行业进入壁垒与中国文化产业高质量发展：保护还是抑制？

钟廷勇 许超亚 李江娜

一、引言

推动文化产业高质量发展，既是适应新时代社会主要矛盾转变的客观要求，又是提升文化软实力和文化竞争力的必经之路。统筹推进“五位一体”总体布局、协调推进“四个全面”战略布局，文化是重要内容；推动经济社会高质量发展，文化是重要支点；满足人民日益增长的美好生活需要，文化是重要因素；战胜前进道路上各种风险挑战，文化是重要力量源泉。近年来，我国文化产业发展迅猛，由投资驱动①主要是政府财政引导性投资，根据《中国文化文物统计年鉴》数据，每年国家投资占总投资的55%以上。的文化产业实现了年均增速超过30%，远高于我国GDP增速。然而，与世界文化产业强国相比，我国文化产业仍存在较大差距。一方面，我国文化产业的增长方式相对粗放，整体表现为“投入大、产出小”的低效现状；另一方面，我国文化产业的发展缺乏创新支撑，优质文化内容的供给不足、急功近利的短期化诉求使文化市场出现了泛娱乐化的竞争乱象。这不仅无法扩大内需、拉动消费、带动就业，也不能满足群众精神文化生活需要，因此，解决我国文化产业发展不平衡不充分的结构性难题、助推文化产业高质量发展迫在眉睫。

目前关于文化产业的研究，主要集中在文化产业竞争力评价①程圩、张澄：《中国文化遗产竞争力指标体系构建与测评》，《人文地理》2021年第3期，第76—86页；江小涓、罗立彬：《网络时代的服务全球化——新引擎、加速度和大国竞争力》，《中国社会科学》2019年第2期，第68—91页。、文化产业技术效率分析②Last A K, Wetzel H,“The Efficiency of German Public Theaters：A Stochastic Frontier Analysis Approach”, in Journal of Cultural Economics, 2010, Vol.34, No.2, pp.89—110；王家庭、梁栋：《中国文化产业效率的时空分异与影响因素》，《经济地理》2021年第4期，第82—92页。、文化产业全要素生产率评价③曾燕萍、康玮：《中国文化服务业企业全要素生产率变动及其影响因素研究——基于DEA-Malmquist指数法的分析》，《上海经济研究》2019年第5期，第63—72页。以及文化产业集群发展④Cooke P N, Luciana L, Creative Cities, Cultural Clusters and Local Economic Development: Knowledge,Creative Industries and Local Economic Development, Edward Elgar Publishing, 2008, pp.55—56；卞晓丹、钟廷勇：《空间集聚与文化产业供给侧改革——基于要素错配的视角》，《江海学刊》2016年第4期，第86—91+238页。等方面，鲜有学者从行业进入壁垒视角研究中国文化产业的高质量发展。邱金龙等指出，中国文化体制脱胎于计划经济，一切文化生产活动均源自于政府的计划指令，市场的作用被排除在外。⑤邱金龙、潘爱玲、张国珍：《政府在文化产业发展中的角色解析：定位与补位》，《经济问题探索》2018年第4期，第73—79页。在该体制下，政府、文化企事业单位和消费者三者之间形成一定的关系，政府对文化产业设置的进入壁垒自然产生。由于该模式的特点是“分业发展，行业分层管理”，因此，文化产业不仅存在行业进入壁垒，还存在地方进入壁垒。比如，在早期，对一切文化资源配置、文化生产活动、文化消费实行计划管制；1980—2003年，逐渐加强了文化事业单位的市场功能，但民营资本被限制进入文化领域；自2003年后，文化体制市场化改革目标确立，改革的重点是“转企改制”，但在此过程中，出现了国有文化企业市场垄断增强和部分地区文化市场的“再国有化”倾向。⑥向勇：《审视文化领域的企业家精神》，《中国文化报》2013年10月26日第01版。由此可见，行业进入壁垒是文化产业发展的重要影响因素。

