李魯 劉乃全

內(nèi)容提要：基于中國(guó)制造業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，本文利用生產(chǎn)法估算制造業(yè)企業(yè)成本加成并實(shí)證檢驗(yàn)要素市場(chǎng)扭曲對(duì)企業(yè)成本加成的凈效應(yīng)及其異質(zhì)性特征。研究發(fā)現(xiàn)：要素市場(chǎng)扭曲對(duì)中國(guó)制造企業(yè)成本加成存在顯著的抑制效應(yīng)。從時(shí)間滯后性看，抑制效應(yīng)具有隨滯后期數(shù)增加而逐步衰減的趨勢(shì)特征;從企業(yè)異質(zhì)性看，抑制效應(yīng)表現(xiàn)出民營(yíng)企業(yè)高于國(guó)有企業(yè)，外資企業(yè)高于內(nèi)資企業(yè)，出口企業(yè)高于非出口企業(yè);從行業(yè)異質(zhì)性看，對(duì)高新技術(shù)行業(yè)、資本密集型行業(yè)、勞動(dòng)密集型行業(yè)的抑制效應(yīng)表現(xiàn)出由高及低的特征;從區(qū)域差異性看，抑制效應(yīng)主要集中在我國(guó)中部和東部地區(qū)，且可以憑借區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化來(lái)調(diào)節(jié)和改善。因此，應(yīng)加快推進(jìn)要素市場(chǎng)改革，構(gòu)建更加完善的要素市場(chǎng)化配置體制機(jī)制，以此激發(fā)企業(yè)市場(chǎng)活力，促進(jìn)區(qū)域一體化高質(zhì)量發(fā)展。

關(guān)鍵詞：要素市場(chǎng)扭曲;企業(yè)成本加成;生產(chǎn)函數(shù);異質(zhì)性

中圖分類號(hào)：F424 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1001-148X（2022）01-0001-11

作者簡(jiǎn)介：李魯（1984-），男，山東曲阜人，中共上海市委黨校（上海行政學(xué)院）經(jīng)濟(jì)學(xué)教研部副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué);劉乃全（1969-），男，山東蒙陰人， 上海財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)經(jīng)研究所研究員，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)。

基金項(xiàng)目：上海市哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃青年課題，項(xiàng)目編號(hào)：2019EJB005。

一、引言

要素市場(chǎng)化配置改革是加快完善社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的重要內(nèi)容。2017年黨的十九大報(bào)告提出，經(jīng)濟(jì)體制改革必須以完善產(chǎn)權(quán)制度和要素市場(chǎng)化配置為重點(diǎn)，實(shí)現(xiàn)要素自由流動(dòng)，加快要素價(jià)格市場(chǎng)化改革。2019年十九屆四中全會(huì)強(qiáng)調(diào)，推進(jìn)要素市場(chǎng)制度建設(shè)，實(shí)現(xiàn)要素價(jià)格市場(chǎng)決定、流動(dòng)自主有序、配置高效公平。2020年中共中央、國(guó)務(wù)院發(fā)布《關(guān)于構(gòu)建更加完善的要素市場(chǎng)化配置體制機(jī)制的意見(jiàn)》，進(jìn)一步對(duì)加強(qiáng)土地、勞動(dòng)力、資本、技術(shù)和數(shù)據(jù)等要素配置，加快要素價(jià)格市場(chǎng)化改革，健全要素市場(chǎng)運(yùn)行機(jī)制做出明確部署。梳理政策可知，中國(guó)要素市場(chǎng)化配置改革的重點(diǎn)在于要素資源的價(jià)格機(jī)制和分配機(jī)制。根據(jù)樊綱等發(fā)布的中國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程報(bào)告，1997-2009年要素市場(chǎng)市場(chǎng)化指數(shù)的年平均值為3.78，產(chǎn)品市場(chǎng)市場(chǎng)化指數(shù)的年平均值為6.80，二者之間的差距保持在3左右，表明要素市場(chǎng)的市場(chǎng)化進(jìn)程要明顯滯后于產(chǎn)品市場(chǎng)，而且要素市場(chǎng)扭曲的現(xiàn)象持續(xù)存在[1]。由于中國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程中特有的要素市場(chǎng)改革“不對(duì)稱”現(xiàn)象[2]，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)全要素生產(chǎn)率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生顯著影響，突出表現(xiàn)在偏向國(guó)有企業(yè)的要素價(jià)格扭曲和要素資源錯(cuò)配[3-4]。

上述背景下，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)企業(yè)成本加成產(chǎn)生重要影響。成本加成以產(chǎn)品價(jià)格與邊際成本之比表示，將企業(yè)在產(chǎn)品市場(chǎng)上的定價(jià)行為和要素市場(chǎng)的生產(chǎn)成本結(jié)合起來(lái)，不僅反映廠商在邊際成本之上的價(jià)格維持能力，而且關(guān)系到企業(yè)在產(chǎn)品市場(chǎng)上的價(jià)格影響能力，同時(shí)也是反映企業(yè)動(dòng)態(tài)競(jìng)爭(zhēng)能力的重要指標(biāo)[5-6]。由此，企業(yè)成本加成及其影響因素成為產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)和國(guó)際貿(mào)易等研究領(lǐng)域中的重要問(wèn)題[7]。

鑒于此，本文以中國(guó)制造業(yè)企業(yè)成本加成為研究對(duì)象，分析要素市場(chǎng)扭曲對(duì)企業(yè)成本加成的影響。本文邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：一方面，采用實(shí)證產(chǎn)業(yè)組織中較為前沿的生產(chǎn)法，通過(guò)估算企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)而測(cè)度企業(yè)成本加成，以克服價(jià)格和需求數(shù)據(jù)的限制，同時(shí)從不同視角檢驗(yàn)要素市場(chǎng)扭曲對(duì)成本加成的影響程度和機(jī)制。另一方面，本文拓展了企業(yè)成本加成影響因素的理論分析。綜上，對(duì)于要素市場(chǎng)扭曲如何影響企業(yè)成本加成這一問(wèn)題的研究不僅有助于拓展現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)組織中的相關(guān)命題，而且對(duì)于理解要素市場(chǎng)改革的理論內(nèi)涵以及激發(fā)企業(yè)的市場(chǎng)活力具有重要的參考意義。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假說(shuō)

