中國自由貿易試驗區(qū)設立能否降低資源錯配?

王 良 虎，王 釗

(1.東南大學 經(jīng)濟管理學院，南京 211189；2.西南大學 經(jīng)濟管理學院 重慶 400715)

一、引 言

自改革開放以來，中國經(jīng)濟保持年均9.6%的速度增長，且在2010年其經(jīng)濟總量超過日本躍居世界第二位[1]。但由于粗放型增長模式已不適應目前中國經(jīng)濟發(fā)展階段，因此提高資源配置效率就顯得尤為重要[2]。長期粗放型增長模式不僅造成了地區(qū)、行業(yè)、部門之間的資源錯配，還影響了經(jīng)濟的產(chǎn)出組合方式，最終影響了經(jīng)濟增長的可持續(xù)性[3]。隨著中國經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)，存在著經(jīng)濟增長速度放緩、產(chǎn)能過剩等結構性問題，使得在經(jīng)濟發(fā)展過程中的資源錯配問題更加嚴峻[4]。要素資源配置效率提高對于國家經(jīng)濟發(fā)展重要性不言而喻，這一問題也得到黨和國家的高度重視。在黨的十九大報告中，習近平總書記明確指出：“經(jīng)濟體制改革必須以完善產(chǎn)權制度和要素市場化配置為重點，實現(xiàn)產(chǎn)權有效激勵、要素自由流動、價格反應靈活、競爭公平有序、企業(yè)優(yōu)勝劣汰。”[5]

中國自由貿易試驗區(qū)是在改革開放30多年后對于國內外經(jīng)濟形勢變化提出的。從國際發(fā)展趨勢來看，雖然和平與發(fā)展仍是世界主題和共識，但逆全球化與貿易保護主義的逆流同樣值得注意[6]。在世界貿易組織(WTO)框架下多哈會談面臨重重阻礙，促使世界各國轉而建設區(qū)域性的貿易合作組織，從而產(chǎn)生了自由貿易區(qū)。而中國自加入WTO至今已有18年歷史，在此期間，首先，中國不斷修訂或廢止與國際貿易條款相沖突的部分；其次，通過與多個國家或地區(qū)簽訂雙邊或多邊投資貿易協(xié)定逐步形成貿易開放格局。但隨著對外貿易的發(fā)展其加入WTO的紅利逐漸消耗，與世界主要經(jīng)濟體之間的貿易摩擦逐漸凸顯，加之TPP、TTIP、PSA等國際背景使中國面臨的國際貿易環(huán)境發(fā)展不確定性增大；再者，從國內發(fā)展來看，2008年金融危機以來，我國在推出4萬億支出、成功抵御外部沖擊后，但也使得我國面臨著產(chǎn)能過剩、產(chǎn)品積壓庫存、產(chǎn)業(yè)結構亟須轉型等問題。在新時期下，建立開放經(jīng)濟體系成為我國改革開放再上新臺階的關鍵。因此，在上述背景下中國自由貿易試驗區(qū)應運而生，于2013年8月經(jīng)批準中國(上海)自由貿易試驗區(qū)正式設立，2015年4月又設立了廣東、天津、福建三地為自由貿易試驗區(qū)，截至目前，已有18個自由貿易試驗區(qū)，商務部數(shù)據(jù)顯示，2019年1至6月，自貿試驗區(qū)吸收外資實現(xiàn)高速增長，自貿試驗區(qū)實際使用外資同比增長20.1%。自貿試驗區(qū)的設立，使得勞動力、資本、技術等生產(chǎn)要素跨區(qū)域流動性增加，更多的物質資本、人力資本在區(qū)域內得以聚集，從而在一定程度上改善了資源的優(yōu)化配置，而關于自由貿易試驗區(qū)設立對資源配置效率實證研究還有待進一步深入研究?；诖?，本文以設立自由貿易試驗區(qū)為準自然實驗場景，運用PSM—DID方法實證檢驗自由貿易試驗區(qū)設立對資源配置的影響。