然而，在理论界，关于行业进入壁垒与生产率之间的关系依然存在截然相反的两种观点。一方面，斯密-阿罗传统认为竞争的引入和增强会激发企业逃离竞争效应，以此促进企业生产率的增长，因此他们主张强化竞争，减少行业进入壁垒⑦Schmidt K M,“Managerial Incentives and Product Market Competition”, in Review of Economic Studies, 1997,Vol.64, No.2, pp.191—213；刘瑞明、毛宇、亢延锟：《制度松绑、市场活力激发与旅游经济发展——来自中国文化体制改革的证据》，《经济研究》2020年第1期，第115—131页。；另一方面，熊彼特假说则认为，市场竞争会导致企业创新租金的消散，从而降低企业创新和提高生产率的动力①Schumpeter J A, Capitalism, Socialism and Democracy, Harper Collins, 2008, pp.43—52.，此外波特假说认为合适的环境规制能激发“创新补偿”效应，从而不仅能弥补企业的“遵循成本”，还能提高企业的生产率和竞争力②Porter M E, Linde C V D,“Toward a New Conception of the Environment-Competitiveness Relationship”, in Journal of Economic Perspectives, 1995, Vol.4, No.4, pp.97—118.。实践上和理论上的双重矛盾自然激发如下问题：中国文化产业行业进入壁垒程度如何？各细分行业上有何差异？行业进入壁垒对文化产业全要素生产率产生怎样的影响？对不同条件生产率的细分行业的影响有何不同？

鉴于此，本文基于中国2000—2012年文化企业的微观数据，试图对上述问题给出合理答案，一方面为进一步推进文化体制改革提供依据，另一方面为行业进入壁垒与生产率关系的研究提供经验证据。本文研究贡献主要表现在三个方面：首先，区别于前期研究，本文实证考察了行业进入壁垒与文化产业全要素生产率的关系，建立了政府公共管理理论与文化经济学之间的联系，拓展了文化产业全要素生产率影响因素的研究；其次，基于制度视角，不仅实证分析了行业进入壁垒对文化产业全要素生产率的总体影响，还分析了该影响在各细分行业、产权性质、地理位置、产业规模上的差异，拓展了行业规制经济后果的研究；最后，区别于传统的普通最小二乘法或固定效应的均值回归分析，本文利用面板分位数回归方法，充分考虑了参数异质性问题，更能准确估计行业进入壁垒对文化企业生产率不同条件分布的影响方向、大小及趋势情况。

二、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文选取2000—2012年中国沪深两市的文化相关上市公司作为研究样本。其中，关于文化产业的分类标准参照国家统计局公布的《文化及相关产业分类（2012）》，主要包括两部分：文化产品的生产和文化相关产品的生产。由于国泰安CSMAR数据库并没有提供文化产业细分行业，因此本文按照各上市公司主营业务性质，结合东方财富网提供的概念股分类标准，将文化产业划分为9个细分行业：手机网络游戏、彩票概念、智能数字电视、文化传媒、通信服务、文化旅游酒店、工艺商品、体育赛事、三网融合。销售收入用“娱乐教育文化用品及服务类居民消费价格指数”进行平减，固定资产净值和投资数据用“固定资产投资价格指数”进行平减。数据均来源于CSMAR数据库，数据处理用Stata15完成。

（二）模型设计

本文采用分位数回归模型（QR），其目的是区分对于具有不同全要素生产率的文化行业而言，政府管制对文化产业全要素生产率究竟产生何种影响。分位数回归方法最早是由Koenker和Bassett提出的①Koenker R, Bassett G W, “Regression Quantiles”, in Econometrica, 1978, Vol.46, No.1, pp.211-244.，随后Koenker和Hallock对其进行了拓展②Koenker R, Hallock K F, “Quantile Regression”, in Journal of Economic Perspectives, 2001, Vol.15,No.4, pp.143—156.，后来Koenker提出了处理固定效应的方法③Koenker R,“Quantile Regression for Longitudinal Data”, in Journal of Multivariate Analysis, 2004, Vol.91, No.1,pp.74—89.，使面板分位数回归模型方法趋于完善，得到了学者们的广泛认同。分位数回归的基本思想是基于被解释变量的条件分布情况来拟合不同分位点上的数据，因此会在不同的分位点上得到不同的分位数函数。区别于普通最小二乘估计（OLS）或者固定效应的均值回归直线，分位数回归会随着分位数从0到100的取值变化得到一簇曲线，加之分位数对异常值的敏感程度远远小于均值回归，从而可以得到比较稳健的参数估计值。

