中國地區間要素錯配對經濟發展質量的影響
——基于鏈式多重中介效應模型的實證檢驗

董嘉昌 馮 濤 李佳霖

(西安交通大學 經濟與金融學院，陜西 西安 710061)

一、引言

近年來要素錯配問題受到國內外學術界的廣泛關注，要素錯配所導致的生產率損失被認為是影響一國或地區資源配置效率乃至經濟發展水平的重要因素(Brandt et al.，2013；Hsieh et al.，2009)。中國自改革開放起逐步實施了全面經濟體制改革，到目前為止已基本實現了產品價格的市場化，但要素市場的改革進程卻相對緩慢，政府對要素市場的干預現象仍然普遍存在。進入新常態以來，依賴高投入、高消耗的傳統經濟增長方式面臨著嚴峻挑戰，中國經濟能否實現高質量發展成為學術界和政策制定者極為關注的問題。在此背景下，深入研究要素錯配與經濟發展質量的內在關聯，對當前推動中國經濟實現高質量發展具有重要意義。

改革開放后中國漸進式改革道路的選擇決定了經濟發展主要采取“政府主導+市場基礎”型發展模式，政府在資源配置領域始終發揮著強有力的作用。在這種發展模式下，要素資源很難真正按照市場規律實現有效配置，政策干預以及制度性因素容易誘發地區間要素資源的錯配。一方面，1994年分稅制改革后，地方政府之間展開了激烈的增長競賽(周黎安，2007)，模仿性發展造成大量的重復建設和資源浪費。同時，地方保護主義導致要素市場分割，阻礙了地區之間的要素自由流動(劉瑞明，2012)。另一方面，長期存在的戶籍制度和土地管理制度制約了勞動要素的合理配置，不利于城市化的深入發展。那么，這種由政府干預和制度改革滯后所引發的要素錯配是否阻礙了中國經濟的高質量發展？要素錯配影響經濟發展質量的內在機理是什么？要素錯配對經濟發展質量的影響在不同地區是否存在異質性？這些問題有待于從理論和實證層面予以分析。

本文采用1997—2017年中國省際面板數據，實證研究地區間要素錯配對經濟發展質量的影響及其作用機理。本文的貢獻在于：第一，從要素錯配的角度分析了中國經濟發展質量提升面臨的障礙，為理解要素市場改革對當前經濟發展階段轉換的重要性以及如何推動經濟實現高質量發展提供了理論思路；第二，基于帶有扭曲的競爭性均衡模型，構建了能夠綜合反映資本和勞動扭曲程度的要素錯配指數，并準確刻畫出中國轉型時期要素市場扭曲引致的地區間要素錯配程度；第三，采用鏈式多重中介效應模型考察要素錯配影響經濟發展質量的中介渠道，揭示了要素錯配不僅可通過抑制創新能力和延緩產業結構升級兩條獨立中介渠道降低經濟發展質量，還可通過“抑制創新能力→延緩產業結構升級”的鏈式中介渠道降低經濟發展質量，豐富了要素錯配問題的現有研究。

二、文獻綜述和理論假說

林毅夫(2012)、張曉晶等(2018)認為后發國家出于經濟趕超目的會采取干預經濟的發展戰略。在中國經濟早期發展階段，由于市場機制尚不成熟，要素資源的配置主要依靠政府的行政手段來完成。然而，政府配置要素資源的實際效果往往不盡如人意。政府官員作為干預性政策的制定者和實施者，兼具政治人和經濟人的雙重屬性，其行為和決策難免受到個人利益最大化動機的影響，從而可能造成一系列的扭曲后果(周黎安，2007)。同時，政府為了實現特定的經濟發展目標，通常會對要素價格進行干預，致使要素價格難以真實反映要素的稀缺程度。而企業基于扭曲后的要素價格所做出的“理性決策”，將導致經濟發展內在矛盾不斷積累，不利于經濟發展質量提升。楊振兵等(2018)研究發現資本價格扭曲會對投資產生錯誤激勵，加劇投資對產能過剩的惡化作用，并制約經濟發展質量的改善。鞠蕾等(2016)指出政府對要素市場的干預會扭曲企業的投資決策，誘發企業盲目進入產能過剩行業，從而造成大量的重復性投資和要素資源浪費。徐浩等(2016)認為要素價格扭曲所形成的套利空間導致大量要素資源流向見效快、不確定性低的粗放型生產項目，使得經濟增長表現為依賴要素資源推動的外延式擴張。

