管制與生產(chǎn)服務(wù)業(yè)發(fā)展的國(guó)際經(jīng)驗(yàn)——以O(shè)ECD國(guó)家為例

張少輝

(中山大學(xué) 管理學(xué)院，廣東 廣州 510275)

管制與生產(chǎn)服務(wù)業(yè)發(fā)展的國(guó)際經(jīng)驗(yàn)
——以O(shè)ECD國(guó)家為例

張少輝

(中山大學(xué) 管理學(xué)院，廣東 廣州 510275)

摘要：文章對(duì)管制影響生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的理論機(jī)制進(jìn)行探索性分析，運(yùn)用23個(gè)OECD國(guó)家的橫截面數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了行業(yè)管制和國(guó)家管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的影響。研究表明：放松行業(yè)管制能有效地促進(jìn)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的發(fā)展，而放松國(guó)家對(duì)產(chǎn)品市場(chǎng)的管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的影響不確定。中國(guó)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)管制存在兩個(gè)問(wèn)題：一是政府具有行政審批的管制偏好導(dǎo)致管制的結(jié)構(gòu)性供求失衡，二是政府管制邊界模糊導(dǎo)致管制結(jié)構(gòu)不合理。針對(duì)于此，文章提出完善中國(guó)現(xiàn)有生產(chǎn)服務(wù)業(yè)管制政策的建議。

關(guān)鍵詞：管制；生產(chǎn)服務(wù)業(yè)；HLM；Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)

中圖分類號(hào)：F113.1

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：：A

文章編號(hào)：：1001-9952(2015)04-0134-11

收稿日期：2014-09-24

基金項(xiàng)目：教育部哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究重大課題“加快發(fā)展我國(guó)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)研究”(11JZD023)；中國(guó)博士后科學(xué)基金面上資助項(xiàng)目“服務(wù)化與信息化的融合機(jī)制研究”(2014M550443)

作者簡(jiǎn)介：張少輝(1986-)，男，廣東潮州人，中山大學(xué)管理學(xué)院、中山大學(xué)中國(guó)第三產(chǎn)業(yè)研究中心博士研究生。

Abstract：This paper tries to analyze the theoretical mechanism of regulation’s impacts on producer services. Using the cross-section data of 23 OECD countries,it makes an empirical analysis of the impacts of sector regulation and state regulation on producer services. It shows that sector deregulation can significantly promote the development of producer services,but the impact of economy-wide product market deregulation on producer services is imprecise. There,exist the two problems of the regulation on producer services in China,namely regulatory preferences of Chinese government at administrative approval level,leading to a structural supply-demand imbalance of regulation,and vague regulation boundary of Chinese government,leading to an unreasonable regulation structure.It makes suggestions about the imperfection of existing producer services regulation policy in China.

① 根據(jù)世界投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫(kù)(WIOD)整理而得。這里的生產(chǎn)服務(wù)業(yè)包括WIOD行業(yè)分類中的InlandTransport、WaterTransport、AirTransport、OtherSupportingandAuxiliaryTransportActivities;ActivitiesofTravelAgencies、PostandTelecommunications、FinancialIntermediation、RealEstateActivities、RentingofM&EqandOtherBusinessActivities共八大行業(yè)。

一、引言

生產(chǎn)服務(wù)是“提供給生產(chǎn)者而非消費(fèi)者”的服務(wù)(Greenfield，1966)，也稱“服務(wù)形式的生產(chǎn)資料”(李江帆，1987)，生產(chǎn)服務(wù)業(yè)是為生產(chǎn)實(shí)物產(chǎn)品和服務(wù)產(chǎn)品提供服務(wù)形式生產(chǎn)要素的行業(yè)(江波和李江帆，2013)。發(fā)達(dá)國(guó)家生產(chǎn)服務(wù)業(yè)發(fā)展迅速，據(jù)統(tǒng)計(jì)，早在1995年，美國(guó)、日本、英國(guó)、德國(guó)和法國(guó)五國(guó)的生產(chǎn)服務(wù)業(yè)占總產(chǎn)出比重就超過(guò)20%，美、法兩國(guó)更是接近30%，2011年，五國(guó)的這一比重均有提高，美、英兩國(guó)更是上升至35%。與此相比較，中國(guó)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)占總產(chǎn)出比重雖有提高，但仍徘徊在13%以下的低水平。①OECD的數(shù)據(jù)顯示，發(fā)達(dá)國(guó)家的管制在不斷放松，生產(chǎn)服務(wù)業(yè)發(fā)展環(huán)境日益寬松；而中國(guó)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)發(fā)展卻面臨諸多管制和其他制度性障礙(王青，2011)。