二、文獻回顧

本文的研究主要涉及三方面的文獻。

一是關于資源錯配方面的研究。資源錯配的概念最早是由Hsieh&Klenow提出，后逐漸形成了從微觀企業(yè)到宏觀經(jīng)濟的理論體系[7]。資源錯配類型作為資源錯配研究的主要內容之一，主要分為內涵型資源錯配和外延型資源錯配，其中內涵型資源錯配研究以Hsieh&Klenow為代表，而外延型資源錯配研究以Brandt等為主要代表。后續(xù)研究主要圍繞資源錯配的兩種類型，展開資源錯配測算以及其對經(jīng)濟增長影響研究[8]。對于資源錯配測度研究如Charietal等基于要素流動摩擦障礙視角，在借鑒黏性工資理論的基礎上測算了勞動力資源錯配程度[9]。Hugo&Hopenhayn構建了資源錯配對全要素生產(chǎn)率影響的內生理論模型，研究發(fā)現(xiàn)若勞動要素彈性為0.67時，資源配置效率與美國水平相當，則總體經(jīng)濟的全要素生產(chǎn)率將提高28.7%[10]。而王文和牛澤東研究表明如果中國制造業(yè)資源配置水平達到美國資源配置的標準，中國工業(yè)上市公司總體TFP將在現(xiàn)有基礎上提高0.35—0.9倍[11]。

二是關于貿易自由試驗區(qū)設立方面的研究。為加快融入經(jīng)濟全球化體系以及進一步釋放改革紅利，2013年9月，我國自主選擇的首個自由貿易試驗區(qū)——中國(上海)自由貿易試驗區(qū)正式成立，由此拉開我國新一輪深化改革的序幕[12]。不少學者就自由貿易試驗區(qū)設立對宏觀經(jīng)濟發(fā)展、微觀企業(yè)創(chuàng)新以及環(huán)境效應展開了較為詳細的研究[13-14]。陳林和羅莉亞研究指出自上海自由貿易試驗區(qū)設立后，隨著貿易壁壘的降低，對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展具有明顯促進作用[15]。譚建華和嚴麗娜基于滬深A股上市公司數(shù)據(jù)，運用雙重差分法檢驗了中國自由貿易試驗區(qū)設立對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響，研究發(fā)現(xiàn)自由貿易試驗區(qū)設立顯著提高了企業(yè)技術創(chuàng)新水平[16]。貿易自由化對環(huán)境效應的影響主要是根據(jù)Grossman &Krueger的規(guī)模效應、結構效應及技術效應的分析框架而展開的[17]。而這些文獻由于所研究的時期、國別或是污染排放物等不同，得出的結論也存在明顯差異。

三是關于貿易自由化對資源配置效率方面的研究。對于如何提高資源配置效率是研究資源配置必須要回答的問題。一方面，在相對封閉的經(jīng)濟條件下，資源配置效率的提高主要是通過一國或一個地區(qū)內部資本和勞動等生產(chǎn)要素的流動和配置得以實現(xiàn)[18]。而在開放的經(jīng)濟條件下，生產(chǎn)要素不僅在本國或本地區(qū)之內流動，還可以通過對外直接投資等方式參與國際分工，實現(xiàn)資源在世界范圍內優(yōu)化配置。另一方面，伴隨著中國經(jīng)濟進入新一輪轉型升級，貿易自由化程度將進一步加深。因此部分學者將貿易自由化對資源配置的影響展開研究。如Gopinath 等以南歐國家為研究對象，指出伴隨著金融自由化水平提高，導致大量資本涌入加劇了南歐國家的資源錯配程度[19]。而毛其淋和許家云采用行業(yè)中企業(yè)間生產(chǎn)率分散度衡量資源錯配，研究得出中間品的貿易自由化能夠顯著降低資源錯配問題[20]。樊海潮和張麗娜研究了我國多產(chǎn)品企業(yè)在中間品貿易自由化條件下，通過調整其出口產(chǎn)品的成本加成，得出中間品貿易自由化優(yōu)化了企業(yè)內部資源配置[21]。周申等以中國加入WTO為準自然實驗，運用雙重差分(DID)方法系統(tǒng)考察了貿易自由化對制造業(yè)勞動力資源錯配的影響，并對其內在機制進行探討[22]。