近年來不少文獻論證了要素錯配所導致的效率損失問題。Hsieh et al.(2009)開創性地建立了要素錯配的分析框架并測算了中國各行業之間的要素錯配狀況，結果發現，如果能消除要素錯配，制造業的TFP水平將提升30%～50%。隨后大量學者基于這一框架研究了中國地區和行業之間要素錯配對生產率的影響。Brandt et al.(2013)測算了1985—2007年中國地區和部門間要素錯配造成的TFP損失，并指出要素錯配主要表現為國有部門和非國有部門之間的資本配置扭曲。蓋慶恩等(2015)將勞動力市場扭曲引入兩部門模型，衡量了戶籍制度約束所導致的勞動力市場分割對中國經濟增長的影響，結果表明，消除勞動力市場扭曲可以使勞均產出提高19.53%。高培勇等(2019)指出必須轉變傳統的資源配置方式，即從“政府主導+市場發揮基礎性作用”轉向“服務型政府+市場發揮決定性作用”，以滿足經濟高質量發展對資源配置效率的內在要求。而傳統資源配置方式下形成的要素錯配顯然不利于經濟發展質量的持續提升。因此，本文提出：

假說1：要素錯配降低了經濟發展的質量。

創新能力是一國或地區經濟持續增長的重要動力。金碚(2018)指出科技發明和產業創新是實現高質量發展的關鍵，只有創新驅動的經濟才能實現持續的高質量增長。王慧艷等(2019)指出科技創新能夠為高質量發展提供有力的支撐，長期以來自主創新能力不足嚴重制約了中國經濟發展質量的提升。華堅等(2019)利用耦合協調度模型分析了科技創新與經濟高質量發展的內在關聯，發現科技創新能夠通過加快“創新、協調、綠色、開放、共享”型發展從而推動經濟的高質量發展。改革開放后中國經濟的高速增長主要依賴于技術引進和要素投入，自主創新能力長期薄弱，其原因很大程度上在于政府對要素市場的干預。當政府干預要素價格時，要素成本與邊際收益的偏離會形成無風險的套利空間，這種情況下企業的理性選擇必然是通過爭奪要素資源來謀求自身發展，而非進行高投入、高風險的技術創新活動。張杰等(2011)利用2001—2007年中國工業企業樣本檢驗了要素市場扭曲對研發投入的影響，結果發現，要素市場扭曲所形成的尋租機會顯著抑制了企業的研發投入。戴魁早等(2016)利用1997—2009年中國分省的高新技術產業數據進行實證檢驗，發現要素市場扭曲顯著抑制了產業創新效率的提升。白俊紅等(2016)基于中國省際面板數據的實證檢驗發現，要素市場扭曲是制約中國創新生產活動及其效率提升的重要因素。當前中國經濟增長亟待由投資驅動向創新驅動轉變(申萌 等，2019)，而要素錯配對創新能力的制約則會降低經濟發展質量。因此，本文提出：

假說2：要素錯配通過抑制創新能力降低了經濟發展的質量。

隨著中國經濟整體發展水平的不斷提升，產業結構升級成為經濟發展質量改善的另一關鍵因素(劉偉，2016)。要素錯配可能會延緩產業結構升級從而降低經濟發展質量，但現有文獻并未充分重視這一影響渠道。通常，產業結構升級表現為產業結構的合理化和高級化(干春暉 等，2011)，這一過程本質上是要素資源在不同產業之間的重新配置，即舊的產業格局被打破，同時要素資源不斷流向新的產業領域。當要素市場被扭曲時，要素資源難以在產業間實現自由流動和有效配置，從而會導致產業結構升級過程受阻。Midrigan et al.(2014)構建了一個包含企業進入和退出行為的動態模型，通過數值模擬發現經濟中存在的金融摩擦會扭曲企業進入和技術選擇決策。蓋慶恩等(2015)研究發現要素市場扭曲不僅會影響在位企業的資源配置效率，還會通過壟斷勢力改變企業的進入和退出行為。近年來中國傳統行業出現的產能過?，F象，正是由于要素資源被過度配置在低效率生產部門，與此同時，許多新興產業領域卻由于要素配置不足和進入壁壘問題而出現要素供給不足的局面(周開國 等，2018)。隨著中國經濟邁向更高發展水平，產業體系和結構必然要與經濟發展階段保持一致(金碚，2018)。這種一致性在服務業日趨占據主導地位的今天，意味著不僅產業結構要不斷優化，產業結構內部也需要不斷優化，否則經濟難以真正實現高質量發展(袁富華 等，2016)。因此，本文提出：