设文化企业i的全要素生产率为lnTFPi，令其关于政府行业进入壁垒和其他控制变量的条件分布的总体q分位数为lnTFPi|Xi，并假设该条件分布是关于Xi的线性函数：

式中：i表示企业；q表示不同的分位数；Xi表示文化企业i所面临的政府行业进入壁垒变量和控制变量；βq表示解释变量和控制变量在q分位数上的系数向量；μiq为随机误差项。

为了能够估计出给定分位数条件下的参数值，需要建立如下分位数回归目标函数：

由式（2）可知，在不同的分位数q上，如果文化产业受到不同程度的行业进入壁垒影响，那么其对文化产业全要素生产率的影响将通过该分位数上的系数向量β来体现。区别于OLS通过使残差平方和最小化获得参数估计值，QR是通过使残差的绝对值之和（MSE）最小化来获得第q分位上的参数的估计值

（三）变量定义

1.被解释变量

被解释变量为文化产业全要素生产率（lnTFP）。目前，学术界关于经济高质量发展的测量指标并未达成一致共识，但大都认为实现经济高质量发展的关键在于提高经济效率，对此，本文参考张月友等的做法，运用包含投入指标和产出指标的全要素生产率来衡量文化产业的发展质量。④张月友、董启昌、倪敏：《服务业发展与“结构性减速”辨析——兼论建设高质量发展的现代化经济体系》，《经济学动态》2018年第2期，第23—35页。前期文献一般通过参数法和非参数法两种方式来获取全要素生产率，普遍做法是假定文化企业服从C-D生产函数，为了不失一般性，设置如下模型：

式中：i表示企业；t表示时间；Yit、Lit、Kit分别表示企业i在t时期的总产出、劳动投入和资本存量；β0为常数项；β1、β2为回归系数；μit为随机误差项，下同。

对式（4）可以采用OLS方法估计投入要素的产出弹性，然后代入方程计算残差项和常数项，以得到索洛余值，该值就代表了全要素生产率，但Yasar等指出这种做法会产生同时性和样本选择偏误①Yasar M, Raciborski R, Poi B, “Production Function Estimation in Stata Using the Olley and Pakes Method”, in Stata Journal, 2008, Vol. 8, No. 2, pp.221—231.。为了解决这两个问题，Olley和Pakes介绍了一种半参数估计方法来控制这种偏误，以获得一致的参数和更加可信的全要素生产率。②Olley S, Pakes A, “The Dynamics of Productivity in the Telecommunications Equipment Industry”, in Econometrica,1996, Vol. 64, No. 6, pp.1263—1297.他们的核心思想是用企业投资作为企业不可观测生产率冲击的代理变量解决同时性问题，用企业存活概率解决样本选择偏误问题。因此，本文也采用OP三步法估计要素产出弹性，然后计算出文化企业全要素生产率。此外，为了保证估计结果的稳健性，还按照LP法估计了文化企业的全要素生产率。由于文化企业全要素生产率被定义为扣除生产要素投入贡献后的“剩余”，因此可以计算出文化企业全要素生产率的水平值：

本文按照OP法的基本思路，同时借鉴Loecker将企业的出口行为引入到生产函数当中③Loecker J D,“Do Exports Generate Higher Productivity? Evidence from Slovenia”, in Journal of International Economics, 2007, Vol. 73, No. 1, pp.69—98.，构建了本文所要估计的模型：

式中：状态变量设置为资本存量lnKit和企业年龄Ageit；控制变量设置为企业性质lnStateit和出口倾向lnExpit；代理变量设置为劳动投入lnLit；自由变量设置为时间虚拟变量和行业虚拟变量退出变量根据企业的生存情况生成；其他字母含义同上。