上面通過對已有文獻進行較為詳細的回顧得知，關于資源錯配與貿易自由試驗區(qū)的研究已較為詳細，而貿易自由化對資源配置影響還未得出一致結論。中國貿易自由試驗區(qū)的設立標志著改革開放深度進一步加深，那么其對前期由于粗放式發(fā)展造成的資源配置效率低下是否存在明顯改善作用？若存在，那么隨著貿易自由試驗區(qū)在我國發(fā)展的逐漸成熟，其政策實施的時間趨勢如何？最后由于中國各地區(qū)的市場化程度不同，那么地區(qū)市場化水平差異是否影響貿易自由化對資源錯配的改善效果呢？基于此，本文以中國實施自由貿易試驗區(qū)為理想的準自然實驗，運用PSM—DID方法識別自由貿易試驗區(qū)設立對資源錯配的改善作用。通過對上述問題的深入研究，其一，可為實現(xiàn)進一步開放與要素市場制度建設提供有益參考和借鑒；其二，有利于理清在貿易自由化不斷加深的進程中其對中國經(jīng)濟高質量發(fā)展的作用，以期最終進一步豐富貿易自由化對資源配置影響的研究。

三、資源錯配指數(shù)的測算

(一)測算方法

由資源錯配的研究框架可知，內涵型資源錯配包括資本錯配和勞動錯配兩種類型，因此在借鑒Hsieh & Klenow[7]、白俊紅和劉宇英[2]的做法的基礎上測算資本錯配指數(shù)τK和勞動錯配指數(shù)τL，將總體經(jīng)濟產(chǎn)值記為Y,總資本為K，總勞動力為L。具體測算公式如下：

(1)

其中，γKi和γLi表示第i地區(qū)要素價格絕對扭曲系數(shù)，其含義是資源相對沒有出現(xiàn)扭曲時的加成水平。而在實際計算時通常采用要素價格相對扭曲系數(shù)代替：

(2)

對于資本和勞動的要素產(chǎn)出彈性估計,采用索洛余值法來估計。假設生產(chǎn)函數(shù)為規(guī)模報酬不變的柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，具體函數(shù)形式如下：

(3)

對(3)式兩邊取對數(shù)，經(jīng)整理可得：

ln(Yit/Lit)=ln(A)+βKiln(Kit/Lit)+ξit

(4)

經(jīng)濟產(chǎn)值用各省份的GDP表示，并以2010年為基期，將其他年份的GDP按照GDP平減指數(shù)轉化為以2003年不變價格表示的實際GDP。資本投入量使用各省份的固定資本存量表示，資本存量根據(jù)“永續(xù)盤存法”進行估算，其計算公式為：

Kt=It/Pt+(1-δt)Kt-1

(5)

Kt表示當期的固定資本存量；It為當期的名義固定資本形成總額；Pt為固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)；δt表示折舊率，借鑒張軍和章元的做法取值為9.6%[23]；Kt表示上一期的固定資本存量。勞動量投入使用各省份的平均就業(yè)人數(shù)表示。

通過對(4)式的估計，得出各地區(qū)的資本和勞動的要素產(chǎn)出彈性βKi、βLi，再根據(jù)(1)式和(2)式測算出各地區(qū)資本錯配指數(shù)τK和勞動錯配指數(shù)τL。由于若資源存在錯配時，τ不等于0，進一步當資源配置不足時τ>0；資源配置過度時τ<0，因此為了實證模型回歸結果的一致性，將資本錯配指數(shù)τK和勞動力錯配指數(shù)τL做絕對值處理，其絕對值越大，表示資源錯配程度越大。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文以中國30個省(區(qū)、市)作為研究對象(由于西藏地區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴重，因此未作為本文的研究對象)，選取2010—2017年省級面板數(shù)據(jù)。本文數(shù)據(jù)選取2010—2017年有以下原因：首先，由于2008年世界金融危機導致中國對外貿易發(fā)生重大變化，為避免受到特殊事件影響以干擾政策評估效果，將研究初始年份定為2010年；再者，考慮到在2018年之后又陸續(xù)設立多個自由貿易試驗區(qū)，導致研究樣本量大大減少，因此將研究截止時期定為2017年。數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》以及各省、區(qū)、市《統(tǒng)計年鑒》，對于少部分缺失數(shù)據(jù)，采用趨勢擬合估算得到。

(三)測算結果

本文根據(jù)上文的測算方法計算了各省份2010—2017年資本錯配指數(shù)與勞動錯配指數(shù)。該指數(shù)絕對值越大，則表示資源錯配程度越嚴重。圖1匯報了2010—2017年全國層面的平均資本錯配指數(shù)和勞動錯配指數(shù)總體變化趨勢，圖2則報告以天津、福建、廣東為實驗組的2010—2017年平均資源錯配指數(shù)變化趨勢。