假說3：要素錯配通過延緩產業結構升級降低了經濟發展的質量。

三、研究設計

(一)研究變量和數據說明

1.要素錯配指數

本文借鑒陳永偉等(2011)的研究思路，構建一個帶有扭曲的競爭性均衡模型來推導中國地區之間的要素錯配指數。

(1)基本設定。假設經濟體由N個不同地區構成，各地區代表性企業的生產函數均為C-D型，且同一個地區所有企業具有相同的生產函數，不同地區的企業生產函數不同，設定如下：

其中，Yi表示實際產出水平，Ki、Li分別表示資本和勞動，αi、βi分別表示資本和勞動的收入份額。假設生產函數滿足規模報酬不變性質，即αi+βi=1。

假設要素價格存在扭曲，資本和勞動的“扭曲稅”大小分別為τKi、τLi，則企業面臨的實際要素價格分別為Ri(1+τKi)和Wi(1+τLi)，其中Ri和Wi表示競爭性的要素價格。此外，假設產品市場完全競爭，產品價格為Pi。代表性企業在要素價格扭曲環境下的目標函數為：

max{PiYi-Ri(1+τKi)Ki-Wi(1+τLi)Li}

目標函數分別對K、L求導，得到一階條件：

可以看出，要素價格的“扭曲稅”改變了代表性企業的最優生產決策，進而會對地區要素配置數量產生影響，造成要素配置偏離完全競爭市場。

(2)競爭性均衡。為了定義競爭性均衡，首先，假設每一期經濟中的要素總量是外生給定的，所有地區的代表性企業面臨如下的資源約束條件：

其次，假設社會加總生產函數滿足規模報酬不變性質，即經濟體的總產出等于所有地區代表性企業的產出總和：

(3)要素錯配公式推導。根據代表性企業目標函數的一階條件和資源約束條件，可以求出地區i在均衡時的資本和勞動配置數量：

將θKi、θLi代入均衡時的Ki、Li表達式，利用經濟體和各地區的要素數量、地區產值比重以及要素收入份額等數據間接計算出資本和勞動價格的相對扭曲大?。?/p>

考慮到單一的資本或勞動價格扭曲指標忽視了要素之間的不完全替代性，無法反映某種要素相對于其他要素是否存在錯配(許捷 等，2017)。因此，本文進一步構建地區的要素相對錯配指數(Mis,簡稱為要素錯配指數)來衡量資本相對于勞動的價格扭曲程度。

該指數越大表明資本或勞動的相對錯配越嚴重，該指標為零時表明不存在要素相對錯配。

(4)要素錯配指數的測算。要素錯配指數的測算涉及地區實際產出、資本存量、有效勞動投入和要素收入份額等變量。其中，實際產出以1997年不變價GDP來表示。資本存量采用永續盤存法進行核算，基期資本存量根據Hall et al.(1999)提出的公式K0=I0/(δ0+g)估算得到，基期折舊率采用樊綱等(2011)設定的7%，其余各期的折舊采用GDP收入法核算中的固定資產折舊數據，以避免折舊率設定的主觀偏誤(徐現祥 等，2007)。有效勞動投入根據各省份每年末的就業人數乘以人均受教育年限得到，其中人均受教育年限參考陳釗等(2004)的方法計算得到。此外，考慮到樣本期間中國經濟結構的巨大變遷會導致要素收入份額發生較大變化，基于生產函數方法估計得到的固定要素收入份額并不符合經驗事實，因此本文參考白重恩等(2015)的做法，利用收入法核算GDP的相關數據對要素收入份額進行計算。

