要素市場扭曲與企業(yè)成本加成

李魯 劉乃全

內容提要：基于中國制造業(yè)企業(yè)微觀數據，本文利用生產法估算制造業(yè)企業(yè)成本加成并實證檢驗要素市場扭曲對企業(yè)成本加成的凈效應及其異質性特征。研究發(fā)現：要素市場扭曲對中國制造企業(yè)成本加成存在顯著的抑制效應。從時間滯后性看，抑制效應具有隨滯后期數增加而逐步衰減的趨勢特征;從企業(yè)異質性看，抑制效應表現出民營企業(yè)高于國有企業(yè)，外資企業(yè)高于內資企業(yè)，出口企業(yè)高于非出口企業(yè);從行業(yè)異質性看，對高新技術行業(yè)、資本密集型行業(yè)、勞動密集型行業(yè)的抑制效應表現出由高及低的特征;從區(qū)域差異性看，抑制效應主要集中在我國中部和東部地區(qū)，且可以憑借區(qū)域經濟一體化來調節(jié)和改善。因此，應加快推進要素市場改革，構建更加完善的要素市場化配置體制機制，以此激發(fā)企業(yè)市場活力，促進區(qū)域一體化高質量發(fā)展。

關鍵詞：要素市場扭曲;企業(yè)成本加成;生產函數;異質性

中圖分類號：F424 文獻標識碼：A 文章編號：1001-148X（2022）01-0001-11

作者簡介：李魯（1984-），男，山東曲阜人，中共上海市委黨校（上海行政學院）經濟學教研部副教授，經濟學博士，研究方向：產業(yè)經濟學;劉乃全（1969-），男，山東蒙陰人， 上海財經大學財經研究所研究員，經濟學博士，研究方向：區(qū)域經濟學。

基金項目：上海市哲學社會科學規(guī)劃青年課題，項目編號：2019EJB005。

一、引言

要素市場化配置改革是加快完善社會主義市場經濟體制的重要內容。2017年黨的十九大報告提出，經濟體制改革必須以完善產權制度和要素市場化配置為重點，實現要素自由流動，加快要素價格市場化改革。2019年十九屆四中全會強調，推進要素市場制度建設，實現要素價格市場決定、流動自主有序、配置高效公平。2020年中共中央、國務院發(fā)布《關于構建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》，進一步對加強土地、勞動力、資本、技術和數據等要素配置，加快要素價格市場化改革，健全要素市場運行機制做出明確部署。梳理政策可知，中國要素市場化配置改革的重點在于要素資源的價格機制和分配機制。根據樊綱等發(fā)布的中國市場化進程報告，1997-2009年要素市場市場化指數的年平均值為3.78，產品市場市場化指數的年平均值為6.80，二者之間的差距保持在3左右，表明要素市場的市場化進程要明顯滯后于產品市場，而且要素市場扭曲的現象持續(xù)存在[1]。由于中國市場化進程中特有的要素市場改革“不對稱”現象[2]，要素市場扭曲對全要素生產率和產業(yè)結構調整產生顯著影響，突出表現在偏向國有企業(yè)的要素價格扭曲和要素資源錯配[3-4]。

上述背景下，要素市場扭曲對企業(yè)成本加成產生重要影響。成本加成以產品價格與邊際成本之比表示，將企業(yè)在產品市場上的定價行為和要素市場的生產成本結合起來，不僅反映廠商在邊際成本之上的價格維持能力，而且關系到企業(yè)在產品市場上的價格影響能力，同時也是反映企業(yè)動態(tài)競爭能力的重要指標[5-6]。由此，企業(yè)成本加成及其影響因素成為產業(yè)經濟和國際貿易等研究領域中的重要問題[7]。

鑒于此，本文以中國制造業(yè)企業(yè)成本加成為研究對象，分析要素市場扭曲對企業(yè)成本加成的影響。本文邊際貢獻主要體現在：一方面，采用實證產業(yè)組織中較為前沿的生產法，通過估算企業(yè)生產函數進而測度企業(yè)成本加成，以克服價格和需求數據的限制，同時從不同視角檢驗要素市場扭曲對成本加成的影響程度和機制。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，對于要素市場扭曲如何影響企業(yè)成本加成這一問題的研究不僅有助于拓展現代產業(yè)組織中的相關命題，而且對于理解要素市場改革的理論內涵以及激發(fā)企業(yè)的市場活力具有重要的參考意義。