長(zhǎng)期以來(lái)，生產(chǎn)服務(wù)業(yè)往往是各國(guó)嚴(yán)格管制的對(duì)象(Nicoletti ，2001)，主要原因有兩個(gè)：第一，為糾正生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的市場(chǎng)失靈。這是大多數(shù)國(guó)家管制的出發(fā)點(diǎn)。某些生產(chǎn)服務(wù)業(yè)具有自然壟斷特征。以電信業(yè)為例，電信業(yè)初期需要投入大量的電纜等固定資本，并且在特定區(qū)域內(nèi)往往只需要一個(gè)電信網(wǎng)絡(luò)提供服務(wù)，這使得電信業(yè)具有自然壟斷特征。具有自然壟斷特征的生產(chǎn)服務(wù)業(yè)由單獨(dú)一個(gè)企業(yè)來(lái)提供服務(wù)是有效的，所以政府通常會(huì)限制新企業(yè)進(jìn)入這些行業(yè)。還有一些生產(chǎn)服務(wù)業(yè)存在信息不對(duì)稱現(xiàn)象。以銀行貸款為例，銀行往往無(wú)法完全獲取貸款人的信用信息，這可能導(dǎo)致逆向選擇，而貸款人在獲得資金后可能會(huì)投資于高風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目，從而產(chǎn)生道德風(fēng)險(xiǎn)。此外，某些生產(chǎn)服務(wù)業(yè)存在外部性，以金融業(yè)為例，一旦發(fā)生金融危機(jī)，將產(chǎn)生負(fù)外部性，嚴(yán)重沖擊一國(guó)經(jīng)濟(jì)；為此，2008年金融危機(jī)后，各國(guó)普遍加大了對(duì)金融業(yè)的管制。為了糾正市場(chǎng)失靈，政府往往對(duì)相關(guān)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)實(shí)行嚴(yán)格管制。第二，為保護(hù)本土生產(chǎn)服務(wù)企業(yè)。這種現(xiàn)象較常出現(xiàn)在發(fā)展中國(guó)家。在國(guó)際產(chǎn)業(yè)鏈的分工中，發(fā)達(dá)國(guó)家往往占據(jù)了研發(fā)、設(shè)計(jì)和銷售等高附加值的生產(chǎn)服務(wù)環(huán)節(jié)，而發(fā)展中國(guó)家一般只處于加工、制造等低附加值環(huán)節(jié)。發(fā)展中國(guó)家的生產(chǎn)服務(wù)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力弱，如果貿(mào)然全面開(kāi)放生產(chǎn)服務(wù)業(yè)市場(chǎng)，本國(guó)生產(chǎn)服務(wù)企業(yè)很可能會(huì)在國(guó)外企業(yè)的沖擊下倒閉，加之國(guó)外生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的滲透，還可能威脅到本國(guó)的經(jīng)濟(jì)安全。為此，發(fā)展中國(guó)家在生產(chǎn)服務(wù)業(yè)領(lǐng)域的開(kāi)放態(tài)度是謹(jǐn)慎的，尤其是關(guān)乎國(guó)計(jì)民生的生產(chǎn)服務(wù)業(yè)，如信息、通訊、金融、鐵路和航空等生產(chǎn)服務(wù)業(yè)。*除文中兩個(gè)原因外，在中國(guó)對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)實(shí)施嚴(yán)格管制的另外一個(gè)重要原因是思想認(rèn)識(shí)不足。中國(guó)的理論和實(shí)踐界在很長(zhǎng)的歷史時(shí)期里否定服務(wù)產(chǎn)品的存在，李江帆(1990)對(duì)此有詳細(xì)論述，詳見(jiàn):李江帆：《第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)》].廣州：廣東人民出版社，1990.

但是，理論界一般認(rèn)為放松管制有利于生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的發(fā)展，相關(guān)觀點(diǎn)在制度與服務(wù)業(yè)發(fā)展的文獻(xiàn)中時(shí)有出現(xiàn)。Nicoletti(2001)利用OECD管制數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)服務(wù)業(yè)管制的特點(diǎn)及其經(jīng)濟(jì)影響進(jìn)行了分析，認(rèn)為服務(wù)業(yè)管制改革將促進(jìn)服務(wù)業(yè)的快速增長(zhǎng)。汪德華等(2007)利用跨國(guó)橫截面數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了政府規(guī)模、法治水平與一國(guó)服務(wù)業(yè)比重之間的關(guān)系，認(rèn)為法治水平與服務(wù)業(yè)比重顯著正相關(guān)而政府規(guī)模與服務(wù)業(yè)比重顯著負(fù)相關(guān)。李勇堅(jiān)和夏杰長(zhǎng)(2009)的研究表明，制度變革是中國(guó)服務(wù)業(yè)快速增長(zhǎng)、結(jié)構(gòu)變遷與優(yōu)化的根本原因。Barone和Cingano(2011)通過(guò)檢驗(yàn)在OECD里實(shí)施較少反競(jìng)爭(zhēng)管制的國(guó)家的制造業(yè)領(lǐng)域是否比其他國(guó)家表現(xiàn)得更好來(lái)研究反競(jìng)爭(zhēng)服務(wù)管制的效應(yīng)，認(rèn)為放松服務(wù)管制有積極的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)。國(guó)務(wù)院發(fā)展研究中心市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)研究所課題組(2011)指出，當(dāng)前對(duì)我國(guó)服務(wù)業(yè)影響最大的三類因素分別是制度環(huán)境(市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制)、政府職能和行業(yè)監(jiān)管，我國(guó)服務(wù)業(yè)發(fā)展面臨較為復(fù)雜的、多重的制度約束與障礙。邵駿和張捷(2013)指出，服務(wù)業(yè)具有典型的制度密集型特征，政府主導(dǎo)的資源配置結(jié)構(gòu)成為中國(guó)國(guó)內(nèi)服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)的阻礙，非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展、城市化進(jìn)程和高質(zhì)量的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)則有利于服務(wù)業(yè)發(fā)展。劉丹鷺(2013)運(yùn)用一個(gè)基于服務(wù)產(chǎn)品的“壟斷-競(jìng)爭(zhēng)”模型，分析了管制對(duì)生產(chǎn)率的作用機(jī)制，認(rèn)為管制強(qiáng)化了壟斷，不利于高效率企業(yè)的進(jìn)入和在位企業(yè)的創(chuàng)新。