2.解释变量

解释变量为行业进入壁垒（Stassr）。行业进入壁垒是一个难以客观度量的变量，刘小玄较早开展了行业规制方面的研究，选择行业内国有大中型企业所占市场份额作为测定行业进入壁垒的指标，这可在一定程度上反映各产业的行业进入壁垒的大小④刘小玄：《中国转轨经济中的产权结构和市场结构——产业绩效水平的决定因素》，《经济研究》2003年第1期，第21—29页。；随后，白重恩等按照相同的思路用行业内各省国有工业企业的比重来表示工业行业中的进入管制程度⑤白重恩、杜颖娟、陶志刚等：《地方保护主义及产业地区集中度的决定因素和变动趋势》，《经济研究》2004年第4期，第29—40页。；于良春和张伟则采用了另一种思路，他们分别采用三个指标来衡量行业进入壁垒，即投资限制、进入管制方式和进入资质要求⑥于良春、张伟：《中国行业性行政垄断的强度与效率损失研究》,《经济研究》2010年第3期，第16—27页。；最后，陈林和朱卫平对前期关于行业进入壁垒的衡量进行了总结，认为行业内国有经济比重是学界衡量行政进入壁垒强弱的主要标准①陈林、朱卫平：《创新、市场结构与行政进入壁垒——基于中国工业企业数据的熊彼特假说实证检验》, 《经济学(季刊)》2011年第2期，第653—674页。，按此思路谢琳等认为城镇固定资产投资更能反映国有投资的倾向性，因此他们利用各个行业国有和集体控股的城镇固定资产投资比例来刻画行业的行政进入壁垒②谢琳、李孔岳、周影辉：《政治资本、人力资本与行政垄断行业进入——基于中国私营企业调查的实证研究》，《中国工业经济》2012年第9期，第122—134页。。

由此可见，目前关于行业进入壁垒的衡量问题基本达成共识，无论采用何种指标，本质都是各行业内国有经济的强弱问题。因此，本文继续遵循这样的研究思路，并分别选择文化产业各细分行业国有和集体控股文化企业总资产所占比重作为行业进入壁垒的代理变量。本文涉及的文化企业控股股东分为企业法人、非企业单位和自然人，而国有文化企业是指国有企业、集体企业、国有联营、集体联营、国家机关和事业单位控股的文化企业。

3.控制变量

为了有效区分政府行业进入壁垒形成的进入壁垒和市场竞争形成的市场壁垒，用赫芬达尔指数（HHI）控制市场壁垒的影响，同时也可以通过该指标对比行业进入壁垒和市场壁垒对文化产业全要素生产率的不同作用机制；用政府补贴力度（Sub）控制政府对文化产业的扶持和干预程度；用销售利润率（TTM）控制文化市场特征和市场平均势力；用流动比率（Currt）和产业规模（Size）控制产业特征。

所有变量汇总见表1。

表1 主要变量定义

三、实证结果分析

（一）文化企业全要素生产率的估计

根据文化产业投入产出数据估计要素的产出弹性，并计算出各文化企业的全要素生产率，为了保证估计结果的稳健性，对比了6种方式估算结果③限于篇幅没有列出6种方法估计的产出弹性，如需要可向作者索取，另外本文计算的TFP为水平值。。在全样本下，OP法所估计出的资本和劳动的产出弹性是所有方法中最低的，而LP法估计的资本产出弹性最高，OLS方法估计的劳动产出弹性最高。无论哪一种估计方法，文化企业的资本产出弹性都显著低于劳动产出弹性。另外，不同方法估计的结果都表明国有文化企业资本产出弹性和劳动产出弹性均低于非国有文化企业，但国有文化企业平均资本使用量和员工平均薪酬均高于非国有文化企业，这可能是因为国有文化企业是由传统的文化事业单位转制而来或是国家独资创建的，可以凭借与政府的关系和行业地位轻松获得国家资本投入和各项文化事业补贴，这表明文化资本和劳动可能在国有文化企业和非国有文化企业间存在错配现象。由于各种方式所估计的要素产出弹性存在数值的上差异，结合全要素生产率的定义——扣除投入要素后的“剩余”，因此会在文化企业全要素生产率上体现出来。

本文基于OP法估计的全要素生产率，按照企业产权性质进行分类统计，发现国有文化企业的全要素生产率（均值为13.01）均低于非国有文化企业的（均值为13.15），另外前者全要素生产率的波动性（标准差为0.56）高于后者（标准差为0.45），因此可以看出要素在国企和非国企之间也存在一定的错配。

