分，因此，營商環(huán)境與企業(yè)資源配置可能存在雙向的反饋機(jī)制。由于可能存在的內(nèi)生性問題會對模型的估計結(jié)果產(chǎn)生偏誤，我們采取了三種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。見表6。

具體而言，第一種方法是采用開埠通商歷史作為營商環(huán)境的工具變量（董志強(qiáng)，2012）。制度是具有路徑依賴特性的。營商環(huán)境或多或少會受到開埠通商歷史的影響B(tài)23，開埠通商歷史通過影響營商環(huán)境間接對企業(yè)資源錯配產(chǎn)生影響，而企業(yè)資源錯配不能對開埠通商歷史產(chǎn)生影響。我們手動整理了各省（區(qū)、市）開埠通商的時間，其開埠通商歷史是按照從開埠通商之日到2010年底和到2012年底的年份進(jìn)行計算的。第二種方法是采用Lewbel（1997）尋找工具變量的方法，將ENVk-E（ENVk）3（即第k個省（區(qū)、市）市場化指數(shù)減去所有?。▍^(qū)、市）市場化指數(shù)的均值，再對所得到的差值做三次方后作為第k個?。▍^(qū)、市）營商環(huán)境指數(shù)的工具變量。第三種方法是采用“企業(yè)經(jīng)營指數(shù)”指標(biāo)替代營商環(huán)境，建立指數(shù)的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來自《中國分省份企業(yè)經(jīng)營環(huán)境指數(shù)2017年報告》。

根據(jù)表6，三種方法檢驗(yàn)，均證實(shí)營商環(huán)境改善對資源錯配具有改善作用。

五、進(jìn)一步的分析

前文分析中我們不僅發(fā)現(xiàn)營商環(huán)境改善對于資源錯配的影響具有顯著異質(zhì)性，同時還發(fā)現(xiàn)，盡管各個省份都在努力改善營商環(huán)境指標(biāo)，但是體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)績效上的差異卻很大，因此需要進(jìn)一步考慮的問題是，營商環(huán)境對于資源錯配效應(yīng)的大小是否與企業(yè)自身的生產(chǎn)率水平相關(guān)，營商環(huán)境對企業(yè)資源錯配的效應(yīng)是否并非線性的而是存在某種門檻（閾值）效應(yīng)。

1.營商環(huán)境對不同TFP水平企業(yè)資源錯配的影響

先計算每個行業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）水平。我們將全樣本的45萬余個企業(yè)按照其全要素生產(chǎn)率（TFP）高于還是低于行業(yè)平均水平進(jìn)行區(qū)分，檢測營商環(huán)境變化對這兩類企業(yè)資源錯配的影響有怎樣的差異。如表7所示，一方面，無論是TFP高于還是低于行業(yè)平均水平的企業(yè)，營商環(huán)境變好都有利于改善其資源錯配。另一方面，行業(yè)集聚、出口和企業(yè)存續(xù)時間對兩類企業(yè)產(chǎn)生的影響都很顯著，但是符號卻相反。

在原有模型的基礎(chǔ)上加入營商環(huán)境與企業(yè)TFP的交乘項(xiàng)，進(jìn)一步分析營商環(huán)境對不同效率的企業(yè)資源錯配的異質(zhì)性影響。構(gòu)建模型如下：

通過表8可以看出，在全樣本中，不僅營商環(huán)境提升對企業(yè)資源錯配仍保持顯著的改善效果，而且營商環(huán)境與企業(yè)全要素生產(chǎn)率交乘項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)并顯著，說明在省份層面考察營商環(huán)境提升，TFP較高的企業(yè)比TFP較低企業(yè)的資源錯配改善程度更大。此時，營商環(huán)境對企業(yè)資源錯配的非對稱關(guān)系可以表示為：δ=β1+β2TFPit。全樣本企業(yè)TFP的平均值為3.79，δ的均值為-0.01179。另外，在加入營商環(huán)境與企業(yè)TFP交乘項(xiàng)的情況下，全樣本回歸得到的其他各項(xiàng)控制變量的系數(shù)均顯著，并且系數(shù)符號和顯著性與表3是一致的。

從企業(yè)所有制角度比較發(fā)現(xiàn)，除國有控股企業(yè)和其他企業(yè)外，營商環(huán)境提升對其他各類企業(yè)都具有改善資源錯配的效應(yīng)。同時發(fā)現(xiàn)，私人控股企業(yè)、外商投資企業(yè)的TFP與企業(yè)資源錯配改善的關(guān)聯(lián)不大，但對國有控股企業(yè)而言情況卻十分不同，一方面，營商環(huán)境改善反而導(dǎo)致其資源錯配加劇，另一方面，營商環(huán)境與企業(yè)TFP交乘項(xiàng)系數(shù)的絕對值高達(dá)0.008，遠(yuǎn)高于全樣本平均水平（0.001）。這表明，國有控股企業(yè)的TFP越高，提升營商環(huán)境對其資源錯配的改善程度越顯著。然而，國有控股企業(yè)整體的TFP水平偏低，平均為3.67，遠(yuǎn)低于全樣本平均值，因此，在營商環(huán)境提升的情況下，資源配置更有利于其他市場導(dǎo)向型企業(yè)，而不利于國有控股企業(yè)。