（一）文獻(xiàn)綜述

首先，關(guān)于企業(yè)成本加成的估計(jì)方法主要包括會(huì)計(jì)法、需求法和生產(chǎn)法。會(huì)計(jì)法利用財(cái)務(wù)指標(biāo)估計(jì)產(chǎn)品價(jià)格和企業(yè)邊際成本[8]，該方法對(duì)于產(chǎn)品價(jià)格的估計(jì)過(guò)于粗糙。這是因?yàn)榻^大多數(shù)企業(yè)并非生產(chǎn)單一產(chǎn)品，價(jià)格數(shù)據(jù)往往存在度量誤差，而且對(duì)于企業(yè)邊際成本的估計(jì)通常以企業(yè)的平均成本代替的做法，無(wú)法準(zhǔn)確反映企業(yè)的邊際成本。需求法通過(guò)估計(jì)需求函數(shù)來(lái)估算企業(yè)成本加成，其經(jīng)濟(jì)理論依據(jù)在于：利潤(rùn)最大化條件要求企業(yè)定價(jià)策略滿足邊際成本等于邊際收益，廠商通過(guò)提高價(jià)格以減少產(chǎn)量，而企業(yè)對(duì)產(chǎn)品價(jià)格的調(diào)整能力受到需求關(guān)系的影響[9]，但該方法估計(jì)需求函數(shù)需要對(duì)消費(fèi)者的效用函數(shù)進(jìn)行嚴(yán)格設(shè)定。生產(chǎn)法的提出始于Hall（1988），該方法通過(guò)研究產(chǎn)業(yè)投入要素水平和產(chǎn)出增長(zhǎng)水平之間的關(guān)系來(lái)度量產(chǎn)業(yè)層面的價(jià)格成本加成[10]。De Loecker & Warzynski（2012）進(jìn)一步放松規(guī)模報(bào)酬不變的基本假設(shè)，基于企業(yè)成本最小化條件下的要素投入水平推導(dǎo)得出成本加成，即可變要素投入產(chǎn)出彈性與該要素產(chǎn)值比重的乘積，從而避免了對(duì)于企業(yè)邊際成本的估計(jì)和產(chǎn)品價(jià)格的統(tǒng)計(jì)[11]。總體看，三種方法的共同點(diǎn)在于如何處理企業(yè)的邊際成本，直接估計(jì)或變相歸避邊際成本成為研究企業(yè)成本加成問(wèn)題的關(guān)鍵。會(huì)計(jì)法和需求法依賴于統(tǒng)計(jì)指標(biāo)的可得性及嚴(yán)格的假定，例如需要獲取詳細(xì)的商品價(jià)格、需求數(shù)量數(shù)據(jù)以及設(shè)定消費(fèi)者效用等。相比之下，成本法應(yīng)用性較強(qiáng)，僅需要企業(yè)產(chǎn)值、要素投入等常用統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，將邊際成本的估計(jì)轉(zhuǎn)換為企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的估計(jì)，極大簡(jiǎn)化了估計(jì)步驟和數(shù)據(jù)要求。

其次，在企業(yè)成本加成的影響因素方面，現(xiàn)有研究聚焦于貿(mào)易自由化的影響。國(guó)外研究表明，貿(mào)易自由化對(duì)企業(yè)成本加成的影響與設(shè)定的效用函數(shù)有關(guān)：CES效用函數(shù)中企業(yè)成本加成保持不變[12]，而差異化產(chǎn)品的效用函數(shù)中，貿(mào)易自由化的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)使得企業(yè)成本加成降低[13]，該結(jié)論得到De Loecker等（2016）的研究支持[11]。國(guó)內(nèi)學(xué)者以產(chǎn)品關(guān)稅度量貿(mào)易自由化，并區(qū)分了進(jìn)口貿(mào)易、出口貿(mào)易和加工貿(mào)易等不同的貿(mào)易方式。例如，研究表明，出口退稅通過(guò)貿(mào)易開(kāi)放的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)可以降低企業(yè)成本加成，出口退稅率上升1%使成本加成降低0.213%;進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)同樣會(huì)降低企業(yè)成本加成而且存在行業(yè)和企業(yè)異質(zhì)性影響[14]。2000-2006年，貿(mào)易自由化帶來(lái)的外國(guó)關(guān)稅、本國(guó)最終品關(guān)稅和投入品關(guān)稅下降平均使貿(mào)易企業(yè)成本加成提高約2.14%，但加工貿(mào)易比重的增加會(huì)抑制貿(mào)易自由化的成本加成效應(yīng)[15]。此外，研究政府補(bǔ)貼對(duì)裝配制造業(yè)企業(yè)成本加成的影響發(fā)現(xiàn)，行業(yè)補(bǔ)貼比重與企業(yè)成本加成負(fù)相關(guān)，補(bǔ)貼企業(yè)的成本加成顯著低于非補(bǔ)貼企業(yè)，原因是補(bǔ)貼助長(zhǎng)了企業(yè)尋租行為而非增加企業(yè)的研發(fā)投入[5]。李宏亮和謝建國(guó)（2018）認(rèn)為，融資約束對(duì)企業(yè)成本加成的抑制作用與企業(yè)類型有關(guān)，相比國(guó)有企業(yè)對(duì)民營(yíng)、外資和集體企業(yè)有明顯負(fù)向作用，對(duì)出口企業(yè)成本加成的抑制效應(yīng)大于非出口企業(yè)[6]。