二、文獻綜述與研究假說

（一）文獻綜述

首先，關于企業(yè)成本加成的估計方法主要包括會計法、需求法和生產法。會計法利用財務指標估計產品價格和企業(yè)邊際成本[8]，該方法對于產品價格的估計過于粗糙。這是因為絕大多數企業(yè)并非生產單一產品，價格數據往往存在度量誤差，而且對于企業(yè)邊際成本的估計通常以企業(yè)的平均成本代替的做法，無法準確反映企業(yè)的邊際成本。需求法通過估計需求函數來估算企業(yè)成本加成，其經濟理論依據在于：利潤最大化條件要求企業(yè)定價策略滿足邊際成本等于邊際收益，廠商通過提高價格以減少產量，而企業(yè)對產品價格的調整能力受到需求關系的影響[9]，但該方法估計需求函數需要對消費者的效用函數進行嚴格設定。生產法的提出始于Hall（1988），該方法通過研究產業(yè)投入要素水平和產出增長水平之間的關系來度量產業(yè)層面的價格成本加成[10]。De Loecker & Warzynski（2012）進一步放松規(guī)模報酬不變的基本假設，基于企業(yè)成本最小化條件下的要素投入水平推導得出成本加成，即可變要素投入產出彈性與該要素產值比重的乘積，從而避免了對于企業(yè)邊際成本的估計和產品價格的統(tǒng)計[11]?？傮w看，三種方法的共同點在于如何處理企業(yè)的邊際成本，直接估計或變相歸避邊際成本成為研究企業(yè)成本加成問題的關鍵。會計法和需求法依賴于統(tǒng)計指標的可得性及嚴格的假定，例如需要獲取詳細的商品價格、需求數量數據以及設定消費者效用等。相比之下，成本法應用性較強，僅需要企業(yè)產值、要素投入等常用統(tǒng)計指標，將邊際成本的估計轉換為企業(yè)生產函數的估計，極大簡化了估計步驟和數據要求。

其次，在企業(yè)成本加成的影響因素方面，現有研究聚焦于貿易自由化的影響。國外研究表明，貿易自由化對企業(yè)成本加成的影響與設定的效用函數有關：CES效用函數中企業(yè)成本加成保持不變[12]，而差異化產品的效用函數中，貿易自由化的競爭效應使得企業(yè)成本加成降低[13]，該結論得到De Loecker等（2016）的研究支持[11]。國內學者以產品關稅度量貿易自由化，并區(qū)分了進口貿易、出口貿易和加工貿易等不同的貿易方式。例如，研究表明，出口退稅通過貿易開放的競爭效應可以降低企業(yè)成本加成，出口退稅率上升1%使成本加成降低0.213%;進口競爭同樣會降低企業(yè)成本加成而且存在行業(yè)和企業(yè)異質性影響[14]。2000-2006年，貿易自由化帶來的外國關稅、本國最終品關稅和投入品關稅下降平均使貿易企業(yè)成本加成提高約2.14%，但加工貿易比重的增加會抑制貿易自由化的成本加成效應[15]。此外，研究政府補貼對裝配制造業(yè)企業(yè)成本加成的影響發(fā)現，行業(yè)補貼比重與企業(yè)成本加成負相關，補貼企業(yè)的成本加成顯著低于非補貼企業(yè)，原因是補貼助長了企業(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（2018）認為，融資約束對企業(yè)成本加成的抑制作用與企業(yè)類型有關，相比國有企業(yè)對民營、外資和集體企業(yè)有明顯負向作用，對出口企業(yè)成本加成的抑制效應大于非出口企業(yè)[6]。

最后，在企業(yè)成本加成、市場勢力與社會福利方面，現有研究主要針對某一特定行業(yè)進行分析。例如，黃楓和吳純杰（2013）以2003-2007年的化學藥品制劑制造業(yè)為研究對象，以企業(yè)成本加成為基礎構造化學制劑行業(yè)的Lerner指數，分析該行業(yè)市場勢力及其影響因素[16]。關于福利損失的現有文獻主要從理論層面給出函數表達式但實證分析相對缺乏，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和供給函數進行數理分析。然而，由于需求函數（或效用函數）和成本函數因缺乏相應的數據無法識別，這些從理論層面提出的函數表達式往往無法在實證層面予以檢驗。

（二）研究假說

漸進式的市場化改革進程中，要素市場化配置改革滯后于產品市場。產品市場的市場化改革是以市場機制為導向形成反映真實供求關系的價格機制，實現市場份額在企業(yè)間的配置過程。要素市場改革的滯后性和“不對稱”現象意味著要素市場扭曲的存在，突出表現在要素價格定價機制的人為干預、對要素資源分配權的政策傾斜等[19]。Hsieh and Klenow（2009）研究表明，要素價格扭曲導致中國制造業(yè)總量生產率和產出缺口存在較大損失，即要素市場扭曲的成本效應[3]。該效應下，資本或勞動力價格的扭曲導致企業(yè)間要素資源配置效率的損失，從而增加企業(yè)邊際成本，降低全要素生產率水平。按照定義，成本加成等于產品價格與邊際成本的比值，要素市場扭曲的成本效應導致企業(yè)邊際成本增加，由于要素市場化配置改革滯后于產品市場，要素市場扭曲的成本效應大于產品市場的競爭效應，導致企業(yè)成本加成降低。此外，要素市場扭曲的存在抑制企業(yè)研發(fā)投入，擴大企業(yè)間生產率差異度。各地方政府在GDP錦標賽的晉升激勵下，為實現本地區(qū)的經濟發(fā)展、財政收入等目標，對企業(yè)給予稅收優(yōu)惠以及土地、信貸等要素價格補貼，企業(yè)為了獲得相應的要素價格優(yōu)惠向政府部門進行尋租，增加企業(yè)的制度性交易成本以實現尋租收益，進而抑制企業(yè)的R&D投入和技術創(chuàng)新。李魯等（2016）研究發(fā)現，要素市場扭曲擴大企業(yè)間生產率差異、導致資源錯配，高效率企業(yè)無法實現規(guī)模擴張、低效率企業(yè)持續(xù)存在，弱化優(yōu)勝劣汰的市場選擇機制[20]。