上述研究不乏真知灼見(jiàn)，但仍存在以下三個(gè)方面的不足：第一，在研究方法上，以往研究只針對(duì)同一層面樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，尚未考慮到不同層次的管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的不同影響；第二，在數(shù)據(jù)選取上，由于缺乏高質(zhì)量的勞動(dòng)投入和資本投入等原始數(shù)據(jù)，現(xiàn)有研究只能用人均產(chǎn)出等簡(jiǎn)單指標(biāo)來(lái)衡量生產(chǎn)率，缺乏準(zhǔn)確的全要素生產(chǎn)率度量，這可能會(huì)帶來(lái)一定的結(jié)論偏差；第三，在研究對(duì)象上，現(xiàn)有研究大多只是停留在研究制度(或其中的管制)對(duì)服務(wù)業(yè)的整體影響，尚未直接系統(tǒng)地研究管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的影響，更加缺乏考查這種影響是否會(huì)因國(guó)家收入水平的不同而出現(xiàn)差異。為此，本文嘗試在這三個(gè)方面進(jìn)行深化研究以彌補(bǔ)以上不足。

本文余下部分的結(jié)構(gòu)安排為：第二部分分析生產(chǎn)服務(wù)業(yè)管制放松的條件，提出待檢驗(yàn)假說(shuō)；第三部分是管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)影響的實(shí)證分析；第四部分是結(jié)論與啟示。

二、放松管制的條件與研究假說(shuō)

隨著創(chuàng)新技術(shù)的發(fā)展、市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的完善和經(jīng)濟(jì)全球化的推進(jìn)等，很多管制的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)都不復(fù)存在了。第一，技術(shù)進(jìn)步改變了電信業(yè)和鐵路運(yùn)輸業(yè)等生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的自然壟斷性質(zhì)。以微信為代表的新興移動(dòng)互聯(lián)通信技術(shù)改變了傳統(tǒng)的電話通訊方式，虛擬運(yùn)營(yíng)商的興起不斷改變電信業(yè)的壟斷特征；高速公路、快速航線的開(kāi)通，不斷沖擊著鐵路運(yùn)輸業(yè)的壟斷地位。第二，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的完善糾正了部分“市場(chǎng)失靈”。在成熟的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中，交易越頻繁，發(fā)出的價(jià)格信號(hào)往往越有效，這有利于消除部分信息不對(duì)稱現(xiàn)象，以批發(fā)零售業(yè)為例，以往銷售商可能比消費(fèi)者擁有更多的價(jià)格信息，但隨著交易的日益頻繁，消費(fèi)者可以通過(guò)移動(dòng)終端及時(shí)地獲取同種商品的各種報(bào)價(jià)，進(jìn)行理性選擇。此時(shí)，各銷售商變成了“貨架”，想再依靠自身的“獨(dú)有價(jià)格信息”來(lái)抬高價(jià)格變得不可能。第三方認(rèn)證和第三方支付等商務(wù)服務(wù)業(yè)的發(fā)展，也使部分信息不對(duì)稱現(xiàn)象得到糾正，降低了交易成本，增加了市場(chǎng)交易機(jī)會(huì)。第三，經(jīng)濟(jì)全球化擴(kuò)大了市場(chǎng)容量，為發(fā)展中國(guó)家的生產(chǎn)服務(wù)業(yè)提供了新的發(fā)展機(jī)遇。雖然發(fā)達(dá)國(guó)家占據(jù)了生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的先發(fā)優(yōu)勢(shì)，但經(jīng)濟(jì)全球化也同時(shí)擴(kuò)大了發(fā)展中國(guó)家的生產(chǎn)服務(wù)業(yè)市場(chǎng)。以中國(guó)為例，改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)的服務(wù)貿(mào)易出口額從1982年的25億美元增長(zhǎng)到2012年的1 904億美元，年均增速高達(dá)15.5%，其占世界比重也相應(yīng)地從0.7%增長(zhǎng)到4.4%。*數(shù)據(jù)來(lái)源自商務(wù)部發(fā)布的《2013服務(wù)貿(mào)易統(tǒng)計(jì)表組》?？梢?jiàn)，經(jīng)濟(jì)全球化給中國(guó)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)帶來(lái)了廣闊的市場(chǎng)空間。

因此，有理由相信，放松管制有利于降低生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的交易成本，促進(jìn)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的發(fā)展。但是，這必須有一個(gè)前提，即這種放松管制可以直接作用于生產(chǎn)服務(wù)業(yè)。在實(shí)踐中，管制往往是分層次的，OECD就將管制分為行業(yè)管制和國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制兩個(gè)層次，行業(yè)管制直接面向具體的生產(chǎn)服務(wù)行業(yè)，而國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制除面向生產(chǎn)服務(wù)業(yè)外，還面向供水、供電和供氣等行業(yè)。行業(yè)管制放松可以直接減少生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的交易成本，從而促進(jìn)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的發(fā)展。但國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制放松對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的影響就不確定了。原因在于：國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制面向的不僅僅是生產(chǎn)服務(wù)業(yè)，還有其他行業(yè)，國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制需要通過(guò)行業(yè)管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)產(chǎn)生間接影響，這種間接影響會(huì)因行業(yè)而異。例如，對(duì)于供水、供電和供氣業(yè)和批發(fā)零售業(yè)兩個(gè)行業(yè)，由于以往對(duì)前者的管制較嚴(yán)，而對(duì)后者的管制較松，如果現(xiàn)在國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制放松，那么它對(duì)供水、供電和供氣的影響將是積極顯著的，而對(duì)批發(fā)零售業(yè)的影響相對(duì)不明顯，甚至還可能引致批發(fā)零售業(yè)的資本和勞動(dòng)等生產(chǎn)要素流向供水、供電和供氣業(yè)而出現(xiàn)對(duì)批發(fā)零售業(yè)不利的影響。另外，國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制與行業(yè)管制還可能出現(xiàn)相互沖突的情況，造成國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的影響不確定。

