- 要素市场扭曲下的中国内需问题研究
- 李广泳
- 14048字
- 2025-02-18 08:25:58
第四章 中国居民消费不足的根源——要素市场扭曲
劳动收入是中国居民收入最主要的收入来源，实证研究也证实劳动收入份额对居民消费有很强的拉动作用。那么，中国居民消费率与其他国家相比如此之低，与中国劳动收入份额低下应该不无关系，探寻导致中国劳动收入份额较低的原因，则是进一步研究的重点。
对于消费问题，应该跳出就消费而研究消费的怪圈，消费只不过是良性经济发展的结果，而内需问题只不过是中国经济发展模式带来的问题之一而已。居民消费模式决定于国民收入分配模式，国民收入分配模式又决定于社会生产模式，生产模式最终决定于生产要素的占有或控制模式，决定生产的基本要素是资本和劳动。经过30多年的改革开放，中国产品市场基本实现了市场化，而生产要素市场的市场化进程仅处于初级阶段，换言之，中国的要素市场是扭曲的，并产生了如下后果：
一是人为地压低了劳动成本，造成居民收入水平难以提高；
二是高度垄断甚至行政化，造成了居民之间社会保障差距巨大，最终导致了整体上的居民有效需求不足。
上述逻辑清晰地表明，中国的消费问题归根结底是要素市场扭曲的结果。正如黄益平等[1]（2011）指出的，要素市场扭曲相当于对家庭部门征税，减少家庭收入，压抑消费支出。由此来看，要素市场扭曲是中国内需问题产生的根本原因。中国地方政府又出于依靠控制和管制部分要素市场来促使地方经济发展的动机，会造成地区要素市场的市场化进程滞后于产品市场（张杰等[2]，2011）。但这并不意味着，纠正要素市场扭曲不能依靠市场的力量。因此，在研究中国要素市场扭曲的同时，还要通过理论和实证分析，研究如何通过市场的力量来纠正中国要素市场的扭曲，从而达到扩大内需的目的。
第一节 要素市场扭曲与内需的作用机制
一 要素分配理论模型
1.劳动收入份额决定模型[3]
在新古典经济理论假设下，规模报酬不变，不存在技术进步，生产函数是齐次线性的，在企业追求利润最大化的封闭经济中，有：
Y=F（K，L）=KF（1，L/K）=Kf（l）
即资本产出比为：
k=K/Y=1/f（l）
maxπ=pY－wL－rK=Kpf（l）－Kwl－rK
一阶条件：
由此可得：
LS=wL/pY=l·f′（l）/f（l）=k·l·f′（l）
可见，劳动收入份额是资本产出比的函数，即劳动收入份额与资本产出比关系的SK曲线，如图4-1所示。
（1）在完全竞争情况下，对不同生产函数假设的讨论：
1）当生产函数为柯布道格拉斯生产函数时，完全市场竞争条件下，劳动收入占比等于劳动产出弹性。
2）当生产函数为CES（常替代弹性）生产函数时，资本和劳动有一定的替代关系，替代弹性决定了劳动收入份额的变化。当资本和劳动存在替代关系时，随着工资水平的提高，企业会越来越倾向于用资本替代劳动，在图4-1中表现为A向A′移动。
3）进一步放松假设条件，当存在技术进步时，假设生产偏向资本的技术进步发生时，在图4-1中表现为A向A″移动。当生产偏向劳动的技术进步发生时，则不影响劳动收入份额[4]。