圖1 2010—2017年全國層面的平均資源錯配指數(shù)

圖2 實驗組2010—2017年的平均資源錯配指數(shù)

由圖1可知，首先，全國層面上平均資本錯配指數(shù)明顯高于勞動錯配指數(shù)，雖然資本錯配情況在2010—2012年有所改善，但在2012年之后出現(xiàn)反彈；其次，勞動錯配指數(shù)總體變化平穩(wěn)，且略有上升。由此說明，我國目前資本錯配問題較勞動力錯配問題更為突出，其主要原因可能是在2008年金融危機時投入大量資本未能充分吸收消化，造成后期一定程度上的資本錯配問題。而勞動力錯配情況隨著戶籍制度改革，加強了勞動力自由流動性，但還存在著勞動者素質低下等原因。因此，目前勞動錯配問題仍不能忽視。

由圖2可知，實驗組資本錯配指數(shù)在2012年之前大于勞動錯配指數(shù)，而在2012年之后資本錯配程度明顯減輕，且低于勞動錯配程度，勞動錯配程度總體變化趨勢與全國層面一致，但高于全國平均水平。實驗組均是處于我國東部地區(qū)，此地區(qū)近些年來隨著市場化程度不斷提高，市場機制不斷完善，資本可根據(jù)市場價格進行合理配置。而勞動力由于經(jīng)濟快速發(fā)展需求量不斷增加，但由于勞動力流動障礙尚未完全消失，造成一定程度錯配問題。

四、實證方法與模型設定

(一)倍差法(DID)

DID方法最初是由Ashenfelter&Card提出[24]，Moffitt進一步完善該方法，其基本思想是對比一項政策前后的變化以評估該項政策效果，其主要是通過比較實驗組(TreatmentGroup)與對照組(ControlGroup)變化判斷政策的影響程度[25]。該種方法已廣泛應用在公共政策或項目實施效果的定量評估研究當中[26]。此種方法是把時間虛擬變量引入，將政策實施前作為對照組，實施后作為實驗組，然后運用DID模型檢驗政策效果是否顯著。根據(jù)DID方法思想構建如下公式：

(6)

式(6)為DID的基本理論模型。其中，DID表示雙重差分估計量；treatment為實驗組；control為對照組；t1是政策實施后；t0是政策實施前。

根據(jù)本文研究內容可知，主要檢驗中國自由貿易試驗區(qū)對資源錯配的影響，但考慮到研究樣本數(shù)量及時間等原因，因此本文將研究時間段設定為2012年-2017年，將廣東、天津、福建三地作為實驗組，其他省份作為控制組(除去上海)。因此依據(jù)上述DID模型思想構造如下計量模型：

τKit=β0+β1yeart+β2provincei+β3yeart×provincei+μi+ξit

(7)

τLit=β0+β1yeart+β2provincei+β3yeart×provincei+μi+ξit

(8)

式(7)、(8)中τKit、τLit為被解釋變量，本文以資本錯配指數(shù)和勞動錯配指數(shù)作為資源錯配指標，其中下標i、t表示省份和時間；year和province分別表示時間虛擬變量和個體虛擬變量；year×province表示政策實施后的城市虛擬變量，其回歸系數(shù)表示了政策效果；μi表示控制了個體固定效應；ξit表示殘差項。

(二)傾向得分匹配法(PSM)

事實上，由于各個省份之間存在較大差異，完全一致的時間效應幾乎無法做到，因此，以Heckman(1976)[27]、Rosenbaum & Rubin為代表提出的傾向得分匹配法可有效消除樣本選擇偏差[28]。傾向得分計算公式如下：

(9)

其中，provinceit為實驗組虛擬變量；Xi表示第i個省份的特征變量；h(·)為線性函數(shù)；F(·)為Logistic函數(shù)。根據(jù)傾向得分值確定實驗組省份的對照組，但前提條件是趨勢評分須滿足平衡性。

(三)傾向得分匹配倍差法(PSM—DID)