長期以來，要素市場扭曲的主要來源之一是偏向國有企業(yè)的政策扭曲和制度安排，這導致國有企業(yè)和民營企業(yè)實際面臨投入要素價格差異。例如，國有企業(yè)獲得信貸資源更為便利、資本要素價格較低并優(yōu)先享有各類補貼等。民營企業(yè)通常面臨貸款難、貸款貴的信貸約束，同時相應的稅收優(yōu)惠和政府補貼相當有限。因此，企業(yè)層面，要素市場扭曲對國有企業(yè)和民營企業(yè)的生產行為產生異質性影響。同時，顯性或隱性的地方保護主義或市場分割的發(fā)展策略下，無法通過國內市場實現本地區(qū)的經濟增長[6]。地方政府傾向以出口貿易和吸引外資實現發(fā)展目標，通過壓低勞動力價格、資本租金等方式增強出口企業(yè)優(yōu)勢，提供土地、稅收等優(yōu)惠政策吸引外資企業(yè)進入，類似干預扭曲了要素價格，并且對出口與非出口企業(yè)、內資與外資企業(yè)帶來不同的影響。行業(yè)層面，由于高新技術行業(yè)、資本密集型行業(yè)、勞動密集型行業(yè)在要素稟賦結構和技術水平上的差異，要素市場扭曲對企業(yè)成本加成的影響存在行業(yè)差異性。貿易競爭對企業(yè)成本加成的影響取決于加工貿易產值比重[15]，以勞動密集型行業(yè)為特征的加工貿易占據較大份額，源于要素市場扭曲導致的低廉勞動力價格。區(qū)域層面，由于市場化進程的差別以及區(qū)域經濟發(fā)展的不平衡，各地區(qū)在要素市場發(fā)育方面存在差異性。綜合上述分析，本文提出兩個研究假說：

H1：要素市場扭曲顯著影響企業(yè)成本加成，要素市場扭曲程度越高，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，要素市場扭曲對企業(yè)成本加成具有異質性影響。

控制變量：（1）企業(yè)規(guī)模（scale）。本文以固定資產對數度量企業(yè)規(guī)模，固定資產等于企業(yè)年固定資產凈值余額。企業(yè)規(guī)模越大意味著其擁有規(guī)模經濟效應，規(guī)模經濟可以降低企業(yè)邊際成本，提高企業(yè)成本加成。（2）經營年限（age）。中國工業(yè)企業(yè)數據庫統(tǒng)計了企業(yè)成立年份，企業(yè)在第t期的經營年限等該年份減去成立年份。在成立年份統(tǒng)計指標中，由于存在成立年份的異常值，我們刪除企業(yè)經營年限大于100的樣本。企業(yè)經營年限越長表明企業(yè)規(guī)模效應越小，產品定價和生產成本趨于穩(wěn)定，意味著經營年限對成本加成影響為負。（3）利潤率（profit）。本文以企業(yè)利潤總額占銷售產值比重度量利潤率水平，利潤率越高表明企業(yè)擁有的市場勢力越大或者正向需求沖擊，可以獲得更高的定價能力和成本加成。（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)的經營狀況和資金流水平，信貸約束對企業(yè)成本加成的影響為正。（5）補貼（lnbt）。本文以企業(yè)獲得補貼的對數度量。補貼對企業(yè)成本加成影響為負，政府部門對企業(yè)給予補貼會增加企業(yè)的尋租成本、抑制企業(yè)創(chuàng)新，進而降低企業(yè)成本加成[5]。