因此，提出如下研究假說(shuō)：在當(dāng)今經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，直接面向生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的行業(yè)管制放松可以直接促進(jìn)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的發(fā)展，而間接面向生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制放松對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的影響不確定。

三、管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)影響的實(shí)證分析

如前所述，管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的影響主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：一方面是行業(yè)管制對(duì)相應(yīng)行業(yè)的直接影響，另一方面是國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制通過(guò)行業(yè)管制作用于生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的間接影響。因此，實(shí)證分析需涉及行業(yè)和國(guó)家兩個(gè)層面的數(shù)據(jù)，而且行業(yè)是嵌套在國(guó)家之中的。對(duì)于多層嵌套數(shù)據(jù)，傳統(tǒng)的回歸分析方法一般有兩種處理方式：一是將國(guó)家和行業(yè)變量都看成是同一水平的變量，直接在行業(yè)層面對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析；但問(wèn)題是，假設(shè)同一國(guó)家內(nèi)的行業(yè)間相互獨(dú)立可能是不合理的，對(duì)不同國(guó)家的行業(yè)樣本和同一國(guó)家的行業(yè)樣本作同一假設(shè)也可能是不合理的；二是將行業(yè)層面的數(shù)據(jù)直接合并為國(guó)家層面的數(shù)據(jù)，然后在國(guó)家層面進(jìn)行分析，其缺陷是丟失了國(guó)家內(nèi)各行業(yè)個(gè)體間的差異信息，而這些差異信息往往很重要。這兩種方式均忽略了數(shù)據(jù)的分層特點(diǎn)，可能做出不夠準(zhǔn)確甚至錯(cuò)誤的解釋。因?yàn)閭鹘y(tǒng)線性回歸的基本假設(shè)是變量存在線性關(guān)系、變量總體服從正態(tài)分布、方差齊次性及個(gè)體間誤差相互獨(dú)立，后兩條假設(shè)尤其是個(gè)體間誤差相互獨(dú)立的假設(shè)在嵌套數(shù)據(jù)中往往不能成立(張雷等，2003)。在本文中，不同國(guó)家的行業(yè)數(shù)據(jù)可能是獨(dú)立的，但是同一國(guó)家的行業(yè)往往受相同國(guó)家層面變量的影響，很難保證相互獨(dú)立。

為了克服傳統(tǒng)回歸方法處理多層嵌套數(shù)據(jù)的局限性，本文選擇HLM進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。HLM在回歸國(guó)家和行業(yè)兩層嵌套數(shù)據(jù)時(shí)，假設(shè)行業(yè)個(gè)體間的測(cè)量誤差相互獨(dú)立以及國(guó)家層面帶來(lái)的誤差在不同國(guó)家之間相互獨(dú)立，進(jìn)而將誤差分解為兩部分：一部分是行業(yè)個(gè)體間差異帶來(lái)的誤差；另一部分是國(guó)家間差異帶來(lái)的誤差。

(一)管制變量及數(shù)據(jù)選擇

本文管制變量的數(shù)據(jù)來(lái)自O(shè)ECD數(shù)據(jù)庫(kù)。由于OECD公布的數(shù)據(jù)有限，本文所指生產(chǎn)服務(wù)業(yè)只包括零售、公路運(yùn)輸、航空運(yùn)輸、郵政通信、租賃和商務(wù)服務(wù)5個(gè)行業(yè)，所得結(jié)論也僅適合于上述5個(gè)行業(yè)，而對(duì)于金融等其他生產(chǎn)服務(wù)業(yè)是否適用，只能待以后有更全面的數(shù)據(jù)時(shí)再進(jìn)一步研究。其中，郵政通信業(yè)管制用郵政和通信兩個(gè)行業(yè)的管制指標(biāo)的平均值表示，租賃和商務(wù)服務(wù)管制用OECD的專業(yè)服務(wù)行業(yè)管制指標(biāo)代替。樣本國(guó)家包括23個(gè)OECD國(guó)家。*這23個(gè)OECD國(guó)家分別是：澳大利亞、奧地利、比利時(shí)、加拿大、捷克、丹麥、芬蘭、法國(guó)、德國(guó)、希臘、匈牙利、愛(ài)爾蘭、意大利、日本、韓國(guó)、荷蘭、葡萄牙、斯洛伐克、斯洛文尼亞、西班牙、瑞典、英國(guó)和美國(guó)。

(二)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)發(fā)展變量及數(shù)據(jù)選擇

衡量行業(yè)發(fā)展的指標(biāo)一般有三個(gè)：產(chǎn)出比重、人均產(chǎn)出和全要素生產(chǎn)率(TotalFactorProductivity，簡(jiǎn)稱TFP)。產(chǎn)出比重是多數(shù)文獻(xiàn)(汪德華等，2007；李勇堅(jiān)和夏杰長(zhǎng)，2009)采用的行業(yè)發(fā)展指標(biāo)；但是，比重是相對(duì)性指標(biāo)，某一行業(yè)比重高并不意味著該產(chǎn)業(yè)就具有優(yōu)勢(shì)，有可能是其他產(chǎn)業(yè)比重低而導(dǎo)致的結(jié)果(李江帆和陳澤鵬，2012)，用服務(wù)業(yè)增加值比重來(lái)衡量服務(wù)業(yè)發(fā)展有時(shí)會(huì)得出帶有誤導(dǎo)性的判斷(顧乃華，2011)。人均產(chǎn)出是絕對(duì)性指標(biāo)，可以衡量行業(yè)發(fā)展的絕對(duì)水平，邵駿和張捷(2013)曾采用人均產(chǎn)出作為行業(yè)發(fā)展指標(biāo)，但這可能會(huì)因?yàn)閰R率不可比而帶來(lái)計(jì)算偏差問(wèn)題。TFP是較為理想的行業(yè)發(fā)展指標(biāo)，也在越來(lái)越多的研究中得到使用(Nicoletti，2001；劉丹鷺2013；張少輝，2014)，但是TFP的計(jì)算對(duì)原始數(shù)據(jù)質(zhì)量要求較高，計(jì)算方法也較為復(fù)雜。為較全面檢驗(yàn)管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的影響，避免因單一指標(biāo)帶來(lái)的認(rèn)知誤差，本文依次將行業(yè)產(chǎn)出比重、人均產(chǎn)出和TFP當(dāng)成因變量來(lái)檢驗(yàn)管制的影響，以提高結(jié)論的穩(wěn)健性。

