常建新，呂軒安，席聰聰

(陜西科技大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，陜西 西安，710021)

黨的十九大報告指出，我國經(jīng)濟正在由高速增長階段向高質(zhì)量發(fā)展階段轉(zhuǎn)變，從關(guān)注經(jīng)濟增長的要素投入向關(guān)注要素生產(chǎn)率的提高和要素優(yōu)化配置轉(zhuǎn)變；高質(zhì)量發(fā)展要同時兼顧經(jīng)濟發(fā)展的“質(zhì)”和“量”，關(guān)鍵在于提高要素配置效率。我國近40年漸進式增量改革的一個顯著特征就是要素配置效率不高，出于種種原因，各級政府普遍控制著要素的分配權(quán)、定價權(quán)和管制權(quán)，并未得到符合市場規(guī)律的有效配置，導(dǎo)致了要素自由流動受阻和價格差別化、剛性以及被低估等問題，最終造成地區(qū)間的要素錯配。黨中央、國務(wù)院于2020年3月發(fā)布的《關(guān)于構(gòu)建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》中明確指出，要破除阻礙要素自由流動的體制機制障礙，擴大要素市場化配置范圍，健全要素市場體系，推進要素市場制度建設(shè)，實現(xiàn)要素價格市場決定、流動自主有序、配置高效公平，為建設(shè)高標準市場體系、推動高質(zhì)量發(fā)展、建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系打下堅實制度基礎(chǔ)。

高質(zhì)量發(fā)展是滿足人民日益增長的美好生活需要的發(fā)展，這就要求更高水平、更大規(guī)模地發(fā)揮科技創(chuàng)新在高質(zhì)量發(fā)展中的支撐和引領(lǐng)作用，創(chuàng)新驅(qū)動已經(jīng)成為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的助推器，而要加快實施創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略，就必須發(fā)揮市場在要素配置中的決定性作用。要素錯配限制了創(chuàng)新主體(企業(yè))對創(chuàng)新要素的使用，導(dǎo)致其創(chuàng)新能力減弱、創(chuàng)新效率損失，最終對整個地區(qū)的創(chuàng)新都產(chǎn)生了重要影響。那么，要素錯配是否阻礙了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展？要素錯配是否通過抑制科技創(chuàng)新進而阻礙了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展？這些問題的研究對推動我國經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻綜述與理論假說

“要素錯配”是相對于要素的“有效配置”而言的，“有效配置”是指要素可以自由流動、實現(xiàn)帕累托最優(yōu)、能夠使社會總產(chǎn)出最大化的最優(yōu)配置狀態(tài)，而“要素錯配”即是對這個最優(yōu)配置狀態(tài)的偏離[1]。自從Hsieh和Klenow[2]、Aoki[3]以及Restuccia和Rogerson[4]分別從微觀層面(企業(yè))、中觀層面(部門或行業(yè))和宏觀層面(國家或地區(qū))的視角提出要素錯配測度的理論框架后，國內(nèi)學(xué)者借助他們的理論框架對我國社會主義市場經(jīng)濟發(fā)展過程中要素錯配這一重要特征進行了廣泛而深入的研究，其中也有部分學(xué)者探究了要素錯配對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。周一成[5]等研究發(fā)現(xiàn)，我國存在明顯的資本和勞動錯配現(xiàn)象，均顯著抑制了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，且資本錯配的抑制作用更為突出，如果消除資本和勞動錯配，我國的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平每年將分別提升9.24%和4.09%；高培勇[6]等研究表明，“政府主導(dǎo)+市場發(fā)揮基礎(chǔ)性作用”的傳統(tǒng)要素配置模式容易導(dǎo)致要素錯配，不利于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，要適應(yīng)高質(zhì)量發(fā)展對要素配置效率的內(nèi)在要求，就必須轉(zhuǎn)向“服務(wù)型政府+市場發(fā)揮決定性作用”的要素配置模式；謝光華[7]等的研究指出，在傳統(tǒng)的經(jīng)濟績效考核制度下，地方官員迫于晉升壓力而通過與收益相關(guān)的政府補貼刺激企業(yè)過度投資，阻礙“僵尸企業(yè)”出清，形成路徑依賴，加重了要素錯配，顯著抑制了地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。綜上，提出假說：

