要素市场扭曲抑制了创新效率的提升吗？——基于中国省际动态面板数据的实证分析

李雪松，王 冲

(武汉大学 经济与管理学院，武汉 430072)

一、引言及文献综述

改革开放以来，高储蓄率、高投资率、低要素成本等竞争优势支撑起了中国经济的持续高增长。随着经济进入新常态，数量扩张型的经济发展模式已难以保持如此庞大的经济体实现高速增长。2015年十八届五中全会把创新摆在新发展理念的首要位置，2017年党的十九大报告中进一步明确创新是引领发展的第一动力，是建设现代经济体系的战略支撑，同时强调市场经济体制改革必须以要素市场化配置为重点，实现要素自由流动、价格反应灵活、竞争公平有序、企业优胜劣汰。而创新要素的集聚、扩散和配置都是在要素市场上进行的，要素市场的发育和扭曲程度将对各地区的创新资源利用效率产生直接而重要的影响。在美国有意遏制中国出口和产业升级、保持其自身技术优势的中美贸易冲突国际环境中，如何优化创新资源配置进而提升创新效率对新时代背景下建设创新型国家、实现经济高质量发展具有重要意义。

中国采取的渐进增量式的改革虽然使大部分最终产品价格完全实现了市场化(张曙光、程炼，2010)[1]，但是由于要素市场改革的滞后，各级地方政府普遍存在对土地、劳动力、资本等要素资源的分配权、定价权和管制权的控制。客观上造成了要素流动障碍、要素价格刚性、要素价格差别化以及要素价格的低估，最终造成了要素市场扭曲(Magee,1971；张杰等,2011)[2～3]。

现代经济学理论表明：要素市场扭曲将降低资源配置效率，导致严重的负面效应。国内外有众多学者对此问题进行了研究。例如，Hsieh和Klenow(2009)研究认为如果中国通过缓解要素市场扭曲达到和美国同等的资源配置效率，那么中国制造业的全要素生产率将能够提高30%～50%[4]。Brandt 等(2013)使用中国1985—2007年各省份的面板数据研究得出：省际和部门之间的劳动力和资本要素扭曲使非农部门的全要素生产率下降了约20%[5]。罗德明等(2012)的研究显示去掉要素市场扭曲后，中国人均GDP将增长115.61%，加总的全要素生产率将增长9.15%[6]。林伯强和杜克锐(2013)运用反事实计量方法研究表明：消除要素市场扭曲年均可提高10%的能源效率，要素市场扭曲的能源损失量占总能源损失的24.9%～33.1%之间[7]。杨洋等(2015)的研究结果表明：要素市场扭曲程度较低的地区，政府补贴对企业创新效率的提升作用更明显[8]。戴魁早、刘友金(2016)基于省际面板数据研究表明：要素市场扭曲显著地抑制了高技术产业创新效率的提高，且对创新效率较低的地区影响更为突出[9]。白俊红、卞元超(2016)研究发现如果消除劳动力要素市场扭曲和资本要素市场扭曲，中国创新生产效率将分别提升10.46%和20.55%[10]。周新苗、钱欢欢(2017)使用微观企业面板数据研究发现：要素价格扭曲导致行业间的资源错配使制造业的实际产出低于有效产出，通过改善劳动力及资本的配置可以有效提高生产率[11]。

综上所述，虽然已有较多文献对要素市场扭曲与全要素生产率及能源效率之间的关系进行了有益探索，也有研究注意到要素市场扭曲是造成地区创新效率损失的重要因素，但是尚未有学者从创新效率动态变化的视角，研究要素市场扭曲对地区创新效率的影响途径。因此，本文将在已有文献的基础上，使用DEA-Malmquist指数分解法对中国各地区的动态创新效率进行测算，同时用C-D生产函数法构造总的要素市场扭曲指数，探究其对创新综合效率变动及其分解指数创新资源配置效率和技术进步的影响。