行業(yè)產(chǎn)出比重、人均產(chǎn)出和計(jì)算TFP的原始數(shù)據(jù)均來(lái)自于WIOD。其中，行業(yè)人均產(chǎn)出用不變價(jià)美元人均GDP乘以行業(yè)比重來(lái)衡量，*各國(guó)2005年的不變價(jià)人均GDP數(shù)據(jù)來(lái)自于世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)。類似于行業(yè)人均GDP，并非就業(yè)人員的人均產(chǎn)出。行業(yè)TFP的計(jì)算比較復(fù)雜，以往文獻(xiàn)測(cè)算TFP往往假定具體的生產(chǎn)函數(shù)形式，如C-D函數(shù)，但這可能會(huì)因模型不甚合理而引起結(jié)論偏差。Caves 等(1982a，1982b)介紹了Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)，該指數(shù)考慮了生產(chǎn)可能性集合，同時(shí)不要求具體的生產(chǎn)函數(shù)，能較為準(zhǔn)確地測(cè)量生產(chǎn)率。F?re 等(1994)在測(cè)量17個(gè)OECD國(guó)家的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步將該指數(shù)分解為技術(shù)進(jìn)步指數(shù)和效率改變指數(shù)。OECD(2008)認(rèn)為該指數(shù)方法是定期測(cè)度生產(chǎn)率統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的推薦方法。鑒于Malmquist的廣泛應(yīng)用性和合理性，本文以此指數(shù)衡量TFP。*以Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)衡量TFP，實(shí)際上測(cè)算的是全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率，是一種相對(duì)全要素生產(chǎn)率。

準(zhǔn)確測(cè)算Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)的前提是具有高質(zhì)量的原始數(shù)據(jù)。勞動(dòng)投入和資本投入較為理想的測(cè)算指標(biāo)分別是實(shí)際工時(shí)數(shù)和資本存量(OECD，2008)；但以往研究大多使用就業(yè)人數(shù)和固定資本投資來(lái)分別代替勞動(dòng)投入和資本投入，這應(yīng)該是在數(shù)據(jù)不可得情況下的無(wú)奈之舉，其后果是可能會(huì)導(dǎo)致較大的結(jié)論偏差。慶幸的是，WIOD提供了各行業(yè)的勞動(dòng)投入和資本投入的準(zhǔn)確數(shù)據(jù)。為了方便國(guó)際比較，將各國(guó)1995年不變價(jià)本幣單位折算成1995年不變價(jià)美元單位，折算指數(shù)采用世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)提供的以不變價(jià)本幣和當(dāng)年價(jià)美元為單位的1995年各國(guó)GDP計(jì)算而得。

為避免選擇前沿技術(shù)參照系的主觀性，F(xiàn)?re等(1994)采用兩個(gè)CCD類型*CCD是指Caves等(1982)的做法。的Malmquist指數(shù)的幾何平均值來(lái)計(jì)算產(chǎn)出導(dǎo)向的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)，以此來(lái)測(cè)量TFP的增長(zhǎng)，本文遵循這一做法，即：

=EC×TC

(三)具體模型

以下介紹HLM的建立。本文分別以行業(yè)產(chǎn)出比重、人均產(chǎn)出和TFP作為生產(chǎn)服務(wù)業(yè)發(fā)展的代理變量，依次檢驗(yàn)管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響，故有三個(gè)HLM模型，分別為：產(chǎn)出比重模型、人均產(chǎn)出模型和TFP模型。由于管制變量指標(biāo)每五年才公布一次，雖然有2013年的數(shù)據(jù)，但考慮到其他數(shù)據(jù)均未更新至2013年，尤其是WIOD的資本投入數(shù)據(jù)只更新至2009年(個(gè)別國(guó)家只更新至2008年或者2007年)，因此，本文采取折中做法，主要以2008年的橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

1.產(chǎn)出比重模型

L1：SSi,j=β0j+β1jSECTOR+β2jSS1998+ei,j

L2：β0j=γ00；β1j=γ10+γ11PRODUCT；β2j=γ20+μ2j

其中，SS表示2008年每個(gè)行業(yè)的產(chǎn)出占總產(chǎn)出的比重，i和j表示行業(yè)和國(guó)家；β和γ為待定系數(shù)；ei,j和μ2j為隨機(jī)變量；SECTOR為2008年行業(yè)管制變量，PRODUCT為2008年國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制變量；SS1998為1998年各行業(yè)的產(chǎn)出比重，是為了消除整體發(fā)展階段和需求結(jié)構(gòu)對(duì)行業(yè)產(chǎn)出比重的影響而引入的控制變量。探索性分析拒絕了SECTOR系數(shù)為隨機(jī)效應(yīng)的假說(shuō)，故在L2 中將其表達(dá)成函數(shù)形式，這意味著行業(yè)管制對(duì)行業(yè)產(chǎn)出比重的影響雖會(huì)受國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制的調(diào)節(jié)，但這種調(diào)節(jié)作用不會(huì)隨國(guó)家不同而變化。