（三）數據來源及處理方法

本文數據來源主要分為兩部分。一是企業(yè)層面數據來源于中國工業(yè)企業(yè)數據庫。目前，該數據庫更新到2013年，但2008年及之后的數據缺乏企業(yè)層面工業(yè)增加值、中間投入指標的統(tǒng)計，這兩個指標對于企業(yè)生產函數的估計不可或缺，而且2008年之后數據加總的指標與中國統(tǒng)計年鑒的相關指標存在較大出入。另外，從2011年開始，工業(yè)企業(yè)數據庫的統(tǒng)計對象為主營業(yè)務收入在2000萬元以上的工業(yè)企業(yè)?；诮y(tǒng)計指標的連續(xù)性和統(tǒng)計對象的一致性，本文選擇1998-2007年的數據。此期間數據庫統(tǒng)計了全部工業(yè)行業(yè)國有企業(yè)和規(guī)模以上的非國有企業(yè)（銷售產值在500萬元以上）。對該數據庫的處理借鑒Brandt等（2012）[25]方法：（1）刪除存在缺失值、異常值的樣本，對工業(yè)總產值、工業(yè)增加值、銷售產值、固定資產凈值余額、中間投入等指標，剔除小于等于0或為缺失值的樣本;（2）刪除不合理的統(tǒng)計指標，例如流動資產或固定資產大于總資產、工業(yè)增加值大于工業(yè)總產值、本年折舊大于累計折舊、年平均就業(yè)人數小于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)總產值根據各省工業(yè)品出廠價格指數平減，固定資本根據各省固定資產投資價格指數平減，中間投入根據各省原材料、燃料、動力購進價格指數平減，工資根據各省消費價格指數CPI進行平減，以1998年為基年。二是各省市要素市場發(fā)育程度數據來源于2011年版《中國各地區(qū)市場化指數》[1]，該報告發(fā)布了1997-2010年中國31個省市的市場化指數以及構造市場化指數的二級指標，其中包括本文估算要素市場扭曲所采用的要素市場發(fā)育指數，具體保留除西藏自治區(qū)外的30個省份的市場化指數和要素市場發(fā)育指數。各變量定義和描述性統(tǒng)計如表1所示。

五、實證結果分析

（一） 基準回歸結果

本文利用面板數據模型的固定效應估計方法實證檢驗要素市場扭曲對中國制造業(yè)企業(yè)成本加成的影響。表2模型（1）以要素市場扭曲作為唯一的解釋變量，沒有加入其他控制變量的估計結果，同時借鑒毛其淋（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，估計結果顯示要素市場扭曲與企業(yè)成本加成在1%顯著性水平上負相關。模型（2）表示加入企業(yè)規(guī)模、利潤率等控制變量的估計結果，要素市場扭曲的估計系數相比模型（1）略有降低①。要素市場扭曲降低1%，可以使得企業(yè)成本加成提高0.29個百分點，要素價格扭曲導致企業(yè)邊際成本增加、生產率水平降低，要素市場扭曲的成本效應大于產品市場的競爭效應，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題，我們以滯后期的要素市場扭曲作為解釋變量，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期的要素市場扭曲指數，估計結果表明滯后期的要素市場扭曲指數與企業(yè)成本加成顯著負相關，同時估計系數的絕對值隨著滯后期的增加在逐漸降低，表明要素市場扭曲對成本加成的影響存在滯后性。上述估計結果驗證了研究假說H1。其經濟學含義在于：深入推進要素市場化配置改革，減少要素資源定價權和分配權的行政干預和制度安排，對于提高中國制造業(yè)企業(yè)的價格成本加成，激發(fā)企業(yè)的市場活力和競爭力具有重要影響。

關于控制變量的估計結果，企業(yè)規(guī)模與成本加成之間顯著正相關，企業(yè)規(guī)模越大意味著其擁有規(guī)模經濟效應，規(guī)模經濟可以降低企業(yè)邊際成本。企業(yè)規(guī)模越大其占有的市場份額越多，企業(yè)擁有一定的市場勢力或實行壟斷定價，在保持邊際成本不變的條件下可以提高企業(yè)成本加成。經營年限與企業(yè)成本加成在1%顯著性水平上負相關，經營時間越長表明該企業(yè)的經營狀況和行業(yè)的市場結構趨于穩(wěn)定，市場競爭狀態(tài)趨于完全競爭，產品價格接近邊際成本。另外，根據企業(yè)成長的生命周期，經營年限越長顯示企業(yè)處于成熟期或衰退期，由于缺乏創(chuàng)新投入而無法降低生產成本。利潤率的估計系數為正且至少在10%水平上顯著，利潤率越高表明企業(yè)可以獲得相應的壟斷利潤，其可能來自企業(yè)所擁有的市場勢力以實行壟斷定價，也可能源于企業(yè)產品差異化導致的需求大于供給，企業(yè)可以獲得更多的消費者剩余。信貸約束對企業(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營狀況、利潤水平或生產率有關。企業(yè)利息支出越多說明其獲得的貸款越多，企業(yè)面臨的流動性約束越小，經營狀況良好以及較高的生產率水平，這樣的企業(yè)通常具有較高的成本加成。政府補貼對企業(yè)成本加成的影響為負但不顯著，表明政府補貼并不能刺激企業(yè)創(chuàng)新投入以提高成本加成，企業(yè)為了獲得補貼可能向政府相關部門尋租，增加企業(yè)的交易成本和尋租成本。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證要素市場扭曲與企業(yè)成本加成之間的影響，本文進一步從四個方面進行穩(wěn)健性檢驗。