最后，在企業(yè)成本加成、市場(chǎng)勢(shì)力與社會(huì)福利方面，現(xiàn)有研究主要針對(duì)某一特定行業(yè)進(jìn)行分析。例如，黃楓和吳純杰（2013）以2003-2007年的化學(xué)藥品制劑制造業(yè)為研究對(duì)象，以企業(yè)成本加成為基礎(chǔ)構(gòu)造化學(xué)制劑行業(yè)的Lerner指數(shù)，分析該行業(yè)市場(chǎng)勢(shì)力及其影響因素[16]。關(guān)于福利損失的現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從理論層面給出函數(shù)表達(dá)式但實(shí)證分析相對(duì)缺乏，例如早期的混合寡頭模型以及近期Chen and Rey（2012）[17]、Vives（2011）[18]等研究，采用外生給定的需求函數(shù)和供給函數(shù)進(jìn)行數(shù)理分析。然而，由于需求函數(shù)（或效用函數(shù)）和成本函數(shù)因缺乏相應(yīng)的數(shù)據(jù)無(wú)法識(shí)別，這些從理論層面提出的函數(shù)表達(dá)式往往無(wú)法在實(shí)證層面予以檢驗(yàn)。

（二）研究假說(shuō)

漸進(jìn)式的市場(chǎng)化改革進(jìn)程中，要素市場(chǎng)化配置改革滯后于產(chǎn)品市場(chǎng)。產(chǎn)品市場(chǎng)的市場(chǎng)化改革是以市場(chǎng)機(jī)制為導(dǎo)向形成反映真實(shí)供求關(guān)系的價(jià)格機(jī)制，實(shí)現(xiàn)市場(chǎng)份額在企業(yè)間的配置過(guò)程。要素市場(chǎng)改革的滯后性和“不對(duì)稱”現(xiàn)象意味著要素市場(chǎng)扭曲的存在，突出表現(xiàn)在要素價(jià)格定價(jià)機(jī)制的人為干預(yù)、對(duì)要素資源分配權(quán)的政策傾斜等[19]。Hsieh and Klenow（2009）研究表明，要素價(jià)格扭曲導(dǎo)致中國(guó)制造業(yè)總量生產(chǎn)率和產(chǎn)出缺口存在較大損失，即要素市場(chǎng)扭曲的成本效應(yīng)[3]。該效應(yīng)下，資本或勞動(dòng)力價(jià)格的扭曲導(dǎo)致企業(yè)間要素資源配置效率的損失，從而增加企業(yè)邊際成本，降低全要素生產(chǎn)率水平。按照定義，成本加成等于產(chǎn)品價(jià)格與邊際成本的比值，要素市場(chǎng)扭曲的成本效應(yīng)導(dǎo)致企業(yè)邊際成本增加，由于要素市場(chǎng)化配置改革滯后于產(chǎn)品市場(chǎng)，要素市場(chǎng)扭曲的成本效應(yīng)大于產(chǎn)品市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，導(dǎo)致企業(yè)成本加成降低。此外，要素市場(chǎng)扭曲的存在抑制企業(yè)研發(fā)投入，擴(kuò)大企業(yè)間生產(chǎn)率差異度。各地方政府在GDP錦標(biāo)賽的晉升激勵(lì)下，為實(shí)現(xiàn)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展、財(cái)政收入等目標(biāo)，對(duì)企業(yè)給予稅收優(yōu)惠以及土地、信貸等要素價(jià)格補(bǔ)貼，企業(yè)為了獲得相應(yīng)的要素價(jià)格優(yōu)惠向政府部門(mén)進(jìn)行尋租，增加企業(yè)的制度性交易成本以實(shí)現(xiàn)尋租收益，進(jìn)而抑制企業(yè)的R&D投入和技術(shù)創(chuàng)新。李魯?shù)龋?016）研究發(fā)現(xiàn)，要素市場(chǎng)扭曲擴(kuò)大企業(yè)間生產(chǎn)率差異、導(dǎo)致資源錯(cuò)配，高效率企業(yè)無(wú)法實(shí)現(xiàn)規(guī)模擴(kuò)張、低效率企業(yè)持續(xù)存在，弱化優(yōu)勝劣汰的市場(chǎng)選擇機(jī)制[20]。

長(zhǎng)期以來(lái)，要素市場(chǎng)扭曲的主要來(lái)源之一是偏向國(guó)有企業(yè)的政策扭曲和制度安排，這導(dǎo)致國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)實(shí)際面臨投入要素價(jià)格差異。例如，國(guó)有企業(yè)獲得信貸資源更為便利、資本要素價(jià)格較低并優(yōu)先享有各類補(bǔ)貼等。民營(yíng)企業(yè)通常面臨貸款難、貸款貴的信貸約束，同時(shí)相應(yīng)的稅收優(yōu)惠和政府補(bǔ)貼相當(dāng)有限。因此，企業(yè)層面，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)的生產(chǎn)行為產(chǎn)生異質(zhì)性影響。同時(shí)，顯性或隱性的地方保護(hù)主義或市場(chǎng)分割的發(fā)展策略下，無(wú)法通過(guò)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)實(shí)現(xiàn)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[6]。地方政府傾向以出口貿(mào)易和吸引外資實(shí)現(xiàn)發(fā)展目標(biāo)，通過(guò)壓低勞動(dòng)力價(jià)格、資本租金等方式增強(qiáng)出口企業(yè)優(yōu)勢(shì)，提供土地、稅收等優(yōu)惠政策吸引外資企業(yè)進(jìn)入，類似干預(yù)扭曲了要素價(jià)格，并且對(duì)出口與非出口企業(yè)、內(nèi)資與外資企業(yè)帶來(lái)不同的影響。行業(yè)層面，由于高新技術(shù)行業(yè)、資本密集型行業(yè)、勞動(dòng)密集型行業(yè)在要素稟賦結(jié)構(gòu)和技術(shù)水平上的差異，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)企業(yè)成本加成的影響存在行業(yè)差異性。貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)對(duì)企業(yè)成本加成的影響取決于加工貿(mào)易產(chǎn)值比重[15]，以勞動(dòng)密集型行業(yè)為特征的加工貿(mào)易占據(jù)較大份額，源于要素市場(chǎng)扭曲導(dǎo)致的低廉勞動(dòng)力價(jià)格。區(qū)域?qū)用?，由于市?chǎng)化進(jìn)程的差別以及區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡，各地區(qū)在要素市場(chǎng)發(fā)育方面存在差異性。綜合上述分析，本文提出兩個(gè)研究假說(shuō)：