H1：要素錯配阻礙了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

有少部分文獻考察了要素錯配所帶來的創(chuàng)新抑制效應(yīng)。戴魁早[8]等研究發(fā)現(xiàn)，資本錯配和勞動錯配均顯著抑制了我國創(chuàng)新生產(chǎn)的開展及創(chuàng)新效率的提升，且前者的抑制作用顯著大于后者；呂承超[9]等研究證實，影響企業(yè)創(chuàng)新活動的首要因素就是要素錯配。此外，鑒于創(chuàng)新驅(qū)動對我國經(jīng)濟發(fā)展影響的重要性，國內(nèi)學(xué)者對二者之間的關(guān)系展開了深入探討。劉思明[10]等通過構(gòu)造國家創(chuàng)新驅(qū)動力指數(shù)，證明了創(chuàng)新驅(qū)動對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的積極作用；孫祁祥[11]等從TFP、高質(zhì)量產(chǎn)品與服務(wù)供給、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、消費結(jié)構(gòu)升級、資源與環(huán)境和促進社會公平等六個方面，揭示了創(chuàng)新促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在規(guī)律；劉鍇[12]等研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)平衡充分發(fā)展達到一定水平時，創(chuàng)新對高質(zhì)量發(fā)展起到一定的促進作用，隨著平衡充分發(fā)展水平的進一步提高，創(chuàng)新對高質(zhì)量發(fā)展的促進作用越來越大。綜上所述，國內(nèi)學(xué)者就要素錯配、科技創(chuàng)新與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展兩兩之間的關(guān)系均進行了有益的探索，然而，鮮有文獻關(guān)注到三者之間的內(nèi)在聯(lián)系，也沒有文獻就要素錯配通過抑制科技創(chuàng)新這一中介機制影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展進行研究。本文認為要素錯配是影響一個國家或地區(qū)經(jīng)濟長期發(fā)展的重要因素：一方面，要素錯配降低了創(chuàng)新要素的配置效率，阻礙了創(chuàng)新要素由生產(chǎn)率較低的領(lǐng)域流向生產(chǎn)率較高的領(lǐng)域，從而降低經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平；另一方面，要素錯配限制了創(chuàng)新主體(企業(yè))對創(chuàng)新要素的使用，扭曲了企業(yè)的創(chuàng)新動力，導(dǎo)致其科技創(chuàng)新減弱、創(chuàng)新效率損失，進而降低了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平。因此，提出假說：

H2：要素錯配通過抑制科技創(chuàng)新阻礙了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

二、研究設(shè)計

(一)計量模型設(shè)定

為了驗證上文提出的研究假說，構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型：

TFPit=θ0+θ1Misit+θ2Conit+μ1i+υ1i+ε1it

(1)

Innit=φ0+φ1Misit+φ2Conit+μ2i+υ2i+ε2it

(2)

TFPit=δ0+δ1Misit+δ2Innit+δ3Conit+μ3i+υ3i+ε3it

(3)

(二)研究變量和數(shù)據(jù)說明

表1 TFP測度涉及的變量名稱、符號及定義Tab.1 Variable name，symbol and definition of TFP measure

2.核心解釋變量——要素錯配指數(shù)(Mis)。參考陳永偉和胡偉民[13]的研究，并定義i省份t時期資本和勞動的相對錯配指數(shù)分別為：

(4)

在式(4)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建i省份t時期的要素錯配指數(shù)為：

Misit=|λKit-1|αit|λLit-1|βit

(5)