2.經濟發展質量指標

3.創新能力指標

從創新效率的角度來衡量各地區的創新能力。創新效率是指單位創新投入所能實現的創新產出，本文創新活動的投入產出比(記為Innv1)(李政 等，2018)。由于創新效率能夠反映一個地區將創新投入轉化為創新產出的能力，因而可以用來衡量各地區的創新能力。其中，創新產出采用各地區發明專利授權量占實際GDP的比重來表示，創新投入采用各地區研發支出經費占實際GDP的比重來表示。此外，本文在穩健性檢驗部分重新采用創新產出來衡量各地區的創新能力(記為Innv2)(吳延兵，2019)。

4.產業結構升級指標

5.控制變量說明

選取對外開放程度、資本形成率、交通基礎設施、城鎮化率作為控制變量(記為X)，用于控制不同地區經濟發展水平差距對經濟發展質量的影響。其中，對外開放程度采用進出口總額占GDP的比重衡量(記為Open)；資本形成率采用固定資產形成總額占GDP的比重衡量(記為Invest)；交通基礎設施采用公路和鐵路總里程數衡量(記為Infra)；城鎮化率采用年末城鎮總人口占全部人口的比重衡量(記為Urban)。

6.數據與統計性描述

研究樣本選取1997—2017年中國大陸除西藏以外30個省級行政地區的面板數據作為研究樣本。其中，GDP、全社會固定資產投資、就業總人數、三次產業增加值、三次產業就業人數、固定資產折舊、營業盈余、勞動者報酬、進出口貨物總額以及交通設施里程數等數據來自各省份歷年的統計年鑒，固定資產價格指數來自歷年《中國固定資產投資統計年鑒》，人口受教育程度、發明專利授權量數據來自歷年《中國統計年鑒》，研發支出經費數據來自歷年《中國科技統計年鑒》，城鎮年末就業總人數來自歷年《中國人口與就業統計年鑒》。

表1報告了變量的統計性描述結果。經濟發展質量的平均值為0.394，且最大值和最小值相差甚遠，說明不同省份之間經濟發展質量的差異巨大。要素錯配指數的均值為1.158，說明要素錯配程度比較嚴重。從創新能力看，創新效率的平均值為0.101，說明每1單位創新投入平均實現了0.101單位的創新產出；創新產出的平均值為0.130，說明每1億元GDP平均產生的發明專利授權數量為0.130項，創新能力整體較弱。從產業結構升級情況看，產業結構高級化程度的平均值為0.977，產業結構合理化程度的平均值為-0.692，前者的波動相對較大。

(二)計量模型設定

1.總體效應檢驗模型設定

構建雙向固定效應面板模型來檢驗要素錯配對經濟發展質量的總體效應，設定如下：

Quait=α1+α2Misit-1+α3Xit-1+ui+λt+εit

(1)

其中，i表示省份，t表示年份，u表示個體固定效應，λ表示時間固定效應，ε表示隨機干擾項，Qua表示經濟發展質量，Mis表示要素錯配指數，X表示控制變量。為了避免解釋變量與被解釋變量之間的反向因果關系，解釋變量和控制變量均采取滯后一期的形式。根據假說1，要素錯配的估計系數α2應顯著為負，即要素錯配降低了經濟發展質量。

2.鏈式多重中介效應模型設定

根據假說2和假說3，要素錯配會通過抑制創新能力和延緩產業結構升級來降低經濟發展質量?？紤]到創新能力和產業結構升級之間可能存在相互影響，且這種影響表現為創新能力能夠促進產業結構升級的順序性特征。因此，本文采用鏈式多重中介效應模型來考察要素錯配影響經濟發展的中介渠道(溫忠麟 等，2014)。具體的路徑如圖1所示。

圖1 鏈式多重中介效應模型的路徑

遵循柳士順等(2009)的設計思路，設定鏈式多重中介效應模型如下：

Innvit=β1+β2Misit-1+β3Xit-1+ui+λt+εit

(2)

IUit=γ1+γ2Misit-1+γ3Innvit-1+γ4Xit-1+ui+λt+εit

(3)

Quait=η1+η2Misit-1+η3Innvit-1+η4IUit-1+η5Xit-1+ui+λt+εit

(4)