（2）在不完全竞争情况下，劳动收入份额不仅会受到资本产出比的影响，也会受到企业价格加成定价（当市场存在一定的垄断势力时，企业的产出会低于完全竞争时的产出，而价格会高于完全竞争时的市场价格，企业商品定价通过在商品的边际成本基础上进行加成定价来实现）的影响，在资本产出比不变的情况下，如果价格加成是逆经济周期变动的（以曼昆为代表的新凯恩斯经济学认为，企业调整价格时会产生菜单成本[5]，一般情况下企业不会调整价格，这就是所谓的价格刚性。当经济高涨时即宏观需求增加时，企业应该提高价格，但是考虑到菜单成本价格保持不变，因此实际价格和经济周期是逆向的。佩尔兹曼认为“规制往往在经济收缩时更加侧重于‘生产者保护’，而在经济扩张时侧重于‘消费者保护’”。例如，当企业利润下降时，政治福利效应意味着规制者不会任由企业产品的价格大幅度下降，也就是说，消费者会承担生产者的部分损失[6]），则劳动收入份额是顺经济周期的，在图4-1中表现为A向A移动，劳动收入份额会减少。
2.劳资讨价还价模型
关于劳资双方的讨价还价能力对工资的影响，自马克思以来就有较多的讨论，在资本雇佣劳动的情况下，资本总在想尽办法来攫取劳动收入。在财富分配较不平等的情况下，如果改善劳资分配关系，或者说提高劳动在国民收入分配中的地位，工会的力量非常重要，工会力量加强能够提高劳动在劳资谈判中的地位。下面分析Samuel Bentolila和Gilles Saint-Paul（1999）推导的包含工会谈判能力的数理模型。
图4-1 劳动份额变动的SK曲线
劳资谈判模型有两种情况：
（1）劳资双方就工资谈判，在工资确定的基础上资方确定劳方就业量的Right-to-manage模型，该模型很好地描述了在很多国家发生的情况（Layard et al.[7]，1991）。用SK曲线来说明，在该模型下，劳方谈判力量的改变能够改变劳动收入份额，劳动收入份额仍在SK曲线上移动；如果劳方谈判能力提高，会促使资方用更多的资本替代劳动，劳动收入份额改变依靠劳资之间替代弹性，即SK曲线的斜率。
（2）劳资双方就工资和就业量谈判的Efficient bargaining模型，在该模型下，双方将以有效率的方式设置就业量，意味着劳动的边际产出等于劳动的实际机会成本，即f′（l）=w-/p。在该模型下，工资是平均劳动产出和劳动机会成本的加权平均，平均劳动产出的权重就是劳方的谈判能力φ（Blanchard and Fischer[8]，1989）：
w/p=φf（l）/l+（1－φ）w/p
那么，劳动收入份额的表达式为：
LS=wL/pY=wl/pf（l）=φ+（1－φ）lf’（l）/f（l）
在短期，劳方谈判能力的提高能够在不改变就业量的情况下提高劳动收入份额。
长期来看，随着资方资本存量的调整，劳方谈判能力的提高在提高工资的同时，也会改变就业量。
二 中国要素市场扭曲的判定
改革开放初期，中国既存在产品市场扭曲也存在要素市场扭曲，但随着价格双轨制的逐步取消，政府几乎将产品市场完全市场化，但要素市场仍然是严重扭曲的[9]（黄益平、陶坤玉，2011）。在不同经济类型企业之间、不同行业之间要素市场的分割普遍存在，因而也就存在普遍的部门之间的要素价格的扭曲，并且由于制度性的原因这种扭曲还难以在短期内消除[10]（盛仕斌、徐海，1999）。要素扭曲主要表现为土地价格扭曲、劳动力价格扭曲和资本价格扭曲[11]（张幼文，2008）。越是在经济不发达的西部地区中国要素市场扭曲程度越高，而相对在经济发达的东部地区，要素市场扭曲程度相对较低[12]（盛誉，2005）。从宏观统计数据来看，中国劳动报酬和居民收入占GDP的比重自20世纪90年代以来呈现下降趋势，与居民消费占GDP的比重类似，不仅低于发达国家，而且也明显低于发展中国家，但是中国劳动生产率无论是绝对值还是与发达国家（如美国）相比则呈现上升趋势（卢锋、刘鎏[13]，2007），很显然，整体上中国劳动报酬与居民收入占GDP比重下滑，说明了劳动力价格是扭曲的。而在资本市场上，除了利率受到管制以外，企业融资也受到企业属性、企业规模等的影响，因此资本市场也存在扭曲问题。