二、理论分析与研究假说

与旧结构经济学倡导的通过政府干预和价格扭曲的经济发展政策不同，新结构经济学强调市场在资源配置中的核心作用，认为运转良好的市场机制可以提供适当的价格信号、透明的决策制定过程和良好的激励，而政府的职能在于帮助企业进行产业升级和解决市场负外部性问题(林毅夫，2012)[12]。新古典经济理论认为在完全市场竞争条件下，企业追求利润最大化的生产出现在要素的边际成本与边际产出相等的位置。然而在要素市场扭曲的情况下，价格信号的失真造成了劳动力、资本等生产要素的实际价格与均衡价格出现了偏差，使从事创新活动的企业等市场主体对于要素的使用和配置无法达到帕累托最优，从而导致创新效率的损失。同时，受要素市场分割的影响，R&D人员和R&D资本等创新资源由于无法自由流动而达不到最优配置，从而不利于创新效率的提升。

通过对现有关于要素市场分割和价格扭曲等研究领域的文献回顾，可以梳理和归纳出要素市场扭曲对地区创新效率的影响途径和机理(如图1所示)。

首先，要素市场扭曲导致的资源错配效应影响地区内市场主体创新效率的提升。一方面，地方保护和政府竞争所引发的要素市场分割阻碍了劳动力和资本等创新资源的跨区域自由流动，作为高素质劳动力的重要组成部分，创新型人才在空间上的不合理分布将降低人力资源的有效配置。同时，分割使要素资源无法有效的转移到产出效率相对较高的科研项目，抑制了市场机制对创新资源的合理配置功能(李善同等，2004)[13]。另一方面，在财政分税体制和政治“晋升锦标赛”的激励下，地方政府通过影响金融机构的信贷投向，使资金流向那些投资风险较低、能快速实现经济效益的建设性项目，而那些投资风险高、周期长的创新生产项目往往难以获得信贷支持或者融资成本过高。这种干预可能使得金融机构很难按照市场机制有效的配置资金，从而导致资本市场出现扭曲。过高的创新生产成本将促使企业不得不减少人力资本投入、研发资本投入等技术创新活动，从而抑制了技术创新效率的提升(李平、季永宝，2014)[14]。

其次，要素市场扭曲情况下引发的寻租效应影响企业从事创新活动的积极性。要素市场扭曲程度较高的地区，地方政府对于劳动力和资本等生产要素的定价和分配权也越大，在那些存在较多寻租机会的地区中，企业等创新主体将会有足够的动机去进行寻租活动，而因寻租腐败获得的超额收益将吸引更多的人才及社会资源从创新生产和实体投资领域转移到非生产性的活动领域中去，由此浪费的资源在较大程度上挤占了企业原本用于产品和流程创新的投入(Boldrin and Levine，2004；张杰等，2011)[15～16]；虽然企业通过与政府建立寻租关系获得的财政补贴、税收减免、税收返还等低成本稀缺要素在一定程度上可能促进创新资源配置效率的提升，但是过度的扭曲将导致这些资源并非投入到企业的创新生产中去，而是又进一步投资到维持寻租关系的非生产性活动中(Connolly et al，1986；Murphy et al，1993)[17～18]。同时，寻租关联带来的超额收益使企业减少自身科研管理能力的建设(杨其静，2011)[19]，削弱关联企业从提高创新效率这一途径获得收益的动机，而且也挫伤了其他企业进行高风险创新生产的积极性。

再次，要素价格扭曲对技术水平的低端锁定效应不利于企业技术创新和进步。一方面，由于要素市场改革滞后于产品市场，导致各地区劳动力和资本等要素价格存在不同程度的低估，廉价的要素价格促使企业更倾向于增加对有形要素的使用，形成路径依赖并导致R&D投入不足(戴魁早、刘友金，2015)[20]；另一方面，企业在对创新资源做出配置决定后面临较大的技术风险和外部市场环境的不确定性，从新思想的产生到最终形成新产品的创新过程中，越往后推进所面临的技术风险和市场风险需求的不确定性就越大。特别是核心前沿技术的创新，往往需要持续的资金和人员投入，漫长的研发周期加大了创新项目失败的风险。巨大的“沉没成本”加剧了企业在技术进步上的路径依赖特征，表现为在技术选择上更倾向于购买现成的成熟技术而不愿从事核心技术的研发，从而造成低端技术锁定，阻碍了企业的技术进步(成力为、孙玮，2012)[21]。