H1：要素市場(chǎng)扭曲顯著影響企業(yè)成本加成，要素市場(chǎng)扭曲程度越高，企業(yè)成本加成越低。

H2：在企業(yè)類型、行業(yè)屬性和地區(qū)層面，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)企業(yè)成本加成具有異質(zhì)性影響。

控制變量：（1）企業(yè)規(guī)模（scale）。本文以固定資產(chǎn)對(duì)數(shù)度量企業(yè)規(guī)模，固定資產(chǎn)等于企業(yè)年固定資產(chǎn)凈值余額。企業(yè)規(guī)模越大意味著其擁有規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，規(guī)模經(jīng)濟(jì)可以降低企業(yè)邊際成本，提高企業(yè)成本加成。（2）經(jīng)營(yíng)年限（age）。中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)統(tǒng)計(jì)了企業(yè)成立年份，企業(yè)在第t期的經(jīng)營(yíng)年限等該年份減去成立年份。在成立年份統(tǒng)計(jì)指標(biāo)中，由于存在成立年份的異常值，我們刪除企業(yè)經(jīng)營(yíng)年限大于100的樣本。企業(yè)經(jīng)營(yíng)年限越長(zhǎng)表明企業(yè)規(guī)模效應(yīng)越小，產(chǎn)品定價(jià)和生產(chǎn)成本趨于穩(wěn)定，意味著經(jīng)營(yíng)年限對(duì)成本加成影響為負(fù)。（3）利潤(rùn)率（profit）。本文以企業(yè)利潤(rùn)總額占銷售產(chǎn)值比重度量利潤(rùn)率水平，利潤(rùn)率越高表明企業(yè)擁有的市場(chǎng)勢(shì)力越大或者正向需求沖擊，可以獲得更高的定價(jià)能力和成本加成。（4）信貸約束（lncredit）。本文以企業(yè)利息支出作為信貸約束的代理變量，利息支出越高表明企業(yè)獲得的貸款越多、面臨的信貸約束越少，信貸約束一定程度上反映了企業(yè)的經(jīng)營(yíng)狀況和資金流水平，信貸約束對(duì)企業(yè)成本加成的影響為正。（5）補(bǔ)貼（lnbt）。本文以企業(yè)獲得補(bǔ)貼的對(duì)數(shù)度量。補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)成本加成影響為負(fù)，政府部門(mén)對(duì)企業(yè)給予補(bǔ)貼會(huì)增加企業(yè)的尋租成本、抑制企業(yè)創(chuàng)新，進(jìn)而降低企業(yè)成本加成[5]。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源及處理方法

本文數(shù)據(jù)來(lái)源主要分為兩部分。一是企業(yè)層面數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)。目前，該數(shù)據(jù)庫(kù)更新到2013年，但2008年及之后的數(shù)據(jù)缺乏企業(yè)層面工業(yè)增加值、中間投入指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)，這兩個(gè)指標(biāo)對(duì)于企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的估計(jì)不可或缺，而且2008年之后數(shù)據(jù)加總的指標(biāo)與中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒的相關(guān)指標(biāo)存在較大出入。另外，從2011年開(kāi)始，工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)的統(tǒng)計(jì)對(duì)象為主營(yíng)業(yè)務(wù)收入在2000萬(wàn)元以上的工業(yè)企業(yè)?；诮y(tǒng)計(jì)指標(biāo)的連續(xù)性和統(tǒng)計(jì)對(duì)象的一致性，本文選擇1998-2007年的數(shù)據(jù)。此期間數(shù)據(jù)庫(kù)統(tǒng)計(jì)了全部工業(yè)行業(yè)國(guó)有企業(yè)和規(guī)模以上的非國(guó)有企業(yè)（銷售產(chǎn)值在500萬(wàn)元以上）。對(duì)該數(shù)據(jù)庫(kù)的處理借鑒Brandt等（2012）[25]方法：（1）刪除存在缺失值、異常值的樣本，對(duì)工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值、銷售產(chǎn)值、固定資產(chǎn)凈值余額、中間投入等指標(biāo)，剔除小于等于0或?yàn)槿笔е档臉颖?（2）刪除不合理的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，例如流動(dòng)資產(chǎn)或固定資產(chǎn)大于總資產(chǎn)、工業(yè)增加值大于工業(yè)總產(chǎn)值、本年折舊大于累計(jì)折舊、年平均就業(yè)人數(shù)小于10人;（3）刪除采掘業(yè)、公用事業(yè)行業(yè)樣本，將研究對(duì)象界定在行業(yè)代碼13-42的制造業(yè)企業(yè)層面。企業(yè)層面的工業(yè)增加值和工業(yè)總產(chǎn)值根據(jù)各省工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)平減，固定資本根據(jù)各省固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)平減，中間投入根據(jù)各省原材料、燃料、動(dòng)力購(gòu)進(jìn)價(jià)格指數(shù)平減，工資根據(jù)各省消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI進(jìn)行平減，以1998年為基年。二是各省市要素市場(chǎng)發(fā)育程度數(shù)據(jù)來(lái)源于2011年版《中國(guó)各地區(qū)市場(chǎng)化指數(shù)》[1]，該報(bào)告發(fā)布了1997-2010年中國(guó)31個(gè)省市的市場(chǎng)化指數(shù)以及構(gòu)造市場(chǎng)化指數(shù)的二級(jí)指標(biāo)，其中包括本文估算要素市場(chǎng)扭曲所采用的要素市場(chǎng)發(fā)育指數(shù)，具體保留除西藏自治區(qū)外的30個(gè)省份的市場(chǎng)化指數(shù)和要素市場(chǎng)發(fā)育指數(shù)。各變量定義和描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