從企業(yè)所在地區(qū)角度比較發(fā)現(xiàn)，營商環(huán)境改善對各地區(qū)企業(yè)資源錯配的影響都是顯著的，在東部、中部地區(qū)能夠帶來企業(yè)資源配置的優(yōu)化，但是在西部地區(qū)則反而導(dǎo)致資源錯配加劇。再看營商環(huán)境與企業(yè)TFP交乘項(xiàng)，中部地區(qū)企業(yè)資源錯配幾乎不受企業(yè)TFP的影響，東部、西部地區(qū)營商環(huán)境與企業(yè)TFP交乘項(xiàng)的系數(shù)均顯著為負(fù)，且西部地區(qū)的系數(shù)的絕對值（0.004）更大，說明對西部地區(qū)TFP較高的企業(yè)產(chǎn)生了改善資源錯配的作用，只不過由于規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)目明顯偏少（僅占全樣本的8.85%），其中TFP較高的企業(yè)更少，難以改變企業(yè)資源錯配加劇的狀況。

2.門檻效應(yīng)分析

我們注意到了現(xiàn)實(shí)中各個省份都在采取措施改善營商環(huán)境，但是其對企業(yè)資源錯配的效應(yīng)卻存在較大異質(zhì)性，因此理論上需要檢驗(yàn)一個假設(shè)，即營商環(huán)境對改善企業(yè)資源錯配的影響并不是單調(diào)線性的，而是有可能存在某些門檻，只有當(dāng)營商環(huán)境跨越某個水平之后才能產(chǎn)生改善資源錯配的效應(yīng)。我們使用Hansen（2000）門檻回歸模型B24，借助數(shù)據(jù)的自身特點(diǎn)將營商環(huán)境水平劃分為不同的區(qū)間。將資源錯配指數(shù)仍作為被解釋變量，衡量營商環(huán)境的市場化指數(shù)作為門檻變量。門檻效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果如表9所示。通過門檻回歸模型發(fā)現(xiàn)存在兩個門檻，分別為7.73和6.36。而圖3門檻變量的似然比曲線則清晰地展現(xiàn)了各門檻值及其顯著性程度。

門檻值6.36和7.73將市場化指數(shù)劃分成三個區(qū)間，不妨將其分別定義為營商環(huán)境的初級階段、發(fā)展階段和穩(wěn)定階段。在全樣本企業(yè)中，27.59%的企業(yè)所在省份處于營商環(huán)境初期階段，28.23%的企業(yè)所在省份處于營商環(huán)境發(fā)展階段，44.18%的企業(yè)所在省份處于營商環(huán)境穩(wěn)定階段。B25

在表10中，我們按照兩個門檻值將營商環(huán)境劃分為三個階段，研究發(fā)現(xiàn)：首先，在營商環(huán)境初級階段（營商環(huán)境≤6.36），營商環(huán)境與企業(yè)資源錯配存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。營商環(huán)境的系數(shù)絕對值為0.01和0.009，低于發(fā)展階段的0.016和0.025，表明當(dāng)營商環(huán)境處于初級階段，即使采取了措施改善企業(yè)經(jīng)營的市場環(huán)境、要素環(huán)境、法制環(huán)境等，如果幅度未突破門檻值，對企業(yè)資源錯配的改善作用也將是有限的。在該階段，營商環(huán)境和全要素生產(chǎn)率的交乘項(xiàng)系數(shù)為0，表明企業(yè)的TFP與企業(yè)資源錯配改善的關(guān)聯(lián)不大。其次，在營商環(huán)境發(fā)展階段（6.36≤營商環(huán)境≤7.73），營商環(huán)境對企業(yè)資源錯配的影響程度有明顯提升。在此階段，營商環(huán)境和全要素生產(chǎn)率交乘項(xiàng)的系數(shù)為正值，說明企業(yè)的TFP越高對資源錯配的改善作用越小。而企業(yè)規(guī)模（以銷售額計）與資源錯配成正相關(guān)，說明第一階段企業(yè)依靠規(guī)模擴(kuò)張改善資源錯配的做法到第二階段已不再可行，這一階段企業(yè)資源配置的優(yōu)化并不是通過外延式規(guī)模擴(kuò)張實(shí)現(xiàn)的。同時發(fā)現(xiàn)，在第二階段失業(yè)的負(fù)面效應(yīng)突現(xiàn)，由第一階段對勞動力資源的優(yōu)化轉(zhuǎn)變?yōu)閷θ肆Y本的浪費(fèi)，加劇了企業(yè)資源錯配。最后，在營商環(huán)境穩(wěn)定階段（營商環(huán)境≥7.73），營商環(huán)境的系數(shù)顯示為正值。通過對加入了營商環(huán)境和全要素生產(chǎn)率交乘項(xiàng)的模型的分析發(fā)現(xiàn)，在此階段，企業(yè)的TFP需要達(dá)到4才能通過提升營商環(huán)境改善企業(yè)資源錯配狀況。在不加入營商環(huán)境和全要素生產(chǎn)率交乘項(xiàng)的模型中，提升營商環(huán)境不能改善企業(yè)資源錯配。隨著營商環(huán)境的優(yōu)化，經(jīng)濟(jì)增長對企業(yè)資源錯配的加劇作用則有了明顯下降。