最后，要素价格扭曲导致的需求抑制效应削弱了市场主体投身创新生产的动机。在创新生产的初级阶段，压低劳动力报酬和资本价格可以为企业节省成本，对企业的创新资源配置效率起着正向促进作用。但是随着价格扭曲程度超过一定程度时，过低的劳动力报酬一方面会降低R&D人员的生产积极性，使其不愿发挥出全部的知识和才能，严重时还可能造成人才等创新资源的流失；另一方面，作为消费支出的主要来源，较低的劳动者报酬将降低消费者的需求层次，导致“需求引致创新”的市场机制因有效需求不足而失效。反过来，创新产品的市场需求水平不足又会抑制企业的创新生产活动，市场可能出现低端恶性循环。同时，地方政府和企业等市场主体对拔尖创新型人才的需求和支持力度也将减弱，这将对区域创新活动的开展产生不利影响(白俊红、卞元超，2016)[10]。

基于以上理论分析，本文提出如下研究假说：

假说1：要素市场扭曲整体上抑制了地区创新效率的提升。

假说2：适度的要素价格扭曲可能改善创新资源配置效率，但超过某一程度时，将抑制资源配置效率的提升。

假说3：技术突破对创新效率的提升至关重要，因此，要素市场扭曲主要通过抑制技术进步来影响创新综合效率的变动。

三、模型、变量选取与数据来源

(一)计量模型设定

考虑到创新活动的连续性，我们构建动态面板模型来考察要素市场扭曲与创新效率之间的关系。基本的计量模型设定如下：

tfpit=α0+α1tfpi,t-1+α2distit+Xit+μ1,i+ε1,it

(1)

echit=β0+β1echi,t-1+β2distit+Xit+μ2,i+ε2,it

(2)

techit=γ0+γ1techi,t-1+γ2distit+Xit+μ3,i+ε3,it

(3)

其中，i和t分别代表地区和年份，被解释变量tfpit表示创新综合效率变动，echit表示创新资源配置效率变动，techit表示技术变动，解释变量distit表示地区要素价格扭曲程度，Xit为控制变量集合，μi为不可观测的地区异质性，εit为随机扰动项。

(二)变量选取和数据说明

1.被解释变量：创新效率变动

目前测算效率的方法有参数法和非参数法。参数法以随机前沿分析(SFA)为典型代表，而非参数法以数据包络分析(DEA)方法为代表。SFA需要事先设置生产函数，如果模型设置有误，那么会造成测算结果的偏差，但其优点是考虑了随机因素对产出的影响。DEA通过线性规划来测算效率，不需主观设置生产函数，只需要投入产出的数据，能处理决策单元多产出的情形，但其未考虑随机因素的影响。

综合考虑，本文采用基于DEA模型的Malmquist指数方法对中国30个省级行政区(西藏除外，另外，不包括港澳台)2006—2015年的动态创新效率进行测度，选取R&D人员和R&D资本存量作为投入指标，其中，R&D人员采用人员全时当量来衡量，R&D资本存量的核算借鉴吴延兵(2006)[22]的研究，用永续盘存法计算得到，计算公式如下：Kit=(1-δ)×Ki(t-1)+Ei(t-1)，其中，Kit代表资本存量，δ代表折旧率，参考大多数文献取值15%； Ei(t-1)为i地区第t-1时期的R&D内部经费支出，借鉴朱平芳、徐伟民(2003)[23]构造的内部经费支出指数=0.45*固定资产投资价格指数+0.55*居民消费价格指数，将各期名义内部经费支出折算为实际值；对于基期资本存量的核算，在假设资本存量与实际内部经费支出的几何平均增长率(g)一致的前提下，其估算公式为：Ki0=Ei0/(δ+g)。选取创新程度最高的发明专利申请数、新产品销售收入以及科技论文发表数作为创新的产出指标，新产品销售收入使用PPI指数进行平减。创新的投入产出数据来源于《中国科技统计年鉴》，相关价格指数来源于《中国统计年鉴》。Caves等(1982)计算Malmquist指数的方法如下：

=TFP=ECH×TECH

(4)