（二）文化产业细分行业全要素生产率的比较分析

为了观察文化产业各行业全要素变化，按照OP法估算各企业各年度全要素生产率，然后按照各细分行业进行年度汇总，得到各行业的全要素生产率，见图1。其中2000—2012年全要素生产率较高的行业是智能数字电视（13.43）、体育赛事（13.33）和工艺商品（12.85），较低的是文化旅游酒店（11.83）、文化传媒（12.46）和三网融合行业（12.73）。从行业生产率分散程度可以看出要素配置的无效性，其理论是如果允许要素自由流动，不存在任何管制和障碍，那么行业内高生产率企业将通过兼并和竞争手段把生产率较低的企业挤出市场，均衡条件下，行业内所有厂商的生产率将趋于一致。①Chang-Tai H, Peter J K,“Misallocation and Manufacturing TFP in China and India”, in The Quarterly Journal of Economics, 2009 ,Vol. 124, No. 4, pp.1401—1443.因此行业内生产率离散程度越高，要素流动障碍可能越大，效率损失将会增大。

图1 文化产业各细分行业全要素生产率比较

从图1可以看出，生产率分散程度①图1中生产率离散程度、行政管制变量各用全要素生产率的标准差、国有资产比重乘以10表示。最高的行业是体育赛事行业，达到3.61，其次是文化传媒（3.53）和工艺商品（3.05）；生产率分散最低的行业是通信服务（1.22），其次是三网融合（1.33）和智能数字电视（1.71）。从行业进入壁垒视角来审视，整个文化产业行业进入壁垒程度是79.03%，分行业来看管制程度最高的是体育赛事（99.83%），其次是通信服务（91.05%）和文化传媒（86.2%），管制程度最低的是工艺商品（45.69%），其次是手机网络游戏（55.75%）和三网融合（58.74%）。

（三）行业进入壁垒对文化产业全要素生产率影响的分位数估计

首先，进行分位数回归之前，需要对模型进行固定效应检验。Cameron和Trivedi指出对传统的面板数据模型进行Hausman检验可能会出现负值的情况，因此建议采用Bootstrap进行Hausman检验②Cameron A C, Trivedi P K, Microeconometrics Using Stata, Cambridge University Press, 2009.，检验结果见表2。表中第2列报告了采用固定效应模型估计的结果，主要变量均显著，其中行业进入壁垒对文化产业全要素生产率都具有显著的负面影响，而市场壁垒对文化产业全要素生产率具有显著为正的促进作用。

表2 行业进入壁垒对文化产业全要素生产率的分位数估计结果

其次，本文选取了5个具有代表性的分位点：10、25、50、75和90分位点。从表2可以看出，第一，固定效应模型估计的系数与分位数回归估计的结果在符号上具有一致性，但其数值更接近25分位数上的系数值，这表明不考虑参数异质性可能会低估行业进入壁垒对不同条件文化产业全要素生产率的影响。第二，分位数估计的系数表现出特定的变化趋势，从数值上来看，行业进入壁垒系数的绝对值随着分位点的增大呈现先下降后上升的“U”型变化过程，并且行业进入壁垒随着分位点每提高1个百分点，其对文化产业全要素生产率的影响区间为 [-0.32，-0.1]。以国有资本衡量的行业进入壁垒系数的波动范围较以国有资产衡量的要小，这可能是因为国有资产随着文化企业发展而变动较大，而国有资本主要体现为实收资本，因此变动较小，从这一点来看，前者能更好地反映文化产业行业进入壁垒的动态变化过程。①由于国有资产比重更能衡量行政管制，加之篇幅限制，表中没有报告国有资本比各分位数的系数，但其系数符合与国有资产比一致。第三，行业进入壁垒系数的“U”型变化过程还表明，对于处在不同生产率水平上的文化产业各行业而言，处于条件分布低端或者高端的行业，行业进入壁垒对其全要素生产率的抑制效应显著高于行业平均水平。一般地，文化产业全要素生产率的变化源于四个方面：文化企业的技术进步、文化企业股份制改造和引进先进管理所导致的技术效率的改善、文化资源的配置效率和规模效率。具体而言，对于生产率较低的文化行业而言，该行业可能一直受到较为严格的行业进入壁垒，限制企业自由进出，降低了行业内的竞争水平，在位企业凭借行业进入壁垒赋予的垄断地位获得超额收益，使企业丧失技术创新和提升管理效率的动力。如果强化行业进入壁垒手段，只会加速该行业全要素生产率的恶化。对于生产率较高的文化行业而言，虽然也存在行业进入壁垒，但其生产率较高，有能力对生产率低下企业进行兼并重组，整合行业内资源，逐步形成行业垄断。如果强化行业进入壁垒力度，则会进一步加速形成垄断，故而阻碍生产率的提升。