五、實(shí)證結(jié)果分析

（一） 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文利用面板數(shù)據(jù)模型的固定效應(yīng)估計(jì)方法實(shí)證檢驗(yàn)要素市場(chǎng)扭曲對(duì)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)成本加成的影響。表2模型（1）以要素市場(chǎng)扭曲作為唯一的解釋變量，沒(méi)有加入其他控制變量的估計(jì)結(jié)果，同時(shí)借鑒毛其淋（2013）[26]、張杰等（2011）[24]的方法，控制制造業(yè)兩位代碼行業(yè)、省份、年份固定效應(yīng)，估計(jì)結(jié)果顯示要素市場(chǎng)扭曲與企業(yè)成本加成在1%顯著性水平上負(fù)相關(guān)。模型（2）表示加入企業(yè)規(guī)模、利潤(rùn)率等控制變量的估計(jì)結(jié)果，要素市場(chǎng)扭曲的估計(jì)系數(shù)相比模型（1）略有降低①。要素市場(chǎng)扭曲降低1%，可以使得企業(yè)成本加成提高0.29個(gè)百分點(diǎn)，要素價(jià)格扭曲導(dǎo)致企業(yè)邊際成本增加、生產(chǎn)率水平降低，要素市場(chǎng)扭曲的成本效應(yīng)大于產(chǎn)品市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，降低企業(yè)成本加成。為了避免因變量與自變量之間可能存在的逆向因果問(wèn)題，我們以滯后期的要素市場(chǎng)扭曲作為解釋變量，如模型（3）-（5）所示，L.facd，L2.facd，L3.facd分別表示滯后1期、2期和3期的要素市場(chǎng)扭曲指數(shù)，估計(jì)結(jié)果表明滯后期的要素市場(chǎng)扭曲指數(shù)與企業(yè)成本加成顯著負(fù)相關(guān)，同時(shí)估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值隨著滯后期的增加在逐漸降低，表明要素市場(chǎng)扭曲對(duì)成本加成的影響存在滯后性。上述估計(jì)結(jié)果驗(yàn)證了研究假說(shuō)H1。其經(jīng)濟(jì)學(xué)含義在于：深入推進(jìn)要素市場(chǎng)化配置改革，減少要素資源定價(jià)權(quán)和分配權(quán)的行政干預(yù)和制度安排，對(duì)于提高中國(guó)制造業(yè)企業(yè)的價(jià)格成本加成，激發(fā)企業(yè)的市場(chǎng)活力和競(jìng)爭(zhēng)力具有重要影響。

關(guān)于控制變量的估計(jì)結(jié)果，企業(yè)規(guī)模與成本加成之間顯著正相關(guān)，企業(yè)規(guī)模越大意味著其擁有規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，規(guī)模經(jīng)濟(jì)可以降低企業(yè)邊際成本。企業(yè)規(guī)模越大其占有的市場(chǎng)份額越多，企業(yè)擁有一定的市場(chǎng)勢(shì)力或?qū)嵭袎艛喽▋r(jià)，在保持邊際成本不變的條件下可以提高企業(yè)成本加成。經(jīng)營(yíng)年限與企業(yè)成本加成在1%顯著性水平上負(fù)相關(guān)，經(jīng)營(yíng)時(shí)間越長(zhǎng)表明該企業(yè)的經(jīng)營(yíng)狀況和行業(yè)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)趨于穩(wěn)定，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài)趨于完全競(jìng)爭(zhēng)，產(chǎn)品價(jià)格接近邊際成本。另外，根據(jù)企業(yè)成長(zhǎng)的生命周期，經(jīng)營(yíng)年限越長(zhǎng)顯示企業(yè)處于成熟期或衰退期，由于缺乏創(chuàng)新投入而無(wú)法降低生產(chǎn)成本。利潤(rùn)率的估計(jì)系數(shù)為正且至少在10%水平上顯著，利潤(rùn)率越高表明企業(yè)可以獲得相應(yīng)的壟斷利潤(rùn)，其可能來(lái)自企業(yè)所擁有的市場(chǎng)勢(shì)力以實(shí)行壟斷定價(jià)，也可能源于企業(yè)產(chǎn)品差異化導(dǎo)致的需求大于供給，企業(yè)可以獲得更多的消費(fèi)者剩余。信貸約束對(duì)企業(yè)成本加成的影響顯著為正，本文以利息支出作為信貸約束的代理變量，企業(yè)能否獲得利息與其經(jīng)營(yíng)狀況、利潤(rùn)水平或生產(chǎn)率有關(guān)。企業(yè)利息支出越多說(shuō)明其獲得的貸款越多，企業(yè)面臨的流動(dòng)性約束越小，經(jīng)營(yíng)狀況良好以及較高的生產(chǎn)率水平，這樣的企業(yè)通常具有較高的成本加成。政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)成本加成的影響為負(fù)但不顯著，表明政府補(bǔ)貼并不能刺激企業(yè)創(chuàng)新投入以提高成本加成，企業(yè)為了獲得補(bǔ)貼可能向政府相關(guān)部門(mén)尋租，增加企業(yè)的交易成本和尋租成本。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證要素市場(chǎng)扭曲與企業(yè)成本加成之間的影響，本文進(jìn)一步從四個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（1）調(diào)整被解釋變量的度量方法。關(guān)于企業(yè)成本加成的估計(jì)方法，本文利用生產(chǎn)法估計(jì)企業(yè)成本加成，其關(guān)鍵在于估算企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)。在基準(zhǔn)實(shí)證分析中，我們采用Ackerberg等[21]（2015，ACF）方法估計(jì)企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)，在穩(wěn)健性分析時(shí)采用Levinsohn and Petrin[22]（2003，LP）的估計(jì)方法。二者的區(qū)別在于：ACF方法將勞動(dòng)力作為動(dòng)態(tài)投入，認(rèn)為當(dāng)期的生產(chǎn)率水平會(huì)影響下一期的勞動(dòng)力投入;LP方法假設(shè)當(dāng)期生產(chǎn)率水平影響下一期的資本投入、不會(huì)影響勞動(dòng)力，勞動(dòng)力的投入產(chǎn)出彈性可以通過(guò)OLS獲得一致估計(jì)。在解決生產(chǎn)率內(nèi)生性的問(wèn)題上，二者均以中間投入作為代理變量?；贚P方法估計(jì)的企業(yè)成本加成的估計(jì)結(jié)果如表3模型（1）所示，要素市場(chǎng)扭曲與成本加成在1%顯著性水平上負(fù)相關(guān)，估計(jì)系數(shù)小于表2的基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果。從描述性統(tǒng)計(jì)上看（表1），LP估計(jì)的企業(yè)成本加成平均值為0.613，小于ACF估計(jì)的0.866，LP方法在估計(jì)勞動(dòng)力的投入產(chǎn)出彈性系數(shù)時(shí)產(chǎn)生低估的結(jié)果，導(dǎo)致估算的成本加成偏低。