综上所述，基于上文给出的测度指标和方法核算出各地区创新效率的变动情况。表1给出了研究期间创新综合效率变动及其分解指数的几何均值。

表1各省(自治区、直辖市) 2006—2015年创新综合效率变动的几何均值

从表1来看，大多数省份的创新效率在这一时期都得到了不同程度的提升。仅有内蒙古、福建、湖北、海南、青海和宁夏的TFP值小于1，表明这些省份的创新效率在此期间出现了下降，特别是作为科教强省的湖北，其技术退步和创新资源配置效率均恶化的原因可能更多来自于要素市场发育程度滞后及科技成果转化能力不足上。创新效率提升最快的五个省份依次为江苏、广西、山东、重庆和四川，TFP年均增速均超过10%，分别达到13.74%、13.32%、11.74%、10.67%和10.60%，增速较快的省份还有浙江、上海、安徽、辽宁、云南和北京等。这些省份大多位于东南沿海或者内陆开放程度较高的地区，市场经济机制相对完善，且从分解指数中可以看出其效率提升的主要源泉在于技术进步。而其他省份的创新效率提升幅度处于中等水平。

2.核心解释变量：要素市场扭曲程度

以市场化指数法(张杰等，2011a；林伯强、杜克锐，2013)[3][7]构造的要素市场扭曲指标虽然能从整体上刻画不同地区要素市场扭曲的全貌，但是研究受樊纲市场化指数发布时间的限制，且其构造的指数仅是一个相对测度值。而生产函数法可以直接计算出生产要素的边际收益，从而能更加真实地体现要素市场扭曲的情况，且其可以同时测算不同要素市场的绝对扭曲程度。考虑到中国各地区普遍存在以劳动力和资本价格扭曲为代表的要素市场扭曲，因此，本文采用柯布-道格拉斯(C-D)生产函数法测算要素价格扭曲程度，并将其作为要素市场扭曲的代理变量。具体方法如下：

(5)

表2各省(自治区、直辖市) 2006—2015年要素市场扭曲值

3.控制变量

产业结构(str)：以高新技术产业主营业务收入占GDP的比重来衡量；政府干预(gov)：用地方财政一般预算支出占GDP的比重来表征；外商直接投资(fdi)：以各地区实际利用外商直接投资额占GDP 的百分比来衡量，并根据当年人民币兑美元的平均汇率将其单位转化为人民币；通讯基础设施(infra)：以长途光缆的密度，即每平方公里区域内的光缆长度来替代；劳动力素质(lab)：以劳动力就业人口中专科及以上学历的比重来表征。以上指标测算的原始数据分别来自于《中国高技术产业统计年鉴》、国家统计局网站、各省份统计年鉴及《中国人口和就业统计年鉴》。表3给出了以上变量的描述性分析，本文最感兴趣的是要素市场扭曲前回归系数的符号及显著性水平。

表3主要变量描述性统计

四、实证分析

(一)面板数据平稳性检验

由于面板数据同时包含了截面和时间序列数据，为了避免出现伪回归问题，在进行回归分析前应首先检验数据的平稳性。本文拟分别采用较为常见的LLC检验、IPS 检验和ADF-Fisher检验三种方法对各变量进行单位根检验(结果见表4)，发现str和fdi未通过IPS检验，而lab三种检验均未通过，经过一阶差分后，所有变量数据均为一阶单整。因此，研究所选取的变量存在协整的可能，采用Kao 检验方法进行协整检验(结果见表5)，发现P值均通过了1%的显著性水平检验，表明变量之间存在长期稳定的均衡关系，可以使用动态面板数据模型进行估计。

表4面板单位根检验

注：***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1

表5协整检验—KAO检验

注：***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1

(二)基准回归分析

由于在对要素市场扭曲与创新效率之间的关系进行检验时设定的是动态面板模型，为了解决可能存在的内生性问题，本文采用广义矩估计(GMM)对计量模型进行实证分析。广义矩估计方法主要有差分GMM和系统GMM。差分GMM在差分转化时会损失部分样本容量，而系统GMM可以同时对水平和差分方程估计，从而提高估计效率。本文采用Sargan检验进行过度识别检验，其原假设为“H0:所有工具变量均有效”。同时还需要对随机扰动项的序列相关性进行检验，其原假设为“H0:随机扰动项{εit}无自相关”。需要说明的是，在实证分析中，我们主要关注二阶序列相关的检验结果是否显著。考虑到研究时期较短，若使用差分GMM可能使工具变量的有效性降低。而两步系统GMM估计对截面相关和异方差有较强稳健性，多数情况下优于一步估计。因此，本文将差分GMM回归结果作为参照，而具体分析以两步系统GMM估计结果为准。实证结果见表6。