1.要素价格扭曲测算方法
为了更客观地界定要素市场扭曲的存在，依据微观经济理论，以要素的边际产品价值与要素价格的偏离程度来衡量要素市场扭曲，在此具体测算劳动力和资本要素市场扭曲程度。测算方法如下：
劳动力要素市场：
当
时，不存在要素价格扭曲；
当
时，存在扭曲（劳动力价格被低估）；
当
时，存在扭曲（劳动力价格被高估）。
资本要素市场：
当
时，不存在要素价格扭曲；
当
时，存在扭曲（资本价格被低估）；
当
时，存在扭曲（资本价格被高估）。
其中，Pi是产品价格，Yi是产出，L是劳动投入，w是工资，K是资本投入，r是资本价格。依据上述要素市场扭曲判定标准，借鉴盛仕斌和徐海（1999）、王必峰[14]（2013）对中国劳动力要素市场和资本要素市场扭曲的测算方法，应用2002—2012年《中国统计年鉴》和《中国工业经济统计年鉴》相关数据，测算规模以上国有企业和非国有企业的劳动力要素价格和资本要素价格扭曲程度。
应用柯布道格拉斯生产函数：
Y=AKαLβ
通过测算
的值来考察劳动要素市场扭曲程度。同理，通过
的值来考察资本要素市场扭曲程度。其中，Q是全国规模以上不同所有制类型工业企业总产值，用从业人员年平均数表示L，劳动力价格w以平均工资来表示，K用固定资产净值来表示，以财务费用比负债总额表示资本价格（考虑到中国利率的非市场化），这样通过对生产函数取对数回归，就可以获得α和β的值，最后测算出了2001—2011年中国要素市场（劳动力和资本市场）扭曲值，如图4-2和图4-3所示。
图4-2 2001—2011年中国不同所有制类型工业企业劳动要素扭曲对比
图4-3 2001—2011年中国不同所有制类型工业企业资本要素扭曲对比
2.要素价格扭曲测算结果分析
从测算的结果对比来看，在劳动力市场上，私营企业对劳动要素扭曲的程度远大于国有企业，其他企业对劳动要素的扭曲程度在两者之间；在资本市场上，要素扭曲结果恰好相反，国有企业对资本要素扭曲程度远高于私有企业，其他企业在两者之间。鲜明的对比，不仅说明了中国要素市场扭曲现象的存在，更透视了国有企业的融资低成本、高价发工资，私有企业融资高成本、低价发工资的现状。
三 要素市场扭曲影响居民消费的机理
Piketty（2014）使用300年来世界经济发展的数据，用GDP的增速与投资回报增速的比较有力地论证了劳资分配的不平等[15]。在中国要素市场仍然是“强资本，弱劳工”的基本格局[16]（王胜谦，2006），资方扭曲了要素市场，劳方在分配领域处于不利地位。要素收入分为竞争下的收入和不完全竞争下的租金，后者的分配取决于劳动和资本的讨价还价能力，而资本谈判地位的加强，恶化了劳动者的收入[17]（Harrison，2002）。相反，也有劳方强势扭曲要素市场的情况，Fisher和Waschik（2000）对加拿大工会势力导致的福利损失研究表明，在工会势力的影响下，工人工资要高于竞争性水平[18]。与资本主义国家不同的是，中国缺少强势工会组织，而且建立强有力的与资本抗衡的工会组织也不现实。只有通过资本间形成强有力的竞争来降低融资成本，加之营造良好的创业环境，劳动力市场才将会不断向卖方市场靠拢，劳动收入增速必然向GDP增速靠拢。因此，提高劳动报酬不是简单地出台一项或几项政策所能解决的，扩大消费不是外部强加给居民的，而是居民出于自身利益和条件作出的自愿选择，应建立能使消费随着经济增长正常增长的体制机制，这决定于经济全过程的要素市场改革的跟进，否则政策效果不大。