（1）調整被解釋變量的度量方法。關于企業(yè)成本加成的估計方法，本文利用生產法估計企業(yè)成本加成，其關鍵在于估算企業(yè)生產函數。在基準實證分析中，我們采用Ackerberg等[21]（2015，ACF）方法估計企業(yè)生產函數，在穩(wěn)健性分析時采用Levinsohn and Petrin[22]（2003，LP）的估計方法。二者的區(qū)別在于：ACF方法將勞動力作為動態(tài)投入，認為當期的生產率水平會影響下一期的勞動力投入;LP方法假設當期生產率水平影響下一期的資本投入、不會影響勞動力，勞動力的投入產出彈性可以通過OLS獲得一致估計。在解決生產率內生性的問題上，二者均以中間投入作為代理變量。基于LP方法估計的企業(yè)成本加成的估計結果如表3模型（1）所示，要素市場扭曲與成本加成在1%顯著性水平上負相關，估計系數小于表2的基準估計結果。從描述性統(tǒng)計上看（表1），LP估計的企業(yè)成本加成平均值為0.613，小于ACF估計的0.866，LP方法在估計勞動力的投入產出彈性系數時產生低估的結果，導致估算的成本加成偏低。

（2）調整解釋變量的度量方法。本文根據張杰等（2011）[24]做法計算要素市場與產品市場之間市場化進程的相對差異（facd1），以此進一步度量要素市場扭曲。估計結果如模型（2）所示，要素市場扭曲對企業(yè)成本加成影響顯著為負，可見基準回歸結果穩(wěn)健。

（3）克服要素市場扭曲的內生性問題。本文的基準分析采用面板數據固定效應模型可以控制不隨時間變化的行業(yè)、省份和年份固定效應，并且以滯后期的要素市場扭曲作為解釋變量緩解可能存在的逆向因果關系問題。為了進一步克服解釋變量要素市場扭曲的內生性問題，文章首先采用工具變量的兩階段最小二乘估計來避免可能存在的遺漏變量內生性問題，以滯后一期的要素市場扭曲指數作為工具變量，估計結果如模型（3）所示。其次，采用動態(tài)面板系統(tǒng)廣義矩估計方法進行實證檢驗（GMM-SYS）。由于動態(tài)面板數據模型中將滯后一期的被解釋變量作為解釋變量，而滯后一期的擾動項與當期擾動項之間的相關關系[27]。本文采用系統(tǒng)廣義矩估計方法，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，估計結果如模型（4）所示?？傊?，工具變量法和廣義矩估計方法的檢驗結果支持基準回歸估計結果的穩(wěn)健性。

（4）刪除異常觀測值。本文對回歸樣本進行縮尾處理，刪除企業(yè)成本加成（對數）分布的上下各1%分位數的觀測值，即刪除變量mkp_acf小于-1.405或者大于3.507的觀測值，最終得到1575322個樣本量，模型（5）報告的估計結果證明基準回歸結果穩(wěn)健。

綜上，要素市場扭曲對企業(yè)成本加成的影響顯著為負，而且控制變量的估計結果及方向與基準結果保持一致，上述實證檢驗進一步表明本文結果的顯著性和穩(wěn)健性。

（三）研究拓展：影響效應的異質性考察

1.企業(yè)異質性

在企業(yè)微觀層面，本文分別比較國有與民營企業(yè)、內資與外資企業(yè)、出口與非出口企業(yè)的影響效應差異。首先，根據企業(yè)登記注冊類型將國有企業(yè)、國有獨資公司、國有聯營、國有與集體聯營劃分為國有企業(yè)，其他企業(yè)劃分為民營企業(yè)。估計結果如表4模型（1）和（2）所示，要素市場扭曲對國有企業(yè)成本加成影響不顯著，偏向國有企業(yè)的政策傾斜和制度安排是要素市場扭曲的主要來源[3]，地區(qū)國有企業(yè)比重越高，要素市場扭曲程度越高。要素市場扭曲對民營企業(yè)影響顯著為負，要素市場扭曲降低1個百分點，民營企業(yè)成本加成提高0.309%，表明深化要素市場改革可以促進民營企業(yè)活力、提升民營企業(yè)競爭力。其次，根據企業(yè)登記注冊類型，將外資、港澳臺、中外合資企業(yè)劃分為外資企業(yè)，其他企業(yè)作為內資企業(yè)，估計結果如模型（3）和（4）所示。要素市場扭曲對外資企業(yè)成本加成的估計系數彈性要高于內資企業(yè)，要素市場改革對外資企業(yè)成本加成的影響要大于內資企業(yè)，可能源于在內資企業(yè)中有一部分國有企業(yè)，而要素市場扭曲對國有企業(yè)成本加成的影響并不顯著，這樣低估要素市場扭曲對內資企業(yè)的影響。最后，根據工業(yè)企業(yè)數據庫中的出口交貨值指標進行劃分，將出口交貨值為正的企業(yè)劃分為出口企業(yè)，估計結果如模型（5）和（6）所示。要素市場扭曲對出口企業(yè)成本加成的估計系數彈性要高于非出口企業(yè)，表明要素市場改革對出口企業(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，要素市場扭曲會激勵企業(yè)出口，依靠壓低勞動力等要素價格來獲得出口中的競爭優(yōu)勢，出口企業(yè)并沒有實現出口中的學習效應。