（2）調(diào)整解釋變量的度量方法。本文根據(jù)張杰等（2011）[24]做法計(jì)算要素市場(chǎng)與產(chǎn)品市場(chǎng)之間市場(chǎng)化進(jìn)程的相對(duì)差異（facd1），以此進(jìn)一步度量要素市場(chǎng)扭曲。估計(jì)結(jié)果如模型（2）所示，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)企業(yè)成本加成影響顯著為負(fù)，可見(jiàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果穩(wěn)健。

（3）克服要素市場(chǎng)扭曲的內(nèi)生性問(wèn)題。本文的基準(zhǔn)分析采用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型可以控制不隨時(shí)間變化的行業(yè)、省份和年份固定效應(yīng)，并且以滯后期的要素市場(chǎng)扭曲作為解釋變量緩解可能存在的逆向因果關(guān)系問(wèn)題。為了進(jìn)一步克服解釋變量要素市場(chǎng)扭曲的內(nèi)生性問(wèn)題，文章首先采用工具變量的兩階段最小二乘估計(jì)來(lái)避免可能存在的遺漏變量?jī)?nèi)生性問(wèn)題，以滯后一期的要素市場(chǎng)扭曲指數(shù)作為工具變量，估計(jì)結(jié)果如模型（3）所示。其次，采用動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)（GMM-SYS）。由于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中將滯后一期的被解釋變量作為解釋變量，而滯后一期的擾動(dòng)項(xiàng)與當(dāng)期擾動(dòng)項(xiàng)之間的相關(guān)關(guān)系[27]。本文采用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法，以滯后一期的被解釋變量作為GMM變量，以滯后一期的解釋變量、年份啞變量作為工具變量，估計(jì)結(jié)果如模型（4）所示。總之，工具變量法和廣義矩估計(jì)方法的檢驗(yàn)結(jié)果支持基準(zhǔn)回歸估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

（4）刪除異常觀測(cè)值。本文對(duì)回歸樣本進(jìn)行縮尾處理，刪除企業(yè)成本加成（對(duì)數(shù)）分布的上下各1%分位數(shù)的觀測(cè)值，即刪除變量mkp_acf小于-1.405或者大于3.507的觀測(cè)值，最終得到1575322個(gè)樣本量，模型（5）報(bào)告的估計(jì)結(jié)果證明基準(zhǔn)回歸結(jié)果穩(wěn)健。

綜上，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)企業(yè)成本加成的影響顯著為負(fù)，而且控制變量的估計(jì)結(jié)果及方向與基準(zhǔn)結(jié)果保持一致，上述實(shí)證檢驗(yàn)進(jìn)一步表明本文結(jié)果的顯著性和穩(wěn)健性。

（三）研究拓展：影響效應(yīng)的異質(zhì)性考察

1.企業(yè)異質(zhì)性

在企業(yè)微觀層面，本文分別比較國(guó)有與民營(yíng)企業(yè)、內(nèi)資與外資企業(yè)、出口與非出口企業(yè)的影響效應(yīng)差異。首先，根據(jù)企業(yè)登記注冊(cè)類型將國(guó)有企業(yè)、國(guó)有獨(dú)資公司、國(guó)有聯(lián)營(yíng)、國(guó)有與集體聯(lián)營(yíng)劃分為國(guó)有企業(yè)，其他企業(yè)劃分為民營(yíng)企業(yè)。估計(jì)結(jié)果如表4模型（1）和（2）所示，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)國(guó)有企業(yè)成本加成影響不顯著，偏向國(guó)有企業(yè)的政策傾斜和制度安排是要素市場(chǎng)扭曲的主要來(lái)源[3]，地區(qū)國(guó)有企業(yè)比重越高，要素市場(chǎng)扭曲程度越高。要素市場(chǎng)扭曲對(duì)民營(yíng)企業(yè)影響顯著為負(fù)，要素市場(chǎng)扭曲降低1個(gè)百分點(diǎn)，民營(yíng)企業(yè)成本加成提高0.309%，表明深化要素市場(chǎng)改革可以促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)活力、提升民營(yíng)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。其次，根據(jù)企業(yè)登記注冊(cè)類型，將外資、港澳臺(tái)、中外合資企業(yè)劃分為外資企業(yè)，其他企業(yè)作為內(nèi)資企業(yè)，估計(jì)結(jié)果如模型（3）和（4）所示。要素市場(chǎng)扭曲對(duì)外資企業(yè)成本加成的估計(jì)系數(shù)彈性要高于內(nèi)資企業(yè)，要素市場(chǎng)改革對(duì)外資企業(yè)成本加成的影響要大于內(nèi)資企業(yè)，可能源于在內(nèi)資企業(yè)中有一部分國(guó)有企業(yè)，而要素市場(chǎng)扭曲對(duì)國(guó)有企業(yè)成本加成的影響并不顯著，這樣低估要素市場(chǎng)扭曲對(duì)內(nèi)資企業(yè)的影響。最后，根據(jù)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中的出口交貨值指標(biāo)進(jìn)行劃分，將出口交貨值為正的企業(yè)劃分為出口企業(yè)，估計(jì)結(jié)果如模型（5）和（6）所示。要素市場(chǎng)扭曲對(duì)出口企業(yè)成本加成的估計(jì)系數(shù)彈性要高于非出口企業(yè)，表明要素市場(chǎng)改革對(duì)出口企業(yè)成本加成的影響要大于非出口企業(yè)。張杰等（2011）[24]的研究發(fā)現(xiàn)，要素市場(chǎng)扭曲會(huì)激勵(lì)企業(yè)出口，依靠壓低勞動(dòng)力等要素價(jià)格來(lái)獲得出口中的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，出口企業(yè)并沒(méi)有實(shí)現(xiàn)出口中的學(xué)習(xí)效應(yīng)。