Smith& Todd研究認為將倍差法與傾向得分匹配兩種方法結合起來會大大提高估計結果的準確性[29]。PSM方法雖然通過傾向得分計算得到與實驗組具有相似特征的對照組，可有效解決模型存在的部分內生性問題，但無法避免因變量遺漏而產(chǎn)生的內生性問題，而DID方法則可以通過雙重差分克服內生性問題，但卻存在著樣本選擇偏差問題，基于此，本文最終采用PSM-DID方法，以便精確地估計自由貿易試驗區(qū)的環(huán)境效應。由此構建如下計量模型：

(10)

(11)

其中，Xit為影響資源錯配的一組協(xié)變量，其余變量與前文相同。

(四)變量說明

1.因變量

本文因變量是依據(jù)在資源錯配指數(shù)測算部分計算得出的資本錯配指數(shù)和勞動錯配指數(shù)，即τK、τL。

2.自變量

本文選取自由貿易試驗區(qū)的時間虛擬變量(yearit)、自由貿易試驗區(qū)的省份虛擬變量(provinceit)及其交互項(yearit×provinceit)作為解釋變量。其中自由貿易試驗區(qū)的時間虛擬變量度量了自由貿易試驗區(qū)設立前后實驗組和控制組資源錯配的變化；自由貿易試驗區(qū)的城市虛擬變量度量了自由貿易試驗區(qū)與非自由貿易試驗區(qū)之間資源錯配變化的差異；而交互項度量了自由貿易試驗區(qū)設立對實驗組和控制組的空間影響差異，也是本文的核心自變量。

3.協(xié)變量

關于協(xié)變量的選擇本文在參考韓長根和張力的基礎上，將地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構(IS)、金融發(fā)展水平(FD)、技術創(chuàng)新水平(TI)以及城鎮(zhèn)化水平(UI)作為本文的協(xié)變量[1]。其中，產(chǎn)業(yè)結構采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重來衡量；金融發(fā)展水平借鑒已有文獻通常的做法將各地區(qū)貸款余額占GDP比重作為金融發(fā)展的水平[30-31]；技術創(chuàng)新水平表現(xiàn)為一個國家或地區(qū)研發(fā)能力，其中專利的授權數(shù)表示一定時期內某地區(qū)研發(fā)能力大小[32]，因此本文將各地區(qū)專利授權數(shù)自然對數(shù)作為地區(qū)技術創(chuàng)新水平的衡量指標；城鎮(zhèn)化水平用年末城鎮(zhèn)人口占總人口比例反映[33]。

(五)變量的描述性統(tǒng)計

表1匯總了主要變量的數(shù)據(jù)特征，同時為解決異方差問題，數(shù)據(jù)處理多采用取對數(shù)、取比值的方法。從數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計結果來看，資本錯配指數(shù)τK的均值明顯大于勞動錯配指數(shù)τL均值，且資本錯配指數(shù)τK的標準差較大，由此表明資本錯配指數(shù)τK的變動較為明顯。具體見表1。

表1 數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

五、實證結果與分析

(一)平穩(wěn)性檢驗

傾向得分匹配法的有效性需依賴平衡性假設，即處理組和控制組樣本匹配特征變量不存在顯著差異。因此下文將檢驗對進行傾向得分匹配后，是否使得各變量在處理組與控制組分布變得平衡。由表2的檢驗結果可知，在進行匹配之后，各協(xié)變量的均值在實驗組與控制組之間并不存在顯著差異。由此，表明在采用傾向匹配得分方法之后可有效解決可能存在的內生性及選擇偏誤等問題。

表2 各變量平衡性檢驗

(二)政策效果檢驗

在協(xié)變量檢驗顯著與平穩(wěn)性檢驗的基礎上，本文運用PSM—DID方法檢驗自由貿易試驗區(qū)對資源錯配的影響。表3匯報為以資本錯配指數(shù)τK和勞動錯配指數(shù)τL作為因變量的PSM—DID模型的政策檢驗的結果。