其中，Mis表示要素錯配程度，Innv表示創新能力，IU表示產業結構升級，Qua表示經濟發展質量，X表示控制變量，其他設定與方程(1)相同。方程(2)—(4)構成了一個多方程系統，方程(2)檢驗要素錯配對創新能力的影響，方程(3)在控制要素錯配的情況下檢驗創新能力對產業結構升級的影響，方程(4)在控制要素錯配和創新能力的情況下檢驗產業結構升級對經濟發展質量的影響。在鏈式多重中介效應模型中，中介效應包括獨立中介效應和鏈式中介效應兩類。其中：獨立中介效應表現為“要素錯配→抑制創新能力→降低經濟發展質量”和“要素錯配→延緩產業結構升級→降低經濟發展質量”，分別記為獨立中介效應1和獨立中介效應2，其大小分別為β2η3和γ2η4；鏈式中介效應表現為“要素錯配→抑制創新能力→延緩產業結構升級→降低經濟發展質量”，其大小為β2γ3η4。通過將各類中介效應值加總，還可以得到總體中介效應值。

3.中介效應的檢驗方法

傳統的中介效應檢驗主要采用Baron et al.(1986)提出的逐步法，即先分別估計模型中的每個方程，然后根據回歸系數的顯著性來判斷中介效應是否存在。這種檢驗方法近年來受到不少學者的質疑(溫忠麟 等，2014)，原因在于，當中介效應涉及多個變量時，逐步檢驗回歸系數會導致第一類統計推斷錯誤出現的概率增大，同時單方程估計容易忽略不同方程之間存在的相互聯系，從而造成估計效率損失。為了保證研究結果的準確性，本文首先采用雙向固定效應面板模型對方程(2)—(4)進行估計，根據估計結果對中介效應進行初步分析；然后，進一步對方程(2)—(4)展開系統估計，并利用Bootstrap法對中介效應所對應的系數乘積進行檢驗。

四、實證結果和穩健性檢驗

(一)要素錯配對經濟發展質量的總體效應檢驗

表2報告了模型(1)的估計結果，為了保證結果的穩健性，本文采用逐步添加控制變量的方式對回歸結果進行呈現。列(1)只控制了個體和時間固定效應，要素錯配的估計系數在1%水平下顯著為負，說明要素錯配顯著降低了經濟發展質量。列(2)—(5)是逐步添加對外開放程度、資本形成率、交通基礎設施和城鎮化率后的回歸結果，可以看到，要素錯配的估計系數均在1%水平下顯著為負，說明要素錯配對經濟發展質量存在顯著的抑制作用，假說1得到支持。

表2 要素錯配對經濟發展質量的總體效應估計結果

根據控制變量最完整的回歸結果(列(5))，要素錯配每增加1個單位，經濟發展質量會下降0.039個單位，即要素錯配對經濟發展質量的總體效應值為-0.039。要素錯配之所以會降低經濟發展質量，原因在于要素錯配會造成經濟中的要素資源難以流向效率更高的生產領域，資源配置效率無法達到最優。改革開放后，中國在實施市場化改革過程中保持了政府對要素市場的管控。盡管這種發展模式推動了經濟的高速增長，但同時也帶來了許多問題，如資源的潛規則配置、企業過分追逐套利型發展機會以及經濟發展偏重規模擴張等。進入新常態以來，依靠要素投入增加所維持的經濟高速增長難以為繼，只有不斷深化要素市場改革，消除政策干預和制度障礙所造成的要素錯配，經濟才可能實現由高速增長階段向高質量發展階段的順利轉換。此外，在控制變量中，對外開放程度的估計系數顯著為正，說明擴大對外開放能夠促進經濟發展質量提升；資本形成率的估計系數顯著為負，說明投資率增加會降低經濟發展質量；交通基礎設施和城鎮化率的估計系數為負但不顯著，說明其對經濟發展質量不存在明顯影響。