其中，由于存在λKit-1>0(<0)、λLit-1>0(<0)，為使回歸方向一致，對λKit-1和λLit-1做絕對值處理，絕對值越大，資本和勞動的錯配程度越高；絕對值越小，資本和勞動的錯配程度越低。此外，i省份t時期資本和勞動的投入是一個符合其生產(chǎn)函數(shù)的動態(tài)配置過程，因此，Misit能從整體上反映i省份t時期的要素錯配程度，其數(shù)值越大，要素錯配程度越高；數(shù)值越小，要素錯配程度越低。

由式(4)(5)可知，要素錯配指數(shù)的測算涉及i省份t時期的產(chǎn)出、資本投入、勞動投入以及資本和勞動產(chǎn)出彈性變量及數(shù)據(jù)，具體說明與表1保持一致。

3.中介效應(yīng)變量——科技創(chuàng)新(Inn)。從創(chuàng)新效率的角度來衡量各省份的科技創(chuàng)新，創(chuàng)新效率是指單位創(chuàng)新投入所能實現(xiàn)的創(chuàng)新產(chǎn)出，反映了將創(chuàng)新投入轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新產(chǎn)出的能力。其中，創(chuàng)新投入(Inn1)采用R&D經(jīng)費投入占GDP的比重即R&D經(jīng)費投入強度來表示，創(chuàng)新產(chǎn)出(Inn2)采用萬人發(fā)明專利申請量來表示。

4.控制變量。為了盡可能避免因變量遺漏導(dǎo)致的估計偏誤，選取投資水平(Inv)、消費水平(Con)、對外開放水平(Open)、財政支出水平(Fis)、城鎮(zhèn)化水平(Urb)以及交通基礎(chǔ)設(shè)施水平(Inf)作為控制不同省份經(jīng)濟發(fā)展水平對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的變量。其中，投資水平和消費水平采用支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值中的資本形成率和最終消費率衡量；對外開放水平和財政支出水平采用進出口總額和財政支出占GDP的比重衡量；城鎮(zhèn)化水平采用城鎮(zhèn)總?cè)丝谡既咳丝诘谋戎睾饬?；基礎(chǔ)設(shè)施水平采用單位國土面積交通基礎(chǔ)設(shè)施(鐵路里程+公路里程+內(nèi)河航道里程)的密度衡量。

(三)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

選取2000-2019年我國30個省級行政區(qū)(西藏的相關(guān)數(shù)據(jù)缺失嚴重故刪除，且不包括港澳臺) 的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，下文將其統(tǒng)稱為省份，并按照國家統(tǒng)計局的劃分標準將其劃分為東、中、西和東北部四大區(qū)域①。所有變量所涉及的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》以及各省份的統(tǒng)計年鑒。變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計Tab.2 Descriptive statistics of variables

三、實證結(jié)果與分析

(一)全國層面中介效應(yīng)實證結(jié)果分析

表3報告了全國層面中介效應(yīng)的估計結(jié)果，其中第(1)列為模型中沒有中介效應(yīng)變量科技創(chuàng)新時，要素錯配對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的回歸結(jié)果；第(2)列為要素錯配對科技創(chuàng)新的回歸結(jié)果；第(3)列為模型中包含中介效應(yīng)變量科技創(chuàng)新時，要素錯配對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的回歸結(jié)果。如第(1)列所示，在控制其他變量不變的條件下，要素錯配指數(shù)的估計系數(shù)為-0.015且在10%的水平上顯著為負，表明由于要素錯配導(dǎo)致經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平降低的總效應(yīng)值為-0.015，假說1得到證實。要素錯配導(dǎo)致經(jīng)濟中的要素難以流向效率更高的生產(chǎn)領(lǐng)域，要素配置效率無法達到最優(yōu)，只有不斷深化要素市場改革，消除要素錯配，才可能實現(xiàn)由高速增長階段向高質(zhì)量發(fā)展階段的順利轉(zhuǎn)換。由第(2)列可以發(fā)現(xiàn)，在控制其他變量不變的條件下，要素錯配指數(shù)的估計系數(shù)在10%的水平上顯著為負，表明要素錯配顯著抑制了科技創(chuàng)新。要素錯配容易導(dǎo)致要素被過度配置在傳統(tǒng)生產(chǎn)領(lǐng)域，而非高風(fēng)險、高不確定性的創(chuàng)新生產(chǎn)活動中，從而會抑制科技創(chuàng)新。由第(3)列可知，在控制其他變量不變的條件下，要素錯配指數(shù)的估計系數(shù)為-0.014且仍在10%的水平上顯著為負，表明由于要素錯配導(dǎo)致經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平降低的直接效應(yīng)值為-0.014；而科技創(chuàng)新的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明科技創(chuàng)新的提升能夠顯著提高經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平?？傊珖鴮用嬷薪樾?yīng)的總體估計結(jié)果符合中介效應(yīng)檢驗的判斷標準，說明在要素錯配阻礙經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的過程中，抑制科技創(chuàng)新起到了部分中介作用，假說2得到證實。