六、結(jié)論

本文實(shí)證分析了營商環(huán)境對企業(yè)資源錯配的影響機(jī)制，結(jié)果表明，優(yōu)化營商環(huán)境能夠顯著改善企業(yè)資源錯配，但是按企業(yè)類型、所在區(qū)域、行業(yè)存在異質(zhì)性效應(yīng)。進(jìn)一步將與企業(yè)資源錯配關(guān)系密切的企業(yè)全要素生產(chǎn)率加入模型中展開分析的結(jié)果顯示，營商環(huán)境提升對全要素生產(chǎn)率較高企業(yè)資源錯配的改善程度更大。本文還從資源錯配視角對營商環(huán)境水平進(jìn)行了劃分，發(fā)現(xiàn)營商環(huán)境可分為三個區(qū)間，即營商環(huán)境的初級階段、發(fā)展階段和穩(wěn)定階段。處于營商環(huán)境發(fā)展階段的區(qū)域，營商環(huán)境提升對企業(yè)資源錯配的改善程度最為顯著，當(dāng)營商環(huán)境進(jìn)入穩(wěn)定階段，優(yōu)化營商環(huán)境僅對高全要素生產(chǎn)率企業(yè)的資源錯配有改善作用。基于以上研究，建議：

1.放寬市場準(zhǔn)入條件，維護(hù)競爭秩序。本文研究表明，營商環(huán)境提升僅對全要素生產(chǎn)率較高的國有企業(yè)資源錯配有改善效果，而對國有企業(yè)整體改善效果并不明顯。2019年中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)的《關(guān)于促進(jìn)中小企業(yè)健康發(fā)展的指導(dǎo)意見》中要求“按照競爭中性原則，打造公平便捷營商環(huán)境，進(jìn)一步激發(fā)中小企業(yè)活力和發(fā)展動力”，因此本著“法不禁止即可為”的規(guī)則，應(yīng)放寬非國有企業(yè)進(jìn)入各行業(yè)的門檻，促進(jìn)行業(yè)內(nèi)競爭，激發(fā)各類企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率，改善資源錯配。

2.堅持對外開放，以開放倒逼改革。本文研究表明，一方面，對外開放（以出口指數(shù)測度）能夠顯著降低不同地區(qū)、不同所有制企業(yè)的資源錯配;另一方面，全要素生產(chǎn)率較低的企業(yè)通過壓低要素收益實(shí)現(xiàn)出口貿(mào)易會加劇資源錯配。因此要更堅定地擴(kuò)大對外開放，積極主動地參與全球經(jīng)濟(jì)治理和變革，同時要警惕盲目推動的貿(mào)易出口規(guī)模擴(kuò)張，并在開放中提升企業(yè)生產(chǎn)率水平和競爭優(yōu)勢。

3.促進(jìn)要素市場化改革，整合國內(nèi)大市場。本文研究表明，我國不同地區(qū)分別存在勞動力過剩或勞動力不足導(dǎo)致資源錯配的問題。2020年中央制定的《關(guān)于構(gòu)建更加完善的要素市場化配置體制機(jī)制的意見》中就擴(kuò)大要素市場化配置范圍、促進(jìn)要素自主有序流動、加快要素價格市場化改革、健全要素市場運(yùn)行機(jī)制等方面進(jìn)行了部署。下一步應(yīng)切實(shí)打通各地區(qū)間的要素流通渠道，特別是要深化戶籍制度改革、完善社會保障制度、創(chuàng)建有效的勞動用工服務(wù)平臺、加強(qiáng)職業(yè)培訓(xùn)基礎(chǔ)能力建設(shè)，促進(jìn)勞動力自由流動。

4.優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)內(nèi)生增長。我們發(fā)現(xiàn)，處于不同營商環(huán)境階段的區(qū)域，產(chǎn)業(yè)集聚因素均表現(xiàn)出規(guī)模不經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，加劇了資源錯配;同時當(dāng)企業(yè)所在區(qū)域處于營商環(huán)境的穩(wěn)定階段，營商環(huán)境優(yōu)化僅對高全要素生產(chǎn)率的企業(yè)資源錯配有改善作用。應(yīng)通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級，促進(jìn)中高端制造業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的發(fā)展，對生產(chǎn)要素和創(chuàng)新要素進(jìn)行有效組合，在促進(jìn)各類企業(yè)提高生產(chǎn)率的進(jìn)程中實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，更好地發(fā)揮營商環(huán)境對企業(yè)資源錯配的改善作用。