(二)要素錯配影響經濟發展質量的鏈式多重中介效應檢驗

表3報告了方程(2)—(4)的雙向固定效應估計結果。列(1)以創新能力作為被解釋變量，要素錯配的估計系數在1%水平下顯著為負，說明要素錯配抑制了地區的創新能力。轉型時期由于要素市場發育緩慢以及制度改革滯后，要素配置在很大程度上受到政策干預的影響，這種資源配置方式容易導致要素被過度配置在傳統生產領域，而非高風險、高不確定性的創新生產活動中，從而會阻礙經濟的創新發展。列(2)以產業結構升級作為被解釋變量，要素錯配和創新能力的估計系數分別在1%水平下顯著為負、在5%水平下顯著為正，說明要素錯配會延緩產業結構升級，但創新能力能夠促進產業結構升級。事實上，要素錯配意味著過多的要素資源被配置到生產率較低的傳統行業，而生產率較高的新興行業則面臨著要素資源配置不足的狀況，這也是中國產業結構長期存在工業大而不強、服務業逐漸占據主導地位但效率較低等問題的重要原因(黃群慧，2018)。創新能力提升之所以能夠促進產業結構升級，原因在于創新能力提升能夠加快傳統行業內的企業向產業鏈上游躍遷，改善要素在傳統行業和新興行業之間的配置狀況。列(3)以經濟發展質量作為被解釋變量，結果表明要素錯配的估計系數在1%水平下顯著為負，創新能力和產業結構升級的估計系數在1%水平下顯著為正。列(1)—(3)實證結果表明要素錯配可以通過抑制創新能力和延緩產業結構升級兩條中介渠道降低經濟發展質量，下文進一步通過Bootstrap法檢驗確定中介渠道是否顯著存在。

表3 鏈式多重中介效應模型的估計結果

表4報告了鏈式多重中介效應的Bootstrap法檢驗結果?？梢钥吹?，所有中介效應值對應的置信區間均不包括0，說明獨立中介效應1、獨立中介效應2和鏈式中介效應均顯著存在，且總體中介效應也同樣顯著。這一結果表明，要素錯配不僅可以通過抑制創新能力和延緩產業結構升級兩條獨立中介渠道降低經濟發展質量，而且還可通過“抑制創新能力→延緩產業結構升級”的鏈式中介渠道降低經濟發展質量，即創新能力渠道同時發揮了獨立中介效應和鏈式中介效應，產業結構升級渠道發揮了獨立中介效應，假說2和假說3得到支持。此外，從中介效應的大小看，產業結構升級渠道的獨立中介效應最為突出，其次是創新能力渠道的獨立中介效應，最后是創新能力渠道的鏈式中介效應。

表4 Bootstrap法中介效應檢驗結果

(四)分區域檢驗要素錯配對經濟發展質量的影響

為了進一步考察要素錯配對經濟發展質量的影響是否具有區域異質性，本文根據經濟發展階段的不同將樣本劃分為東部、中部和西部三個子樣本，分別進行檢驗。表5報告了要素錯配對不同區域經濟發展質量總體效應的檢驗結果。列(1)中，要素錯配的估計系數在1%水平下顯著為負，說明要素錯配降低了東部地區的經濟發展質量；列(2)、(3)中，要素錯配的估計系數并不顯著，說明要素錯配沒有顯著影響中部和西部地區的經濟發展質量。本文認為，要素錯配對經濟發展質量的影響之所以具有區域異質性，主要原因在于不同區域的市場化水平存在差異。東部地區經濟較為發達，部分省份已經進入創新和效率驅動增長的發展階段，因而要素錯配對經濟發展質量存在顯著的抑制作用。相比之下，中西部地區發展相對落后且市場化水平較低，經濟增長仍然離不開政府引導和投資拉動，傳統的資源配置方式盡管可能導致要素錯配，但卻是特定發展階段所面臨的“次優選擇”(張曉晶 等，2018)，因而要素錯配并未對經濟發展質量產生顯著的抑制作用。