表3 全國層面的中介效應(yīng)估計結(jié)果Tab.3 The results of mediation effect estimation at the national level

控制變量中，投資水平和財政支出水平對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平的估計系數(shù)顯著為負，表明在以政府投資為主導(dǎo)的背景下，以增加投資這種粗放型的經(jīng)濟增長模式可能產(chǎn)生行政性壟斷行為，造成要素錯配，阻礙經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；消費水平、對外開放水平、城鎮(zhèn)化水平以及交通基礎(chǔ)設(shè)施水平的估計系數(shù)顯著為正，說明增加消費、擴大對外開放、提升城鎮(zhèn)化水平以及改善交通基礎(chǔ)設(shè)施條件能夠促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平的提升。擴大開放、堅持創(chuàng)新引領(lǐng)、加快新舊動能轉(zhuǎn)換，是我國實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的重要途徑。城鎮(zhèn)化水平的提升對于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的促進作用是多方面的：(1)可以通過“集群效應(yīng)”有效強化要素集聚能力，吸引更多的農(nóng)村勞動力人口，解決農(nóng)村剩余勞動力問題；(2)可以通過“輻射效應(yīng)”將資源、信息與資本等要素向農(nóng)村遷移，解決城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡問題；(3)可以吸引高端人才流入，為當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)布局的更新提供資源和智力支撐，實現(xiàn)經(jīng)濟良性發(fā)展；(4)為消費提供穩(wěn)定的空間依托，從而有效地推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。交通基礎(chǔ)設(shè)施作為經(jīng)濟發(fā)展的基底，在我國不斷建設(shè)和完善的過程中，經(jīng)濟社會趨于穩(wěn)定，可持續(xù)發(fā)展能力提升，推動了經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。

(二)區(qū)域?qū)用嬷薪樾?yīng)實證結(jié)果分析

表4報告了區(qū)域?qū)用嬷薪樾?yīng)的估計結(jié)果。如各區(qū)域估計結(jié)果的第(1)列所示，在控制其他變量不變的條件下，要素錯配的估計系數(shù)均顯著為負，表明四個區(qū)域要素錯配均顯著降低了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平，假說1得到證實；但是影響程度卻存在著一定的區(qū)域差異，要素錯配對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平的總效應(yīng)在東部地區(qū)最小，其次是東北地區(qū)和中部地區(qū)，對西部地區(qū)的總效應(yīng)最大。由各區(qū)域估計結(jié)果的第(2)(3)列可以發(fā)現(xiàn)，各區(qū)域要素錯配均顯著抑制了科技創(chuàng)新的提升，但科技創(chuàng)新的提升能夠顯著提高經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平。總之，各區(qū)域中介效應(yīng)的估計結(jié)果均符合中介效應(yīng)檢驗的判斷標準，說明各區(qū)域要素錯配阻礙經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的過程中，科技創(chuàng)新均起到了中介作用，假說2得到證實。

表4 區(qū)域?qū)用娴闹薪樾?yīng)估計結(jié)果Tab.4 The results of mediation effect estimation at the regional level