再次，以赫芬达尔指数表示的市场壁垒无论在固定效应模型中还是在分位数模型中，其系数都显著为正，但是在分位数回归模型中，随着分位点的逐渐增大，其系数经历了先下降后上升的“U”型变化过程。这表明由市场自发形成的市场壁垒能够促进文化产业全要素生产率的提升，但呈现出非对称分布形态。结合行业进入壁垒对生产率的负面影响，可以看出市场和政府对文化产业全要素生产率具有截然相反的作用，而这种作用在行业进入壁垒越是严重的行业出现的可能性越高。

最后，控制变量方面，产业规模和流动比率对文化产业全要素生产率具有促进作用，而以销售利润率衡量的市场平均势力在不同分位点上显著为负，可能是因为那些利润率较高的行业，源自于行业进入壁垒限制了市场竞争，从而获得了较高的垄断利润，因此也能间接表明行业进入壁垒的加深削弱了市场有效竞争，阻碍了行业生产率的提升。补贴收入衡量的软预算约束对文化产业全要素生产率具有显著的负面影响。可以从不同分位数上的系数变化观察政府给予文化企业补贴对文化产业全要素生产率的影响：10分位和90分位上的系数要显著低于25和50分位上的，这表明政府给予生产率较低的文化企业财政补贴，虽然没有得到显著负面影响结论，但是这种补贴行为确实使这些企业不用通过技术创新或改善管理效率，就能够获得与其他企业相同的利润，进而使它们仍然存活于行业中，造成了资源的浪费，阻碍了行业生产率的发展。政府给予生产率较高企业补贴并不能加速其发展，处于条件分布中间段的行业也因为存在补贴，缺乏动力降低成本，创新产品。总体来说，对文化企业进行补贴并不利于行业生产率的提升。

（四）不同产权性质下，行业进入壁垒对文化产业全要素生产率的影响

本文接下来分析在不同产权性质下，行业进入壁垒对文化产业全要素生产率的影响，将样本划分为国有文化企业和非国有文化企业两个子样本，根据企业直接控制或实际控制人的地位来判断企业产权性质，相应的估计结果见表3。从分类估计结果来看，一方面，国有文化企业样本除了10分位数和90分位数上的行业进入壁垒通过显著性检验外，其他分位数上的系数均不显著，另外50分位数和75分位数依然为正；另一方面，非国有文化企业样本在5个分位数上都显著为负。该结果充分说明，在文化产业中所实行的行业进入壁垒还存在民资歧视。推进文化体制改革的本来目的是将国有文化事业单位推向市场，参与市场公平竞争，但国有文化企业依托政府部门，借助行政主管部门和地方政府，进行市场调控和利益调配，限制民资进入，以期保护国有文化市场份额和区域文化市场地位。但是正如我们看到的那样，这种歧视政策不仅伤害了具有较高生产率的国有文化产业发展，更是全面伤及非国有文化产业全要素生产率的提升。从各分位数水平的参数来看，行业进入壁垒系数绝对值无论是国有文化企业样本还是非国有文化企业样本都呈现先下降后上升的“U”型变化趋势且非对称，与全样本的形态一致。具体来说，非国有文化企业的行业进入壁垒系数在[-0.437，-0.134]波动，而国有文化企业的行业进入壁垒在[-0.201，0.047]波动，可见非国有文化企业的行业进入壁垒的波动性远高于国有文化企业的，相同的行业进入壁垒水平在各分位数上，对非国有文化企业的阻碍作用要高于国有文化企业的，且随着条件分布的提高，这种差距越来越大。