表3的回歸結果表明，無論是資本錯配指數(shù)τK還是勞動錯配指數(shù)τL的回歸系數(shù)均在10%以上的顯著水平下為負，這說明了中國自由貿易試驗區(qū)的設立有利于緩解試驗區(qū)內資源錯配問題。其主要原因是在于隨著自由貿易試驗區(qū)的設立，生產(chǎn)要素不僅在本國或本地區(qū)之內流動，還可以通過對外直接投資等方式參與國際分工，再者，可進一步發(fā)揮比較優(yōu)勢，實現(xiàn)資源在世界范圍內優(yōu)化配置，從而降低了試驗區(qū)資源錯配的程度。但從回歸系數(shù)絕對值來看，資本錯配指數(shù)τK系數(shù)絕對值明顯大于勞動錯配指數(shù)τL系數(shù)絕對值，進一步表明自由貿易試驗區(qū)的設立對緩解存在資本錯配問題更為突出。可能的原因是勞動錯配問題的存在更偏向于試驗區(qū)自身固有的問題，例如現(xiàn)存戶籍制度改革還未突出成效，導致勞動力流動受到阻礙，從而使得自由貿易試驗區(qū)實施對改善勞動錯配程度效果還有待提高。

表3 PSM-DID模型的政策檢驗結果

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.安慰劑檢驗

控制組與實驗組具有可比性是本文采用DID方法分析自由貿易試驗區(qū)對資源錯配影響的一個假設前提條件，即若不存在自由貿易試驗區(qū)這一既定事實，實驗組和控制組之間的資源錯配情況差異不隨時間的變化而變化。因此，本文借鑒Hung &Wang做法，其主要的思路是人為地變更政策實施的時間，將變更后的政策變量參與到原模型回歸分析中，通過回歸結果對比驗證政策效果[34]。因此本文將自由貿易試驗區(qū)的設立年份提前1年、2年，再將提前的變量參與到原模型的回歸當中去，由此判斷基準回歸結果的穩(wěn)健性。其次，構建假設的控制組和實驗組。本文假設實驗組省市，包括廣西、湖南、河北、四川、江蘇、江西，其余省、市作為假設對照組[35]。如果安慰劑檢驗的結果不顯著，則意味著在沒有實施該政策的年份或地區(qū)無法得出相同的結論，因此得出基準回歸結果是穩(wěn)健的。表4假定自由貿易試驗區(qū)設立時間提前1年和2年的情況，經(jīng)檢驗表明，假定的自由貿易試驗區(qū)設立時間并不顯著，這從另一方面說明自由貿易區(qū)內資源配置效率提高并不是由其他因素導致，而是由于自由貿易實驗區(qū)的設立所致。同樣，表5中改變實驗組的回歸結果也不顯著，說明基準回歸結果具有一定的穩(wěn)健性。

表4 安慰劑檢驗(改變政策實施時間)

表5 安慰劑檢驗(改變政策實施對象)

2.剔除離群值穩(wěn)健性檢驗

為了檢查結果是否受某些特別有影響力的異常值驅動，我們對所有連續(xù)變量的最高和最低1%進行了Winsorized處理，并重新評估了包含控制變量的基準模型。估計值報告在表6中。再次發(fā)現(xiàn)，回歸結果仍與基準回歸結果一致，表明模型回歸結果具有一定穩(wěn)健性。

表6 剔除離群值穩(wěn)健性檢驗

(四)政策時間趨勢檢驗

為進一步考察自由貿易試驗區(qū)的設立對試驗區(qū)內資源錯配程度在時間上的變化趨勢，本文給出了在自由貿易試驗區(qū)設立當年以及設立后每一年對試驗區(qū)內資源錯配的影響。由回歸系數(shù)可看出，隨著時間推移，自由貿易試驗區(qū)的設立對試驗區(qū)勞動錯配改善作用逐漸提高，而對資本錯配程度作用在自由貿易試驗區(qū)設立后第一年作用最為突出，隨后政策效果趨弱。其可能的原因是由于自由貿易試驗區(qū)在我國發(fā)展的逐漸成熟，增強了勞動力在各個地區(qū)之間的流動，但由于勞動錯配存在的情況較為復雜，自由貿易試驗區(qū)的政策效果并不能立刻突顯出來，因此會存在著政策實施效果遞進的過程。而資本由于具有趨利性的特點，其對貿易自由試驗區(qū)設立的政策作用反映較為迅速，因此政策效果前期表現(xiàn)就較為明顯。結果如表7所示：