2.行業(yè)異質性

為了進一步考察要素市場扭曲影響企業(yè)成本加成的行業(yè)異質性，本文將中國制造業(yè)兩位代碼行業(yè)劃分為高新技術、勞動密集型和資本密集型三類行業(yè)。其中，高新技術行業(yè)包括通信設備、計算機及其他電子設備制造業(yè)、醫(yī)藥制造等4個行業(yè)，勞動密集型行業(yè)包括農副食品加工、食品、飲料制造業(yè)、紡織等12個行業(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)、化學原料及化學制品業(yè)、橡膠制品、金屬制品等11個行業(yè)。分行業(yè)估計結果如表5模型（1）-（3）所示，要素市場扭曲對高新技術企業(yè)成本加成的影響最大，資本密集型行業(yè)次之，勞動密集型行業(yè)最低，但對三類行業(yè)的影響均顯著為負。要素市場扭曲抑制高新技術行業(yè)的創(chuàng)新效率，同時要素市場扭曲的資源錯配效應，以及由此產生的企業(yè)尋租效應進而降低企業(yè)成本加成。由于成本加成體現企業(yè)在邊際成本之上的價格維持能力，對于中國的勞動密集型行業(yè)而言，以勞動力成本優(yōu)勢獲得企業(yè)競爭優(yōu)勢，利潤率水平較低;資本密集型行業(yè)相對而言進入壁壘要高于勞動密集型行業(yè)，利潤率水平和價格維持能力要高于勞動密集型行業(yè);高新技術行業(yè)的進入壁壘最高，而且可以評價研發(fā)和創(chuàng)新優(yōu)勢獲得高利潤回報。樣本期內勞動密集型行業(yè)的平均利潤率為0.015，而資本密集型和高新技行業(yè)的利潤率為0.021和0.027。勞動密集型行業(yè)的利潤水平要低于資本密集型和高新技術行業(yè)，而且勞動密集型行業(yè)的價格維持能力要弱于資本密集型和高新技術行業(yè)?？傊厥袌雠で膭?chuàng)新抑制效應對高新技術行業(yè)影響最大，其次是資本密集型行業(yè)。

3.地區(qū)異質性

本文將30個省份劃分為東、中、西三個地區(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)的估計結果如表5模型（4）-（6）所示?？梢?，要素市場扭曲對中部地區(qū)企業(yè)的影響最大，其次是東部地區(qū)，但對西部地區(qū)企業(yè)的影響為負但不顯著。東部地區(qū)要素市場扭曲指數為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，要素市場扭曲的抑制效應可能存在非線性影響或門檻效應，只有達到某一臨界值時才具有抑制效應[28]。綜上，分企業(yè)類型、分行業(yè)和分地區(qū)的異質性實證分析進一步檢驗了要素市場扭曲與企業(yè)成本加成的影響關系，同時驗證了本文提出的研究假說H2。

（四）進一步討論

本文進一步分析區(qū)域經濟發(fā)展戰(zhàn)略的影響，對比長江經濟帶地區(qū)與非長江經濟帶地區(qū)要素市場扭曲對企業(yè)成本加成的影響。長江經濟帶覆蓋上海、江蘇、浙江、安徽、江西、等11個省市，其他19個省市為非長江經濟帶地區(qū)，回歸結果如表6模型（1）和（2）所示。無論是長江經濟帶還是非長江經濟帶地區(qū)，要素市場扭曲對企業(yè)成本加成的影響顯著為負，要素市場扭曲系數減少1個百分點，長江經濟帶地區(qū)企業(yè)成本加成提高0.14%，而非長江經濟帶地區(qū)的企業(yè)成本加成提高0.47%，長江經濟帶地區(qū)的要素市場扭曲對企業(yè)成本加成的抑制作用要小于非長江經濟帶地區(qū)。從描述性統(tǒng)計看，長江經濟帶要素市場扭曲的平均值為0.306，而非長江經濟帶為0.388。更進一步，對于長三角城市群和京津冀首都經濟圈而言，如模型（3）和（4）所示，兩個地區(qū)的要素市場扭曲對企業(yè)成本加成的影響顯著為負，而且長三角城市群的要素市場扭曲估計系數（半彈性）小于京津冀經濟圈。長三角地區(qū)的要素市場扭曲指數平均值為0.217，京津冀地區(qū)為0.373。自20世紀80年代開始，長三角區(qū)域一體化取得較快發(fā)展，這對于三省一市之間的區(qū)域經濟合作、要素資源流動至關重要。區(qū)域市場一體化可以促進各省市的要素市場發(fā)育和改革，顯著降低要素市場對企業(yè)成本加成的抑制效應。因此，以市場一體化為導向的區(qū)域經濟發(fā)展戰(zhàn)略，對于深化要素市場化配置改革，以及提高企業(yè)成本加成、激發(fā)企業(yè)市場活力具有重要意義。