表6要素市场扭曲与创新效率变动回归结果

注：***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1；括号中的数值为标准差；AR(2)检验的原假设为：“H0:随机扰动项{εit}无自相关”；Sargan检验的原假设为: “H0:所有工具变量均有效”。下同

从表6的估计结果来看，AR(2)检验相应的P值均大于10%，接受随机扰动项无自相关的原假设；Sargan检验的P值均为1，接受所有工具变量均有效的原假设；同时被解释变量的一阶滞后项前的回归系数均在1%的统计水平下显著为负，表明本文使用动态面板数据模型是合理有效的。

从核心解释变量的回归系数来看，要素市场扭曲对创新综合效率变动的影响系数为-0.0934，且在1%的显著性水平下通过了检验，表明要素市场扭曲整体上抑制了地区创新效率的提升，由此验证了假说1；以创新资源配置效率变动为因变量的回归系数为0.085，显著为正，说明一定程度上的价格扭曲使企业能以较低的成本获得生产所需的稀缺创新要素，短期内促进资源配置效率的提高，部分验证了假说2；而要素市场扭曲对技术进步的回归系数显著为负的0.186，表明要素市场扭曲对技术进步的抑制作用最为明显，其不仅抵消了由配置效率改善带来的效率提升，而且在总体上抑制了创新综合效率的提高，由此验证假说3：即要素市场扭曲主要通过抑制技术进步来影响创新综合效率的变动。

控制变量中，产业结构虽然对创新资源配置效率及技术进步的促进作用不显著，但是对创新综合效率的促进效应在10%的显著性水平下通过了检验。说明高新技术产业的发展一方面促使创新资源向企业集聚，改善了创新资源配置效率；另一方面使得企业有更多的资源投入到创新生产中，形成技术上的突破从而对创新效率的提升起到了积极带动作用。政府干预对创新资源配置效率的作用不显著，但是对技术进步和综合效率均有显著的负面作用。由于地方财政一般预算支出中包含了行政费用等大量非生产性项目，同时中国地方政府“错位、缺位、越位”的现象长期存在(李健、盘宇章，2017)[25]，使较多的财政资源被扭曲使用挤占了R&D人员和R&D资本等创新资源的投入，进而抑制了创新效率的提高。外商直接投资对技术进步的促进作用不显著，对创新综合效率和创新资源配置效率反而产生了负向效应，且均在1%的显著性水平下通过了检验。可能的原因是一方面引进外资带来的相对成熟技术使本国企业容易产生对国外技术的依赖性，而忽视自主创新能力建设；另一方面由于“瓦森纳协议”的存在，欧美等发达国家继续实行对华高技术封锁，中国想依靠西方的高端技术来进一步提高创新效率的空间很小。通讯基础设施尽管对创新综合效率及资源配置效率的正向作用不显著，但对技术进步却有着显著的促进作用。这表明良好的通讯设施水平可以加快地区内部以及跨区域的信息交流，有利于前沿技术的传播与扩散，从而降低企业等市场主体的创新生产和交易成本，增强技术外溢效应(蒋仁爱、冯根福，2012)[26]。劳动力素质对创新综合效率及其分解指数均有负面效应，尤其是对创新资源配置效率的抑制作用最为明显。这可能与我们预期的结果相反，但这也正好折射出当前中国人力资本的知识层级结构在各产业部门分布不合理，具体表现为具有高素质能力的人才被吸引到金融等虚拟经济部门，造成从事创新生产的制造业部门高技能人才短缺(黄宪、黄彤彤，2017)[27]，从侧面佐证了劳动力市场扭曲对创新效率的抑制效应。

(三)稳健性检验

为了检验计量模型及估计结果的可靠性，本文将周杰琦、汪同三(2017)[28]构造的总体要素市场扭曲指标：dist2=(distK+distL)/2作为替代工具变量，代入原计量方程中进行回归，从差分GMM和系统GMM的回归结果(见表7)来看，核心解释变量要素市场扭曲的回归系数符号和显著性水平与前文的估计结果高度一致，其他控制变量的回归结果也大体与基准回归保持一致，表明本文的模型设置和估计方法具有相当的稳健性。