表7 政策實施效果的時間趨勢

(五)進一步分析

已有的研究表明，由于中國各地區(qū)不完全的市場化導致了資源要素錯配，導致有效產(chǎn)出有所損失[36]。具體表現(xiàn)在政府對經(jīng)濟活動干預過多、市場分割與地方保護主義、僵尸企業(yè)的大量存在等[37]。市場化程度高低對市場份額轉移具有一定影響，若不同地區(qū)之間加強了要素流動，則有利于降低資源要素的錯配程度。那么，地區(qū)市場化水平會不會影響貿易自由化對資源錯配的改善效果呢？由此，將模型(10)、(11)加入地區(qū)的市場化水平指標構建如下三重差分(DID)模型：

(12)

(13)

其中，marketit表示第i各地區(qū)在第t年市場化水平，其具體采用的是一個地區(qū)的市場化指數(shù)[35]，而2017年地區(qū)市場化水平采用回歸方法得到外插值，其余變量符號含義與前文一致。由實證回歸結果可知，核心解釋變量在5%及以上的顯著水平下為負，表明地區(qū)市場化水平的提高，強化了自由貿易試驗區(qū)設立對資源錯配的改善作用。對于回歸結果如表8所示：

表8 加入市場化程度的政策檢驗結果

六、研究結論與政策啟示

自中國自由貿易試驗區(qū)設立以來取得了一系列成就，據(jù)已有研究發(fā)現(xiàn)其可能對目前中國資源錯配問題有所改善，但未取得一致性結論?；诖?，本文采用2010—2017年中國省級面板數(shù)據(jù)，根據(jù)資源錯配的研究框架測算中國省級資源錯配基本情況。測算的結果表明：首先，全國層面上平均資本錯配指數(shù)明顯高于勞動錯配指數(shù)，雖然資本錯配情況在2010—2012年有所改善，但在2012年之后出現(xiàn)反彈，而勞動錯配指數(shù)總體變化平穩(wěn)，且略有所上升；其次，實驗組資本錯配指數(shù)在2012年之前大于勞動錯配指數(shù)，而在2012年之后資本錯配程度明顯減輕，且低于勞動錯配程度，勞動錯配程度總體變化趨勢與全國層面一致，但高于全國平均水平。此外，運用PSM—DID模型實證檢驗了自由貿易試驗區(qū)的設立對實驗區(qū)資源錯配的影響。經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)無論是資本錯配指數(shù)τK還是勞動錯配指數(shù)τL的回歸系數(shù)均在10%以上的顯著水平下為負，這說明中國自由貿易試驗區(qū)的設立有利于緩解試驗區(qū)內資源錯配問題。經(jīng)一系列穩(wěn)健性檢驗表明實證結果具有一定的穩(wěn)健性，但隨后進行的政策效果時間趨勢檢驗發(fā)現(xiàn)，隨著時間推移自由貿易試驗區(qū)的設立對試驗區(qū)勞動錯配改善作用逐漸提高，而對資本錯配程度作用在自由貿易試驗區(qū)設立后第一年作用最為突出，隨后政策效果趨弱。最后，進一步分析了地區(qū)市場化水平影響貿易自由化對資源錯配的改善效果，得出地區(qū)市場化水平的提高強化了自由貿易試驗區(qū)設立對資源錯配的改善作用。

針對以上研究結論并結合理論分析，得出以下幾點政策啟示：(1)在經(jīng)濟全球化不斷加速的背景下，應深度參與國際分工充分發(fā)揮比較優(yōu)勢，在世界范圍內優(yōu)化資源配置，從而最終改善中國現(xiàn)存資源錯配程度。如基于“一帶一路”發(fā)展戰(zhàn)略，加強與“一帶一路”沿線國家長期合作，鼓勵本國企業(yè)走出去，加強對先進技術學習與應用以提高自身資源配置效率。(2)建立以市場在資源配置中起決定作用的市場體系。首先，主要是打破行政性的資源壟斷現(xiàn)象，使得市場分得更多資源，其次，明確產(chǎn)權以逐步形成競爭有序的市場化價格機制，從而使資源利用效率盡可能達到最大化。(3)減少生產(chǎn)要素流動障礙以增加其流動性。首先，在勞動力要素市場方面，應加大對基礎教育投入，提高高端應用人才在勞動要素中的配置比例；加快對戶籍制度改革，原有戶籍制度嚴重阻礙勞動力在各個地區(qū)之間流動。其次，在資本要素市場方面，應深入推動資本市場改革，發(fā)展和完善多層次資本市場，推進農村資本市場建立，已逐步增強農村資本流動性。