六、結論與啟示

企業(yè)成本加成取決于企業(yè)對產品價格的議價能力和投入生產要素的邊際成本，是企業(yè)在產品市場和要素市場行為的綜合反映，也是衡量企業(yè)市場勢力和動態(tài)競爭能力的重要指標。由于我國在要素市場化配置改革方面的相對滯后性，要素市場與產品市場之間出現市場化進程的“不對稱”現象，由此引致的要素市場扭曲對資源配置效率和全要素生產率產生顯著影響。為此，本文基于要素市場扭曲的制度背景，實證分析其對企業(yè)成本加成的影響。利用1998-2007年中國工業(yè)企業(yè)數據庫的微觀數據，本文通過生產法估算企業(yè)成本加成，并根據市場化進程指數構造30個省市的要素市場扭曲指數。實證結果表明：（1）要素市場扭曲對企業(yè)成本加成的影響顯著為負，源于要素市場扭曲的成本效應大于產品市場的競爭效應，而且要素市場扭曲對企業(yè)成本加成的影響存在滯后性，即要素市場扭曲對成本加成的抑制效應隨著滯后期數的增加而減弱。（2）要素市場扭曲對企業(yè)成本加成的影響存在異質性。在企業(yè)微觀層面，要素市場扭曲對民營企業(yè)的影響大于國有企業(yè)、對外資企業(yè)影響大于內資企業(yè)、對出口企業(yè)的影響大于非出口企業(yè)。在行業(yè)層面，要素市場扭曲對高新技術行業(yè)的影響最大、其次是資本密集型行業(yè)、最后是勞動密集型行業(yè)。（3）在區(qū)域差異性方面，要素市場扭曲的影響主要集中在中東部地區(qū)，對長江經濟帶地區(qū)的影響要弱于非長江經濟帶地區(qū)，區(qū)域經濟一體化發(fā)展可以顯著改善要素市場扭曲的抑制效應。此外，我們更換被解釋變量和解釋變量的度量指標、采用不同的估計方法（動態(tài)面板系統(tǒng)廣義矩估計、工具變量2SLS估計）、剔除異常值樣本進一步驗證了上述結論的穩(wěn)健性。

本文研究的政策啟示在于：（1）要深入推進以要素市場化配置改革為核心的供給側結構性改革。要素市場扭曲是抑制成本加成的重要因素，要繼續(xù)深化要素市場化配置改革，減少對要素資源的定價權和分配權的人為干預和政策安排，以市場化為導向健全要素價格定價機制，形成公開、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)的市場活力和核心競爭力。（2）要把握要素市場化配置改革中的異質性影響。本文研究發(fā)現要素市場扭曲存在企業(yè)異質性和行業(yè)差異性，因此，要素市場化配置改革既要避免“一刀切”的做法，遵循有的放矢、循序漸進的原則，也應綜合考慮國有、民營和外資企業(yè)的不同訴求以及勞動密集型行業(yè)、資本密集型和高新技術行業(yè)的行業(yè)特征，在此基礎上精準施策和進一步通過市場化改革優(yōu)化營商環(huán)境。（3）以區(qū)域市場一體化為導向推動要素市場改革。本文研究發(fā)現長三角地區(qū)要素市場扭曲對企業(yè)成本加成的抑制效應明顯低于其他地區(qū)，源于較高的長三角區(qū)域一體化程度。新時代背景下進一步深化要素市場化配置改革與加快落實區(qū)域一體化發(fā)展戰(zhàn)略相輔相成，促進要素資源的自由流動和優(yōu)化配置既是供給側結構性改革的重點，也是區(qū)域一體化的著力點。應致力打破各地區(qū)之間的行政性制度壁壘，形成區(qū)域協(xié)調發(fā)展新格局新機制，促進區(qū)域間信息、資源、基礎設施共享，形成統(tǒng)一、開放、競爭、有序的大市場，實現要素市場改革與各地區(qū)協(xié)同發(fā)展并進。

注釋：

① 此處降低表示估計系數的絕對值（影響彈性）。

參考文獻：

[1] 樊綱，王小魯，朱恒鵬. 中國市場化指數——各地區(qū)市場化相對進程報告[M].北京：經濟科學出版社，2011.