2.人均產(chǎn)出模型

L1：OPi,j=β0j+β1jSECTOR+β2jOP1998+ei,j

L2：β0j=γ00；β1j=γ10+γ11PRODUCT；β2j=γ20+μ2j

其中，OP代表2008年各行業(yè)的人均產(chǎn)出；OP1998為1998年各行業(yè)人均產(chǎn)出，是為了消除整體發(fā)展階段和需求結(jié)構(gòu)對(duì)行業(yè)人均產(chǎn)出的影響而引入的控制變量。同樣地，探索性分析拒絕了SECTOR系數(shù)為隨機(jī)效應(yīng)的假說(shuō)，故在L2 中將其表達(dá)成函數(shù)形式，這意味著行業(yè)管制對(duì)人均產(chǎn)出的影響雖會(huì)受國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制的調(diào)節(jié)，但這種調(diào)節(jié)作用不會(huì)隨國(guó)家不同而變化。

3.TFP模型

L1：TFPi,j=β0j+β1jSECTOR+ei,j

L2：β0j=γ00；β1j=γ10+γ11PRODUCT

其中，TFP是由基于上文介紹的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)計(jì)算得來(lái)，由于Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)計(jì)量的是全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率，為了便于回歸分析，將其轉(zhuǎn)化為絕對(duì)全要素生產(chǎn)率，具體的做法是，將1995年取值為1，與相應(yīng)年份的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)累積相乘計(jì)算出2008年各國(guó)各行業(yè)絕對(duì)全要素生產(chǎn)率。*由于澳大利亞、捷克、丹麥、芬蘭、法國(guó)、德國(guó)、匈牙利、愛(ài)爾蘭、意大利、荷蘭、西班牙、瑞典和英國(guó)13個(gè)國(guó)家缺失2008年的數(shù)據(jù)，用2007年的數(shù)據(jù)代替。探索性分析同樣拒絕了SECANU系數(shù)為隨機(jī)效應(yīng)的假說(shuō)，故在L2 中將其表達(dá)成函數(shù)形式，這意味著行業(yè)管制對(duì)TFP的影響雖會(huì)受國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制的調(diào)節(jié)，但這種調(diào)節(jié)作用不會(huì)隨國(guó)家不同而變化。

表1　變量的統(tǒng)計(jì)性描述

注：根據(jù)WIOD、OECD和世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)提供的數(shù)據(jù)計(jì)算而得。

(四)實(shí)證結(jié)果及其分析

本文利用HLM6軟件進(jìn)行計(jì)算，以上三個(gè)模型的實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表2。

表2　管制與生產(chǎn)服務(wù)業(yè)發(fā)展的HLM結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。下表同。

從表2可以看出，在產(chǎn)出比重模型和人均產(chǎn)出模型中，截距γ10均顯著為負(fù)，說(shuō)明行業(yè)管制放松對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)發(fā)展具有直接的促進(jìn)作用。在TFP模型中，截距γ10符號(hào)為負(fù)但不顯著。放松國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制通過(guò)行業(yè)管制作用于生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的間接影響則較為復(fù)雜，PRODUCTγ11在產(chǎn)出比重模型和人均產(chǎn)出模型中均顯著為正，說(shuō)明放松國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制會(huì)對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)產(chǎn)出比重和人均產(chǎn)出產(chǎn)生間接的消極影響，這可能是國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制對(duì)各行業(yè)(生產(chǎn)服務(wù)業(yè)只是各行業(yè)的一部分)的影響不均勻或者與具體的生產(chǎn)服務(wù)行業(yè)管制有沖突引起的。PROANUγ11在TFP模型中雖然為正但沒(méi)通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明放松國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)TFP的間接影響并不確切。綜合以上三個(gè)模型的結(jié)果來(lái)看，放松國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制有可能對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)起到間接的消極作用，也可能不起明顯作用，這說(shuō)明放松國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的影響是很復(fù)雜的?？梢?jiàn)，研究假說(shuō)得到了驗(yàn)證。

值得注意的是，產(chǎn)出比重模型和人均產(chǎn)出模型中的控制變量系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明在生產(chǎn)服務(wù)業(yè)發(fā)展的過(guò)程中歷史因素起很大作用。也不排除放松國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的影響可能有一部分是通過(guò)控制變量起作用的，這進(jìn)一步說(shuō)明了放松國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)發(fā)展影響的復(fù)雜性。

正是基于國(guó)別差異對(duì)結(jié)果影響的重要性，本文采用了HLM進(jìn)行估計(jì)；但是，如果這種差異對(duì)結(jié)果影響不大，那么用傳統(tǒng)回歸方法得出的結(jié)論應(yīng)該不會(huì)有太大偏差，此時(shí)傳統(tǒng)回歸方法的結(jié)論就可以與HLM的結(jié)論進(jìn)行交叉檢驗(yàn)。為此，下面通過(guò)HLM零模型的組內(nèi)相關(guān)系數(shù)來(lái)判斷國(guó)別差異對(duì)結(jié)果的重要性。