表3 不同样本下行业进入壁垒对文化产业全要素生产率的分位数估计结果

此外，还检验了市场壁垒对不同产权性质的文化产业全要素生产率的影响，结果表明，市场壁垒的系数无论是国有文化企业还是非国有文化企业依然呈现先下降后上升的“U”型变化过程，并且在各分位数上，市场结构都显著促进文化企业全要素生产率的增长，与全样本估计结论基本一致。市场壁垒随着分位点每提高1个百分点，其对国有文化企业的影响区间为[0.412，0.635]，而对非国有文化企业的影响区间为[0.229，0.584]，也呈现非对称性影响。具体来说，市场壁垒对非国有文化产业全要素生产率的影响高于对国有文化产业的，且其对前者的最大影响出现在生产率分布的高端，而对后者的影响出现在生产率分布的低端。控制变量均表现出与全样本相一致的变化，比如公司规模和流动比率无论是在国有文化企业当中还是在非国有文化企业当中均显著为正，而销售利润率和政府补贴则显著为负。

四、稳健性分析

（一）样本分组分位数检验

考虑到各地区行业进入壁垒程度不一样，本文按照各文化企业所在省份，将所有样本分为3个子样本——东部地区、中部地区和西部地区，分别考察在不同区域行业进入壁垒对文化产业全要素生产率的影响。另外考虑文化产业集聚效应，再将所有样本按照产业规模划分为大规模、中等规模和小规模3个子样本，然后分别采用固定效应和分位数回归方法估计参数，结果见表3。从分地区估计结果可以看出，东部地区和中部地区的行业进入壁垒对文化产业具有显著的阻碍作用，而西部地区并不显著。从各分位数估计的系数来看，东部地区和中部地区表现出一致的变化趋势，其系数绝对值都呈现“U”型变化，其中行业进入壁垒对中部地区文化产业全要素生产率的影响要高于对东部地区的影响，前者系数的波动范围为[-0.498，-0.156]，高于后者的波动范围[-0.362，-0.049]，以上表明行业进入壁垒对生产率较高或者较低的文化产业具有显著的抑制作用，而对处于中间段生产率的文化产业作用不明显。从规模分组估计结果来看，行业进入壁垒在各分位点的系数均为负，其绝对值经历了先下降后上升的“U”型变化趋势，证明行业进入壁垒对处于生产率两端的文化产业抑制作用明显。值得注意的是，行业进入壁垒对小规模文化产业的阻碍作用大于对中等和大规模文化产业的阻碍作用，而且小规模产业的行业进入壁垒系数的波动性也是3个组别中最大的，这意味着，如果放松行业进入壁垒，那么全要素生产率提升最快的应该是小规模文化产业。

（二）行业进入壁垒的不同度量指标

关于行业进入壁垒的衡量，前期文献还有采用行业中国有企业员工比重、投资比重和产值比重的研究，比如石淑华、魏楚和沈满洪、刘丹鹭利用国有单位职工人数占当地职工总数的比重这一指标来刻画行业进入壁垒①石淑华：《20世纪90年代以来中国垄断性产业经济增长方式分析——以电力、电信产业为例》，《贵州财经学院学报》2006年第4期，第20—23页；魏楚、沈满洪：《结构调整能否改善能源效率:基于中国省级数据的研究》，《世界经济》2008年第11期，第77—85页；刘丹鹭：《进入管制与中国服务业生产率——基于行业面板的实证研究》，《经济学家》2013年第2期，第84—92页。；唐玲和杨正林用行业国有及国有控股企业工业增加值占比来衡量进入管制程度②唐玲、杨正林：《能源效率与工业经济转型——基于中国1998～2007年行业数据的实证分析》，《数量经济技术经济研究》2009年第10期，第34—48页。。因此本文接下来分别采用行业内国有文化企业劳动比重（Lratio）、资本比重（Statratio）、投资比重（Ivsratio）和产值比重（Incratio）来衡量行业进入壁垒，估计结果见表4。