[2] 曹亞軍.要素市場扭曲如何影響了資源配置效率：企業(yè)加成率分布的視角[J].南開經濟研究，2019（6）：18-36，222.

[3] Hsieh， C.， and P. J. Klenow. Misallocation and Manufacturing TFP in China and India [J].Quarterly Journal of Economics， 2009，124： 1403-1448.

[4] 楊洋，魏江，羅來軍.誰在利用政府補貼進行創(chuàng)新？——所有制和要素市場扭曲的聯合調節(jié)效應[J].管理世界，2015（1）：75-86，98，188.

[5] 任曙明， 張靜. 補貼、尋租成本與加成率——基于中國裝備制造企業(yè)的實證研究[J].管理世界， 2013（10）： 118-129.

[6] 李宏亮，謝建國.融資約束與企業(yè)成本加成[J].世界經濟，2018，41（11）：121-144.

[7] 錢學鋒， 范冬梅. 國際貿易與企業(yè)成本加成：一個文獻綜述[J].經濟研究， 2015（2）：172-185.

[8] Domowitz， I.， R. G. Hubbard， and B. C. Petersen. Market Structure and Cyclical Fluctuations in U.S. Manufacturing [J].Review of Economics and Statistics， 1988， 70（1）： 55-66.

[9] Bresnahan T F. Departures from Mmarginal-cost Pricing in the American Automobile Industry： Estimates for 1977-1978[J].Journal of Econometrics， 1981，17（2）：201-227.

[10]Hall， R. E. The Relation between Price and Marginal Cost in U.S. Industry [J].Journal of Political Economy， 1988， 96（5）： 921-947.

[11]De Loecker， J.， and F. Warzynski. Markups and Firm-level Export Status [J].American Economic Review， 2012，102（6）： 2437-2471.

[12]Melitz， M. J. The Impact of Trade on Intra-industry Reallocations and Aggregate Industry Productivity[J].Econometrica， 2003，71（6）： 1695-1725.

[13]Meltiz M J， Ottaviano I P. Market Size， Trade， and Productivity [J].Review of Economic Studies， 2008， 75（1）： 295-316.

[14]錢學鋒，范冬梅，黃漢民. 進口競爭與中國制造業(yè)企業(yè)的成本加成[J].世界經濟， 2016（3）：71-94.

[15]余淼杰， 袁東. 貿易自由化、加工貿易與成本加成——來自我國制造業(yè)企業(yè)的證據[J].管理世界，2016（9）：33-43，54.

[16]黃楓， 吳純杰. 市場勢力測度與影響因素分析——基于我國化學藥品制造業(yè)研究[J].經濟學（季刊）， 2013（2）： 511-526.

[17]Chen， Z.， and P. Rey. Loss Leading as an Exploitative Practice [J].American Economic Review， 2012，102（7）： 3462-3482.

[18]Vives， X. Strategic Supply Function Competition with Private Information[J].Econometrica， 2011，79（6）： 1919-1966

[19]宣燁.要素價格扭曲、制造業(yè)產能過剩與生產性服務業(yè)發(fā)展滯后[J].經濟學動態(tài)，2019（3）：91-104.

[20]李魯，王磊，鄧芳芳. 要素市場扭曲與企業(yè)間生產率差異：理論及實證[J].財經研究， 2016（9）：110-120.

[21]Ackerberg， D. A.， Caves， K.， & Frazer， D. Identification Properties of Recent Production Function Estimators[J].Econometrica， 2015，83（6）：2411-2451.

[22]Levinsohn J， Petrin A. Estimating Production Functions Using Inputs to Control for Unobservables[J].Review of Economic Studies， 2003，70（2）： 317-341.

[23]林伯強，杜克銳. 要素市場扭曲對能源效率的影響[J].經濟研究，2013（9）：125-136.

[24]張杰， 周曉艷， 鄭文平，等. 要素市場扭曲是否激發(fā)了中國企業(yè)出口[J].世界經濟， 2011（8）：136-162.

[25]Brandt L，Biesebroeck J V， Zhang Y. Creative Accounting or Creative Destruction？ Firm-level Productivity Growth in Chinese Manufacturing[J].Journal of Development Economics， 2012， 97（2）：0-351.

[26]毛其淋. 要素市場扭曲與中國工業(yè)企業(yè)生產率——基于貿易自由化視角的分析[J].金融研究，2013（2）： 156-169.

[27]Roodman D M. How to do Xtabond2： An Introduction to Difference and System GMM in Stata [J].Stata Journal， 2009，9（1）： 86-136.

[28]戴魁早，劉友金. 要素市場扭曲、區(qū)域差異與R&D投入——來自中國高技術產業(yè)與門檻模型的經驗證據[J].數量經濟技術經濟研究， 2015（9）：4-21.

（責任編輯：周正）