中国改革开放以来，在经济上取得持续高速增长的成就，遵循着这样的逻辑，中国从严格的计划经济逐步向市场经济过渡，劳动者积极性的刺激，促进了经济的高速增长。最初，内需并不被看成一个问题，甚至还一度掀起了消费热潮，促进了经济增长。在1997年之前之所以内需问题没有被感受到，是因为出口导向型的发展战略使得外需不断膨胀掩盖了该问题。1989年之后，居民消费率呈快速下滑状态，如图4-4所示。在地方政府竞争（或称晋升锦标赛）制度下，国内借助比较优势，依靠行政手段扭曲生产要素，无形地进行了强制性的制度安排，形成了低工资、低利率、低汇率、低资源价格和低地租的负向要素价格扭曲[19]（林毅夫等，1994）。在低成本的推动下，外需表现强劲，外贸顺差不断扩大。1997年亚洲金融危机使得外需疲软，外贸顺差不断收缩，内需问题浮出水面。为了应对当时的金融危机，国内采取了积极的财政政策，总消费率有所抬头（当时由于政府消费扩张所致），但居民消费率几乎没有受到影响，随着金融危机影响的减弱，内需问题也开始受到冷遇，在鼓励出口的政策（尤其是出口退税政策）推动下，新一轮的出口扩张再次呈现，而居民消费率急剧下滑。直到2008年全球性的金融危机爆发，外需严重受阻，中国内需再次被重视，不幸的是，国内已经没有可能继续走依靠低工资、低利率等借助出口（外需）发展的道路，按照田国强等（2014）的说法，即是要素驱动型的发展模式[20]。现阶段，房地产泡沫、公共服务的不足以及信息化发展带来社会透明度的增加，导致城市生活成本大幅提高，在劳动力市场上，依靠扭曲劳动力价格借助外需发展模式更是难以为继。
图4-4 1978—2011年中国消费率与净出口率
在要素市场领域，最明显的就是土地、资本、劳动力等要素，各级地方政府出于各种目的，普遍存在干预要素资源配置的现象（蔡昉等[21]，2001；史晋川等[22]，2006；靳涛[23]，2008；张杰等[24]，2011）。中国劳动力市场工资定价是在国内大的经济环境下市场作用的结果，因此纠正要素市场扭曲也要通过市场来完成。即逐步消除资本市场垄断，让资本市场内部充分展开竞争来弱化资本强势地位是可行的，市场的力量也正朝着该方向发展。典型的事实是“余额宝”、“支付宝”等网络金融形式的出现正在挑战着国有资本的垄断地位。而资本市场缺乏竞争是整个中国要素市场扭曲的根源，中国官方利率一直比非正式信贷市场的利率低50%～100%；国家银行在向中小企业提供贷款时，可以采用比官方利率高10%～50%的利率，但是市场利率仍比最高利率高出50%。在利率扭曲的条件下，非国有部门对中国GDP的贡献却超过了70%，但是它在过去的十几年里获得的银行贷款却不到20%，其余的80%以上都流向了国有部门[25]（卢峰、姚洋，2005）。对非国有企业来说，资本是稀缺要素，而劳动是丰裕要素，非国有部门普遍降低劳动报酬是一种必然结果。而国有企业资本是丰裕要素，其吸纳就业量占全国总就业量的8%左右，而且利润上缴比例极低。在考虑财政收入的情况下，粗略地统计可以发现：在GDP的生产上，国有企业创造了1/3，非国有部门创造了2/3；在吸纳就业上，国有部门就业比例不到1/5（2011年为18.6%）；在对GDP的分配上，不到1/5的国有部门就业人员支配了2/3的GDP（包括创造的1/3GDP和财政收入的1/3GDP），而4/5以上的非国有就业人员仅支配了1/3的GDP。通过图4-2和图4-3也可以看出，在劳动力市场上私营企业扭曲远高于国有企业，在资本市场上恰恰相反，资本被国有部门控制是主动的，而劳动力是被动接受方，由此充分阐释了资本市场扭曲是中国整个要素市场扭曲的根源。