表5 分區域樣本要素錯配對經濟發展質量的總體效應估計結果

表6報告了東部地區樣本的雙向固定效應估計結果。可以看到，主要變量的系數符號及顯著性與表3的結果基本一致，初步說明要素錯配對經濟發展質量存在間接影響。表7進一步報告了東部地區樣本的Bootstrap法中介效應檢驗結果，所有中介效應值對應的置信區間均不包括0，說明獨立中介效應1、獨立中介效應2和鏈式中介效應均顯著存在。即對于東部地區而言，要素錯配不僅通過抑制創新能力和延緩產業結構升級兩條獨立中介渠道降低經濟發展質量，而且還通過“抑制創新能力→延緩產業結構升級”的鏈式中介渠道降低經濟發展質量。從中介效應的大小看，產業結構升級渠道的獨立中介效應仍然最為突出，但與總體樣本不同的是，東部地區創新能力渠道的鏈式中介效應明顯強于其獨立中介效應。這也充分說明，當前東部地區經濟增長主要依賴于產業結構的持續轉型升級，要素錯配不僅會導致部分企業長期停滯在傳統生產部門，無法向高端產業領域邁進，同時對創新能力的抑制也會在很大程度上阻礙產業結構升級，從而降低經濟發展質量。

表6 東部地區樣本的鏈式多重中介效應模型估計結果

表7 東部地區樣本的Bootstrap法中介效應檢驗結果

(五)穩健性檢驗

為了保證實證結果的可靠性，本文進行了兩方面的穩健性檢驗。一是替換中介變量后重新檢驗中介效應。創新能力采用地區發明專利授權量占實際GDP的比重來衡量，產業結構升級采用產業結構合理化來衡量。表8報告了替換中介變量后方程(2)—(4)的雙向固定效應估計結果，可以看到主要變量的系數符號與表3保持一致，且均在1%或10%水平下顯著。表9報告了替換中介變量后的Bootstrap法中介效應檢驗結果，兩類獨立中介效應和鏈式中介效應均顯著存在，且產業結構升級渠道的獨立中介效應仍然最為突出。二是設定不同的抽樣次數來重新檢驗中介效應的顯著性。Bootstrap法在檢驗中介效應時是通過隨機抽取樣本的方式進行的，不同的抽樣次數可能會對檢驗結果產生影響。表10報告了抽樣次數分別為1500、2000和2500次時的檢驗結果，可以看到所有的中介效應值均穩健且顯著，從而支持了本文的研究結論。

表8 替換中介變量后的鏈式多重中介效應模型估計結果

表9 替換中介變量后的Bootstrap法中介效應檢驗結果

表10 不同抽樣次數下的Bootstrap法中介效應檢驗結果

五、結論和政策建議

要素錯配是影響一國或地區經濟長期發展的重要因素。一方面，要素錯配會阻礙資源從低效率生產領域向高效率生產領域的流動，損害資源配置效率；另一方面，發展中國家政府對要素市場的干預以及存在的制度性障礙，容易扭曲企業的創新激勵，誘發企業追逐短期套利機會，從而導致經濟增長的創新動力不足以及傳統行業出現產能過剩等問題。本文利用1997—2017年中國省際面板數據實證檢驗要素錯配對經濟發展質量的影響，結果發現：要素錯配會顯著降低經濟發展質量；要素錯配不僅通過抑制創新能力和延緩產業結構升級兩條獨立中介渠道降低經濟發展質量，而且還通過“抑制創新能力→延緩產業結構升級”的鏈式中介渠道降低經濟發展質量，其中產業結構升級渠道的獨立中介效應最為突出。進一步，基于分區域樣本的檢驗發現，要素錯配對東部地區經濟發展質量的降低作用顯著，但對中西部地區并不明顯。

本文的研究結論為當前提升中國經濟發展質量提供了政策啟示。在經濟增長開始轉向依靠質量和效率驅動的新模式下，經濟發展質量提升的關鍵在于要素資源能夠實現高效率的配置。因此，當前需要把推進要素市場改革作為深化經濟體制改革的重點任務。一方面，要調整長期以來的宏觀經濟管理思路，將經濟發展質量和效率納入政策調控目標體系，同時要扭轉以GDP為核心的政績考核觀，逐步建立新的考核標準；另一方面，要著力破除要素配置領域長期存在的體制機制障礙，進一步消除戶籍制度對勞動力轉移的制約，完善人才落戶的配套保障體系，同時加快構建多層次的金融服務體系，探索和建立不同市場主體平等使用要素資源的制度規則。此外，深化要素市場改革還需要不斷完善要素價格的形成機制，使要素價格能夠切實反映要素資源的稀缺程度，同時政府應盡量減少對要素配置活動的直接干預，讓市場能夠真正在資源配置中發揮決定性作用。