表4 不同行业进入壁垒衡量指标的估计结果

由表4可见，论采用何种指标均得到行业进入壁垒与文化产业全要素生产率之间显著负相关的关系，进一步表明分析结论的稳健性。从各分位点系数来看，国有资本比重、国有劳动比重和国有投资比重系数变化较为一致，波动性较小；而以国有产值比重衡量的行业进入壁垒系数的绝对值也表现呈先下降后上升的“U”型变化趋势，但是波动性较大。因此，结合上文分析结论，认为用国有资产、国有资本、国有劳动和国有投资比重来衡量行业进入壁垒更加合理。

为了稳健起见，本文还估计了用行业中非国有企业资产比重、劳动比重和投资比重表示管制放松程度，限于篇幅，没有报告估计结果。结果显示放松行业进入壁垒的系数显著为负，表明降低行政壁垒有利于生产率分布中间的文化产业快速发展，而其对处于生产率两端的文化产业的促进作用较小。

五、结论与启示

本文基于中国文化上市公司的微观数据，整理出文化产业2000—2012年各行业层面数据，采用分位数回归法估计了文化产业全要素生产率，避免了产业层面的加总偏误，克服了同时性和样本选择偏误，最后采用面板分位数回归模型实证检验了行业进入壁垒与全要素生产率之间关系。本文发现，不考虑参数异质性的传统固定效应模型会低估行业进入壁垒对文化产业全要素生产率的阻碍作用，而面板分位数模型则能够合理估计出不同条件分布下的参数估计值，使结论更加可靠，本文得到如下研究结论。

（1）行业进入壁垒阻碍了文化产业全要素生产率的提升。无论是采用国有资产比重、国有资本比重还是采用国有劳动力比重、国有投资比重等来衡量行业进入壁垒，都显示政府对文化产业的行业进入壁垒不利于文化产业全要素生产率的提升。具体到不同水平生产率的文化产业而言，处于全要素生产率高端和低端的行业，行业进入壁垒的抑制效应要显著高于行业平均水平，总体而言，行业进入壁垒对文化产业的阻碍作用呈先下降后上升的“U”型变化趋势。

（2）行业进入壁垒对文化产业生产率的抑制效应存在产权异质性。行业进入壁垒的抑制作用在国有文化企业样本中并不显著，而在非国有文化企业样本中，各分位点上系数全部显著为负，因此当前文化产业领域中的行业进入壁垒政策的实质是保护国有文化企业，强化国有文化企业的行政垄断地位，其政策效果是：对国有文化企业生产率具有不显著的负面影响，而对非国有文化企业具有显著的负面效应，政策尚存在明显的帕累托改进空间。

（3）分区域、分产业规模的分位数估计结果提供了关于行业进入壁垒对文化产业全要素生产率抑制效应的进一步实证支持。从分地区估计结果可以看出，东部地区和中部地区的行业进入壁垒对文化产业具有显著的阻碍作用，但是西部地区并不显著。从规模分组估计结果来看，行业进入壁垒在各分位点的系数均为负，行业进入壁垒对小规模文化产业的阻碍作用大于对中等和大规模文化产业的阻碍作用。

（4）放松行业进入壁垒，降低企业进入的制度壁垒将有利于文化产业全要素生产率的提升。本文实证结论显示行业进入壁垒在各分位数水平下的系数绝对值呈先下降后上升的“U”型变化趋势，降低市场进入的制度壁垒有利于生产率分布中间的文化产业快速发展，而对处于生产率两端的文化产业的促进作用较小。

（5）相比于行业进入壁垒，市场壁垒促进了文化产业全要素生产率的提升。本文实证结论表明，对文化企业的补贴，不利于文化产业全要素生产率的提升，而由市场自发形成的市场壁垒具有促进文化产业生产率提升的作用。

本文的政策启示在于：首先，进一步明确政府和市场在文化产业发展中的功能定位和边界，应减少不必要的行政审批，将发展的推手从政府行政支持转向市场自由竞争，将文化市场的主体由政府转变为文化企业，以避免对文化市场的不当干预；其次，清除文化产业中存在产权性质歧视的政策，降低非国有资金进入文化领域的门槛，以此塑造文化产业中的竞争性市场主体，保持文化领域的公平竞争；第三，减少对国有文化企业的补贴力度，逐渐消除国企和民企的不公待遇问题；最后，政府做好市场服务和政策引导，促进文化产业由各个行业主管部门主导的“分业发展”转变为跨行业的融合发展。