表7稳健性检验结果

注：***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1

(四)要素市场扭曲与创新资源配置效率关系的进一步探讨

上文的估计结果表明，要素市场扭曲在一定程度上可以促进创新资源配置效率的改善，那么随着扭曲程度的提高，配置效率是否会发生变化呢？为了进一步检验要素市场扭曲和创新资源配置效率之间的关系，本文将要素市场扭曲的平方项加入原回归方程(2)中，来探讨二者之间是否存在非线性的关系。实证结果(见表8)表明：无论是采用哪种要素市场扭曲指标和估计方法，要素市场扭曲的一次项前的回归系数均显著为正，而二次项前的回归系数均显著为负，表明二者之间存在着显著的倒“U”型非线性关系，即适度的要素市场扭曲可以在一定程度上提升创新资源配置效率，但超过某一临界值之后，企业等创新主体的路径依赖效应和寻租效应等负面作用不断加大，进而对创新资源的配置效率产生明显的抑制作用，这也进一步验证了假说2。

表8要素市场扭曲与创新资源配置效率变动的非线性关系检验

注：***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1

五、研究结论及对策

(一)主要结论

在阐述要素市场扭曲影响地区创新效率的机理基础上，本文分别运用DEA- Malmquist指数分解法和C-D生产函数法对中国30个省级行政区2006—2015年的创新效率变动指数和要素市场扭曲程度进行测度，并基于动态面板模型对要素市场扭曲与创新效率之间的关系进行实证检验，结论表明：第一，实证结果支持了本文的研究假说，要素市场扭曲主要通过抑制技术进步来阻碍创新效率的提高，而要素市场扭曲与创新资源配置效率之间存在着倒“U”型的非线性关系，即适度的扭曲对配置效率有正向促进作用，超过一定程度时就会产生负向抑制作用。第二，高新技术产业的发展和良好的通讯基础设施可以促进创新资源的集聚和知识技术溢出，进而提升创新效率；同时，政府财政支出的扩大、外商直接投资和劳动力中高学历人才比重对创新效率的提升有负向抑制效应。

(二)政策启示

根据上述研究结论，本文提出如下政策建议来提升中国各地区的创新效率。

首先，消除要素市场扭曲，促进要素的自由流动和定价机制的市场化。由于地区要素市场扭曲的形成原因主要是地方政府在官员晋升、财政税收和腐败寻租等方面有着较强的激励，所以中央政府在出台要素市场改革的政策措施时，应着力从政绩考核指标设计、金融财政体制改革和权利监督机制完善等制度层面来消除地方政府对于要素市场的干预，将要素资源的定价权交由市场决定。同时，通过政府机构改革和简政放权等措施，减少不必要的非生产性财政支出以提高资金的使用效率和缓解对私人投资的“挤出效应”。

其次，大力发展高新技术产业，增强自主创新能力。通过吸引外资固然能在较短时间内提升技术水平和管理能力，但是本土企业容易形成对国外技术的依赖从而陷入“技术低端锁定”陷阱。因此，各地区应根据资源禀赋优势有所侧重的发展战略性新兴产业，通过政策引导、资金扶持等措施促进资源向科技创新型产业和企业集聚，提高企业通过掌握核心技术来增强市场竞争力的积极性。同时进一步完善通讯基础设施，增强技术溢出效应和科技成果转化能力，营造鼓励创新的市场环境。

最后，加强基础学科人才培养力度，优化人力资源结构。面对金融等虚拟经济部门受到高素质劳动力的青睐，而实体经济部门难以吸引到创新型人才的问题，一方面，政府应继续依托“高等学校学科创新引智计划”等基础学科人才培养计划，鼓励高校和科研院所重视对高技术人才的培养，增强对先进制造业等实体部门的人才供给；另一方面，进一步改善实体经济的发展空间，改变人才的薪资结构，让更多的科技工作者和工程技术人员享有与其贡献相匹配的薪酬待遇，提高广大科技创新人才的研发积极性。