2.行業(yè)異質(zhì)性

為了進(jìn)一步考察要素市場(chǎng)扭曲影響企業(yè)成本加成的行業(yè)異質(zhì)性，本文將中國(guó)制造業(yè)兩位代碼行業(yè)劃分為高新技術(shù)、勞動(dòng)密集型和資本密集型三類行業(yè)。其中，高新技術(shù)行業(yè)包括通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)、醫(yī)藥制造等4個(gè)行業(yè)，勞動(dòng)密集型行業(yè)包括農(nóng)副食品加工、食品、飲料制造業(yè)、紡織等12個(gè)行業(yè)，資本密集型行業(yè)包括石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品業(yè)、橡膠制品、金屬制品等11個(gè)行業(yè)。分行業(yè)估計(jì)結(jié)果如表5模型（1）-（3）所示，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)高新技術(shù)企業(yè)成本加成的影響最大，資本密集型行業(yè)次之，勞動(dòng)密集型行業(yè)最低，但對(duì)三類行業(yè)的影響均顯著為負(fù)。要素市場(chǎng)扭曲抑制高新技術(shù)行業(yè)的創(chuàng)新效率，同時(shí)要素市場(chǎng)扭曲的資源錯(cuò)配效應(yīng)，以及由此產(chǎn)生的企業(yè)尋租效應(yīng)進(jìn)而降低企業(yè)成本加成。由于成本加成體現(xiàn)企業(yè)在邊際成本之上的價(jià)格維持能力，對(duì)于中國(guó)的勞動(dòng)密集型行業(yè)而言，以勞動(dòng)力成本優(yōu)勢(shì)獲得企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，利潤(rùn)率水平較低;資本密集型行業(yè)相對(duì)而言進(jìn)入壁壘要高于勞動(dòng)密集型行業(yè)，利潤(rùn)率水平和價(jià)格維持能力要高于勞動(dòng)密集型行業(yè);高新技術(shù)行業(yè)的進(jìn)入壁壘最高，而且可以評(píng)價(jià)研發(fā)和創(chuàng)新優(yōu)勢(shì)獲得高利潤(rùn)回報(bào)。樣本期內(nèi)勞動(dòng)密集型行業(yè)的平均利潤(rùn)率為0.015，而資本密集型和高新技行業(yè)的利潤(rùn)率為0.021和0.027。勞動(dòng)密集型行業(yè)的利潤(rùn)水平要低于資本密集型和高新技術(shù)行業(yè)，而且勞動(dòng)密集型行業(yè)的價(jià)格維持能力要弱于資本密集型和高新技術(shù)行業(yè)。總之，要素市場(chǎng)扭曲的創(chuàng)新抑制效應(yīng)對(duì)高新技術(shù)行業(yè)影響最大，其次是資本密集型行業(yè)。

3.地區(qū)異質(zhì)性

本文將30個(gè)省份劃分為東、中、西三個(gè)地區(qū)。其中，東部地區(qū)包括北京、天津、上海、江蘇、浙江、廣東等12省市，中部地區(qū)包括山西、河南、安徽、湖北、湖南等9省市，西部地區(qū)包括四川、重慶、云南、貴州等9省市。分地區(qū)的估計(jì)結(jié)果如表5模型（4）-（6）所示?？梢?jiàn)，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)中部地區(qū)企業(yè)的影響最大，其次是東部地區(qū)，但對(duì)西部地區(qū)企業(yè)的影響為負(fù)但不顯著。東部地區(qū)要素市場(chǎng)扭曲指數(shù)為0.252，中部地區(qū)和西部地區(qū)分別為0.635和0.619，表明要素市場(chǎng)扭曲存在區(qū)域差異性，這與戴魁早和劉友金（2015）的研究一致，要素市場(chǎng)扭曲的抑制效應(yīng)可能存在非線性影響或門(mén)檻效應(yīng)，只有達(dá)到某一臨界值時(shí)才具有抑制效應(yīng)[28]。綜上，分企業(yè)類型、分行業(yè)和分地區(qū)的異質(zhì)性實(shí)證分析進(jìn)一步檢驗(yàn)了要素市場(chǎng)扭曲與企業(yè)成本加成的影響關(guān)系，同時(shí)驗(yàn)證了本文提出的研究假說(shuō)H2。

（四）進(jìn)一步討論

本文進(jìn)一步分析區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的影響，對(duì)比長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶地區(qū)與非長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶地區(qū)要素市場(chǎng)扭曲對(duì)企業(yè)成本加成的影響。長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶覆蓋上海、江蘇、浙江、安徽、江西、等11個(gè)省市，其他19個(gè)省市為非長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶地區(qū)，回歸結(jié)果如表6模型（1）和（2）所示。無(wú)論是長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶還是非長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶地區(qū)，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)企業(yè)成本加成的影響顯著為負(fù)，要素市場(chǎng)扭曲系數(shù)減少1個(gè)百分點(diǎn)，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶地區(qū)企業(yè)成本加成提高0.14%，而非長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶地區(qū)的企業(yè)成本加成提高0.47%，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶地區(qū)的要素市場(chǎng)扭曲對(duì)企業(yè)成本加成的抑制作用要小于非長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶地區(qū)。從描述性統(tǒng)計(jì)看，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶要素市場(chǎng)扭曲的平均值為0.306，而非長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶為0.388。更進(jìn)一步，對(duì)于長(zhǎng)三角城市群和京津冀首都經(jīng)濟(jì)圈而言，如模型（3）和（4）所示，兩個(gè)地區(qū)的要素市場(chǎng)扭曲對(duì)企業(yè)成本加成的影響顯著為負(fù)，而且長(zhǎng)三角城市群的要素市場(chǎng)扭曲估計(jì)系數(shù)（半彈性）小于京津冀經(jīng)濟(jì)圈。長(zhǎng)三角地區(qū)的要素市場(chǎng)扭曲指數(shù)平均值為0.217，京津冀地區(qū)為0.373。自20世紀(jì)80年代開(kāi)始，長(zhǎng)三角區(qū)域一體化取得較快發(fā)展，這對(duì)于三省一市之間的區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作、要素資源流動(dòng)至關(guān)重要。區(qū)域市場(chǎng)一體化可以促進(jìn)各省市的要素市場(chǎng)發(fā)育和改革，顯著降低要素市場(chǎng)對(duì)企業(yè)成本加成的抑制效應(yīng)。因此，以市場(chǎng)一體化為導(dǎo)向的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略，對(duì)于深化要素市場(chǎng)化配置改革，以及提高企業(yè)成本加成、激發(fā)企業(yè)市場(chǎng)活力具有重要意義。