如果HLM中L1和L2不含任何解釋變量，那么它就是零模型，通過(guò)分析零模型中被解釋變量的組內(nèi)相關(guān)系數(shù)，可以判斷多層線性模型的分析是否有必要。經(jīng)測(cè)算，上述三個(gè)HLM零模型被解釋變量的組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC均幾乎為零，*產(chǎn)出比重模型的ICC= 0.00115/9.30015≈0.0001，人均產(chǎn)出模型的ICC=1544.39775/1529180.30530≈0.0010，TFP模型的ICC=0.00076/1.82830≈0.0004。遠(yuǎn)小于臨界值0.059，*顧乃華(2011)指出，根據(jù)建立HLM的經(jīng)驗(yàn)判斷準(zhǔn)則，當(dāng)ICC大于0.059時(shí)，就需要在統(tǒng)計(jì)建模處理中考慮如何處理組間效應(yīng)。說(shuō)明國(guó)別差異對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)產(chǎn)出比重、人均產(chǎn)出和TFP的影響微乎其微。換句話說(shuō)，將國(guó)家和行業(yè)變量都看成是同一水平的變量，運(yùn)用傳統(tǒng)線性回歸方法直接在行業(yè)層面對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得到的結(jié)果應(yīng)該不會(huì)出現(xiàn)太大偏差。當(dāng)然，這里的潛在假設(shè)是：同一國(guó)家的行業(yè)間相互獨(dú)立，不同國(guó)家的行業(yè)樣本與同一國(guó)家的行業(yè)樣本之間也是相互獨(dú)立的。為此，下文將采取傳統(tǒng)線性回歸方法進(jìn)一步檢驗(yàn)管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的產(chǎn)出比重、人均產(chǎn)出和TFP的影響，對(duì)HLM結(jié)論的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)。假設(shè)產(chǎn)出比重模型、人均產(chǎn)出模型和TFP模型的傳統(tǒng)線性回歸估計(jì)方程如下：

SSi=β0+β1SECTOR+β2PRODUCT+β3SS1998+ei

OPi=β0+β1SECTOR+β2PRODUCT+β3OP1998+ei

TFPi=β0+β1SECTOR+β2PRODUCT+ei

除了沒(méi)有下標(biāo)j(j在HLM中表示國(guó)家)之外，以上三式的變量與HLM中的變量含義完全相同。在這三個(gè)傳統(tǒng)線性回歸模型中，只在行業(yè)層面對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，用以表示國(guó)家層面的j消失了。

回歸結(jié)果如表3所示。從表3可見(jiàn)，行業(yè)管制與行業(yè)產(chǎn)出比重、人均產(chǎn)出和TFP均顯著負(fù)相關(guān)，說(shuō)明放松行業(yè)管制有利于生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的發(fā)展；放松國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制與人均產(chǎn)出顯著正相關(guān)，與產(chǎn)出比重和TFP也呈現(xiàn)正向關(guān)系但不顯著。這些結(jié)果與HLM的基本相同，這說(shuō)明待檢基本結(jié)論是穩(wěn)健的。

為了考察不同收入水平下放松管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響是否會(huì)有所不同，本文將樣本國(guó)家按人均GDP進(jìn)行分組，在回歸分析中加入虛擬變量DUM(落后組=1，發(fā)達(dá)組=0)與管制變量的交互項(xiàng)。世界銀行的數(shù)據(jù)顯示，2008年23個(gè)樣本國(guó)家的人均GDP最低為匈牙利的11 533.8美元，最高為愛(ài)爾蘭的49 801.3美元，取其平均數(shù)30 667.6美元為分界線，人均GDP低于30 667.6美元的9個(gè)國(guó)家劃入落后組，其余14個(gè)國(guó)家劃入發(fā)達(dá)組。*落后組的9個(gè)國(guó)家為：匈牙利、斯洛伐克、捷克、葡萄牙、韓國(guó)、斯洛文尼亞、希臘、西班牙和意大利。發(fā)達(dá)組的14個(gè)國(guó)家為：法國(guó)、澳大利亞、加拿大、德國(guó)、日本、比利時(shí)、英國(guó)、奧地利、芬蘭、荷蘭、瑞典、美國(guó)、丹麥和愛(ài)爾蘭。加入交互項(xiàng)后的回歸結(jié)果見(jiàn)表4。

表4顯示，DUM×SECTOR和DUM×PRODUCT的影響在人均產(chǎn)出模型中均不顯著，說(shuō)明行業(yè)管制和國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)人均產(chǎn)出的影響不會(huì)因國(guó)家收入水平不同而出現(xiàn)較大差異。但在產(chǎn)出比重模型和TFP模型中，交互項(xiàng)的影響較為復(fù)雜。在產(chǎn)出比重模型中，DUM×PRODUCT的影響不顯著，說(shuō)明國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)產(chǎn)出比重的影響不會(huì)因國(guó)家收入水平不同而出現(xiàn)太大差異；DUM×SECTOR的影響顯著為正，與SECTOR的影響符號(hào)相反，說(shuō)明行業(yè)管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)產(chǎn)出比重的影響在落后組國(guó)家更大，但這種影響會(huì)削弱行業(yè)管制放松對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)比重的促進(jìn)作用。在TFP模型中，DUM×SECTOR的影響顯著為負(fù)，與SECTOR的影響符號(hào)相同，說(shuō)明行業(yè)管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率的影響在落后組國(guó)家更大，且這種影響會(huì)加強(qiáng)行業(yè)管制放松對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用；DUM×PRODUCT的影響顯著為正，說(shuō)明國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率的影響在落后組國(guó)家更大，但這種影響會(huì)削弱放松國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。由此可見(jiàn)，同樣程度的行業(yè)管制放松，較之發(fā)達(dá)組國(guó)家，落后組國(guó)家的生產(chǎn)服務(wù)業(yè)產(chǎn)出比重上升較慢，但生產(chǎn)率提高較快；同樣程度的國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制放松，較之發(fā)達(dá)組國(guó)家，落后組國(guó)家的生產(chǎn)服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率提高較慢。產(chǎn)生這些差異的原因可能是，較之發(fā)達(dá)組國(guó)家，落后組國(guó)家的生產(chǎn)服務(wù)業(yè)基數(shù)較小，行業(yè)管制可能較嚴(yán)格。為此，較之發(fā)達(dá)組國(guó)家，落后組國(guó)家有針對(duì)性的行業(yè)管制可以很快地促進(jìn)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率的提高，但國(guó)內(nèi)非生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)率可能在同期提高得更快，因而出現(xiàn)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)比重上升較慢的現(xiàn)象；類似地，同樣程度的國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制放松，由于其面向的不僅僅是生產(chǎn)服務(wù)業(yè)，因此落后組國(guó)家更大比重的非生產(chǎn)服務(wù)業(yè)可能會(huì)“吸走”更多的管制放松效應(yīng)，從而使生產(chǎn)服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率提高得較慢。