續(xù)表4

控制變量中，四大區(qū)域的估計結(jié)果與全國層面的估計結(jié)果基本上保持了相似的特征。投資水平和財政支出水平的估計系數(shù)均為負，且以增加投資這種粗放型的經(jīng)濟增長模式對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響在東部和中部地區(qū)表現(xiàn)得更加顯著；消費水平、對外開放水平和城鎮(zhèn)化水平的估計系數(shù)均顯著為正，說明其對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平均表現(xiàn)出顯著的促進作用；交通基礎(chǔ)設(shè)施水平的估計系數(shù)在東部、中部和西部地區(qū)顯著為正，在東北地區(qū)雖然為正但并不顯著，說明東、中、西部地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施水平的提升對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平有顯著的促進作用，但這一效應(yīng)在東北地區(qū)并不明顯。近年來，東北地區(qū)的經(jīng)濟增速快速下滑，交通基礎(chǔ)設(shè)施給傳統(tǒng)制造業(yè)帶來的集聚效應(yīng)逐漸下降，同時，較差的營商環(huán)境也影響了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)和高素質(zhì)人力資本的流入，這些都間接降低了東北地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了保證上述實證結(jié)果的可靠性，進行了兩方面的穩(wěn)健性檢驗：一是替換中介效應(yīng)變量，科技創(chuàng)新采用創(chuàng)新產(chǎn)出(Inn2)即各省份的萬人發(fā)明專利申請量來衡量；二是為了避免被解釋變量與解釋變量之間可能存在的反向因果關(guān)系所可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，將所有變量均采取滯后一期的形式。如表5所示，要素錯配及科技創(chuàng)新估計系數(shù)的符號與表3保持一致，且仍然保持了1%、5%或10%的顯著性；此外，兩方面穩(wěn)健性檢驗的中介效應(yīng)均顯著存在，證實了研究結(jié)論的可靠性。

表5 穩(wěn)健性檢驗估計結(jié)果Tab.5 Estimation results of robustness test

四、研究結(jié)論與政策啟示

利用2000-2019年我國30個省級行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)，通過中介效應(yīng)模型考察了要素錯配、科技創(chuàng)新與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)：要素錯配不僅直接阻礙了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，還可以通過抑制科技創(chuàng)新的中介效應(yīng)阻礙經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，且這種中介效應(yīng)由大到小分別為西部、中部、東北部和東部地區(qū)；以增加投資的粗放型經(jīng)濟增長模式不利于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平的提升，而增加消費、擴大對外開放、提升城鎮(zhèn)化水平以及完善交通基礎(chǔ)設(shè)施能夠促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平的提升。

在經(jīng)濟增長開始轉(zhuǎn)向依靠質(zhì)量和效率驅(qū)動的新模式下，經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升的關(guān)鍵在于要素能夠?qū)崿F(xiàn)高效率的配置，當(dāng)前我國經(jīng)濟增長亟待由投資驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)變，而要素錯配對科技創(chuàng)新的制約則會降低經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。因此，當(dāng)前需要把推進要素市場改革作為深化經(jīng)濟體制改革的重點任務(wù)。一方面，應(yīng)進一步發(fā)揮市場機制與價格機制在要素配置中的關(guān)鍵作用，減少價格管控，消除要素自由流動的障礙，引導(dǎo)要素在行業(yè)間和地區(qū)間合理、有序流動，使要素更多地由低生產(chǎn)率部門流向高生產(chǎn)率部門，提高要素配置效率，進而推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；另一方面，各級政府應(yīng)設(shè)置完善的激勵機制和創(chuàng)新投入保障機制，讓企業(yè)充分認識到創(chuàng)新對于發(fā)展的重要性，使得企業(yè)愿意創(chuàng)新、敢于創(chuàng)新，努力提高企業(yè)的創(chuàng)新收入，同時還要重視創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化率，使得要素錯配程度隨著地區(qū)配套機制的加強而減弱，進而降低要素錯配對科技創(chuàng)新的負面影響，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

注釋：

①東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中部地區(qū)包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、廣西、青海、寧夏和新疆；東北地區(qū)包括遼寧、吉林和黑龍江。