六、結(jié)論與啟示

企業(yè)成本加成取決于企業(yè)對(duì)產(chǎn)品價(jià)格的議價(jià)能力和投入生產(chǎn)要素的邊際成本，是企業(yè)在產(chǎn)品市場(chǎng)和要素市場(chǎng)行為的綜合反映，也是衡量企業(yè)市場(chǎng)勢(shì)力和動(dòng)態(tài)競(jìng)爭(zhēng)能力的重要指標(biāo)。由于我國(guó)在要素市場(chǎng)化配置改革方面的相對(duì)滯后性，要素市場(chǎng)與產(chǎn)品市場(chǎng)之間出現(xiàn)市場(chǎng)化進(jìn)程的“不對(duì)稱”現(xiàn)象，由此引致的要素市場(chǎng)扭曲對(duì)資源配置效率和全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著影響。為此，本文基于要素市場(chǎng)扭曲的制度背景，實(shí)證分析其對(duì)企業(yè)成本加成的影響。利用1998-2007年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)的微觀數(shù)據(jù)，本文通過(guò)生產(chǎn)法估算企業(yè)成本加成，并根據(jù)市場(chǎng)化進(jìn)程指數(shù)構(gòu)造30個(gè)省市的要素市場(chǎng)扭曲指數(shù)。實(shí)證結(jié)果表明：（1）要素市場(chǎng)扭曲對(duì)企業(yè)成本加成的影響顯著為負(fù)，源于要素市場(chǎng)扭曲的成本效應(yīng)大于產(chǎn)品市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，而且要素市場(chǎng)扭曲對(duì)企業(yè)成本加成的影響存在滯后性，即要素市場(chǎng)扭曲對(duì)成本加成的抑制效應(yīng)隨著滯后期數(shù)的增加而減弱。（2）要素市場(chǎng)扭曲對(duì)企業(yè)成本加成的影響存在異質(zhì)性。在企業(yè)微觀層面，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)民營(yíng)企業(yè)的影響大于國(guó)有企業(yè)、對(duì)外資企業(yè)影響大于內(nèi)資企業(yè)、對(duì)出口企業(yè)的影響大于非出口企業(yè)。在行業(yè)層面，要素市場(chǎng)扭曲對(duì)高新技術(shù)行業(yè)的影響最大、其次是資本密集型行業(yè)、最后是勞動(dòng)密集型行業(yè)。（3）在區(qū)域差異性方面，要素市場(chǎng)扭曲的影響主要集中在中東部地區(qū)，對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶地區(qū)的影響要弱于非長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶地區(qū)，區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展可以顯著改善要素市場(chǎng)扭曲的抑制效應(yīng)。此外，我們更換被解釋變量和解釋變量的度量指標(biāo)、采用不同的估計(jì)方法（動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)廣義矩估計(jì)、工具變量2SLS估計(jì)）、剔除異常值樣本進(jìn)一步驗(yàn)證了上述結(jié)論的穩(wěn)健性。

本文研究的政策啟示在于：（1）要深入推進(jìn)以要素市場(chǎng)化配置改革為核心的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。要素市場(chǎng)扭曲是抑制成本加成的重要因素，要繼續(xù)深化要素市場(chǎng)化配置改革，減少對(duì)要素資源的定價(jià)權(quán)和分配權(quán)的人為干預(yù)和政策安排，以市場(chǎng)化為導(dǎo)向健全要素價(jià)格定價(jià)機(jī)制，形成公開(kāi)、公平的要素資源分配體系，提升要素資源配置效率，激發(fā)企業(yè)的市場(chǎng)活力和核心競(jìng)爭(zhēng)力。（2）要把握要素市場(chǎng)化配置改革中的異質(zhì)性影響。本文研究發(fā)現(xiàn)要素市場(chǎng)扭曲存在企業(yè)異質(zhì)性和行業(yè)差異性，因此，要素市場(chǎng)化配置改革既要避免“一刀切”的做法，遵循有的放矢、循序漸進(jìn)的原則，也應(yīng)綜合考慮國(guó)有、民營(yíng)和外資企業(yè)的不同訴求以及勞動(dòng)密集型行業(yè)、資本密集型和高新技術(shù)行業(yè)的行業(yè)特征，在此基礎(chǔ)上精準(zhǔn)施策和進(jìn)一步通過(guò)市場(chǎng)化改革優(yōu)化營(yíng)商環(huán)境。（3）以區(qū)域市場(chǎng)一體化為導(dǎo)向推動(dòng)要素市場(chǎng)改革。本文研究發(fā)現(xiàn)長(zhǎng)三角地區(qū)要素市場(chǎng)扭曲對(duì)企業(yè)成本加成的抑制效應(yīng)明顯低于其他地區(qū)，源于較高的長(zhǎng)三角區(qū)域一體化程度。新時(shí)代背景下進(jìn)一步深化要素市場(chǎng)化配置改革與加快落實(shí)區(qū)域一體化發(fā)展戰(zhàn)略相輔相成，促進(jìn)要素資源的自由流動(dòng)和優(yōu)化配置既是供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重點(diǎn)，也是區(qū)域一體化的著力點(diǎn)。應(yīng)致力打破各地區(qū)之間的行政性制度壁壘，形成區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新格局新機(jī)制，促進(jìn)區(qū)域間信息、資源、基礎(chǔ)設(shè)施共享，形成統(tǒng)一、開(kāi)放、競(jìng)爭(zhēng)、有序的大市場(chǎng)，實(shí)現(xiàn)要素市場(chǎng)改革與各地區(qū)協(xié)同發(fā)展并進(jìn)。

注釋：

① 此處降低表示估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值（影響彈性）。

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