表3　管制與生產(chǎn)服務(wù)業(yè)發(fā)展的傳統(tǒng)線性回歸模型結(jié)果

表4　管制與生產(chǎn)服務(wù)業(yè)發(fā)展的傳統(tǒng)線性回歸模型結(jié)果(含交互項(xiàng))

四、結(jié)論與啟示

本文運(yùn)用23個(gè)OECD國(guó)家的橫截面數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了行業(yè)管制和國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的影響。研究表明：放松行業(yè)管制能有效地促進(jìn)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的發(fā)展，而放松國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的影響不確定。同時(shí)，將國(guó)家按不同收入水平分組的回歸結(jié)果顯示：行業(yè)管制和國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)人均產(chǎn)出的影響不會(huì)因國(guó)家收入水平的不同而出現(xiàn)較大差異；國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制對(duì)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)產(chǎn)出比重的影響不會(huì)因國(guó)家收入水平不同而出現(xiàn)較大差異；同樣程度的行業(yè)管制放松，較之發(fā)達(dá)組國(guó)家，落后組國(guó)家的生產(chǎn)服務(wù)業(yè)產(chǎn)出比重上升較慢但生產(chǎn)率提高得較快；同樣程度的國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制放松，較之發(fā)達(dá)組國(guó)家，落后組國(guó)家的生產(chǎn)服務(wù)業(yè)生產(chǎn)率提高得較慢?？傮w而言，放松管制有利于生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的發(fā)展。

雖然OECD沒(méi)有公布中國(guó)行業(yè)管制和國(guó)家產(chǎn)品市場(chǎng)管制的數(shù)據(jù)，但不少學(xué)者認(rèn)為中國(guó)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的管制較為嚴(yán)格(國(guó)務(wù)院發(fā)展研究中心市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)研究所課題組，2011；王青，2011；劉丹鷺，2013)；因此中國(guó)有必要放松管制以促進(jìn)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)發(fā)展。目前，中國(guó)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)管制存在兩個(gè)問(wèn)題：第一，政府具有行政審批的管制偏好，導(dǎo)致管制的結(jié)構(gòu)性供求失衡。轉(zhuǎn)型期的中國(guó)，往往傾向于出臺(tái)管制成本低、私人收益高(盡管社會(huì)收益低甚至為負(fù))的政府管制，如行政審批；而管制成本高但社會(huì)收益更高的政府管制則相對(duì)缺失，如管制法律。政府管制的越位和缺位，導(dǎo)致生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的管制出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性供求失衡。第二，政府管制邊界模糊，導(dǎo)致管制結(jié)構(gòu)不合理。管制確立者、管制實(shí)施者和被管制對(duì)象三個(gè)主體之間相互獨(dú)立，才能保證政府管制的有效性(王俊豪，2007)。但現(xiàn)階段的中國(guó)，在電信、鐵路和金融等國(guó)有生產(chǎn)服務(wù)企業(yè)，管制確立者、管制實(shí)施者和被管制對(duì)象之間難以區(qū)分，導(dǎo)致管制結(jié)構(gòu)不合理。

因此，中國(guó)可以考慮從以下幾個(gè)方面放松生產(chǎn)服務(wù)業(yè)管制：第一，加強(qiáng)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)管制部門的頂層設(shè)計(jì)。在國(guó)務(wù)院機(jī)構(gòu)改革和職能轉(zhuǎn)變以及大部制改革的機(jī)遇下，整合現(xiàn)有生產(chǎn)服務(wù)業(yè)的管制機(jī)構(gòu)，成立專門生產(chǎn)服務(wù)業(yè)監(jiān)管機(jī)構(gòu)，依托生產(chǎn)服務(wù)業(yè)人才，深入分析行業(yè)特點(diǎn)，出臺(tái)有針對(duì)性的生產(chǎn)服務(wù)業(yè)管制措施。第二，大力引進(jìn)市場(chǎng)機(jī)制。在傳統(tǒng)自然壟斷領(lǐng)域中盡量區(qū)分出自然壟斷環(huán)節(jié)，對(duì)非自然壟斷環(huán)節(jié)則實(shí)行“非禁即入”的負(fù)面清單市場(chǎng)準(zhǔn)入機(jī)制；在自然壟斷環(huán)節(jié)也要探索引入市場(chǎng)機(jī)制，推動(dòng)國(guó)有企業(yè)的市場(chǎng)化改革。第三，完善相應(yīng)法律法規(guī)。及時(shí)研究新興生產(chǎn)服務(wù)業(yè)，制定相應(yīng)的法律法規(guī)，開(kāi)展試點(diǎn)工作，避免監(jiān)管空白；在實(shí)踐中不斷修正和完善相應(yīng)的法律法規(guī)，走出“放開(kāi)即亂、收緊則死”的管制怪圈。

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Regulation and the Development of Producer Services:

Evidence from OECD Countries

Zhang Shaohui

(SchoolofBusiness,SunYat-senUniversity,Guangzhou510275,China)

Key words:regulation; producer services; hierarchical linear model; Malmquist productivity index

(責(zé)任編輯周一葉)