国有部门大多数从业人员和非国有部门的少数从业人员的有效需求已经得到解决，扩大内需应主要针对非国有部门中低收入人群。解决之道是应该从完善金融市场、纠正资本要素市场扭曲入手。金融市场是否完善，将会影响资本的市场配置，金融资源以“低价”向国有企业配置不仅仅造成了低效率，更重要的是加剧了资本对劳动的替代，抑制了就业，而非国有部门在利润不变的情况下，高成本融资势必压缩工资成本。试想：如果资本市场充分竞争，必然会降低产品市场生产、销售等成本，再辅以创业环境的优化，使得创业者增加，劳动者减少，逐步使得劳动力市场向卖方市场靠拢，劳资竞争逐步趋于均衡，劳动报酬占比才会趋于正常化。从金融市场入手纠正要素市场扭曲的实质是消除经济主体之间的不平等关系，其中包括国有部门和非国有部门、劳资之间、劳动者之间以及不同资本之间等，国有企业和非国有企业势必将相对平等地分享“平均利润”，国有和非国有劳动者之间的劳动报酬（工资与福利）也会趋于均衡，国有部门也将失去提供差别化公共服务的基础。那么，收入差距必然会缩小，劳动者必然得到正向激励，因此内需扩大也就有了支撑。要素市场扭曲对内需不足的作用机制可以用图4-5来清晰地表示。
从上述分析可以看出，按照市场经济的理论逻辑，中国以要素驱动的经济增长模式是不可持续的，它是导致中国内需不足的根源，要通过纠正资本要素市场扭曲（金融业充分竞争）用市场化的手段来破解内需问题。黄益平等（2013）研究发现，近年来主要受要素市场变化，特别是受到劳动力短缺的影响，中国消费占GDP的比重有所上升，通过不断调整工资，这种差距可能会缩小[26]。但是，近年来消费比重略微提高并不能作为内需发生根本性变化的开始，劳动力短缺和金融业竞争的加剧等都是外部力量或者说是倒逼的结果。如果没有相关政策的顺势跟进，消费比重提高也仅仅是短期现象。
图4-5 要素市场扭曲与扩大内需的作用机制
因此，在理论分析的基础上，提出了相应的研究假设：要素市场扭曲抑制了中国内需的扩大；金融业竞争的加剧促进了内需的扩大。下面，进一步通过实证来检验该研究假设。
第二节 要素市场扭曲影响消费的实证模型、变量与数据
一 计量模型设定与变量说明
依据中国经济发展的理论逻辑，在金融业竞争不断加剧背景下研究要素市场扭曲对内需的影响，模型的基本形式设定为：
cpit =α0+α1distort_fit +α2finance_cit +α3distort_fit×finance_cit+βXit +γi+γt+εit （4-3）
其中，i、t分别表示地区和年份，cpit表示31省（自治区、直辖市）居民人均消费（中国内需不足主要体现为居民消费不足，因此以居民消费表示内需），distort_fit表示要素市场扭曲，finance_cit表示金融业竞争程度，distort_fit×finance_cit表示要素市场扭曲与金融业竞争程度交互项，Xit表示控制变量向量，γi和γt分别表示地区和年份特定效应，εit是随机扰动项。
计量回归式（4-3）中，α1衡量要素市场扭曲对居民消费的直接影响，根据中国要素市场被扭曲的现实状况，预计该符号为负。α2衡量金融业竞争程度对居民消费的影响，根据理论分析，金融业竞争程度越强，越利于纠正资本和劳动力价格扭曲，从而实现劳动者收入趋向正常化（提高劳动收入），进而提高居民消费需求，因此预计该符号为正。要素市场扭曲与金融业竞争程度交互项系数α3表示金融业竞争程度弱化要素市场扭曲，该符号越趋向于正，表示金融业竞争弱化要素市场扭曲的作用越大；反之，越小。可以通过式（4-4）和式（4-5）计算边际效应测算要素市场扭曲对内需的净效应：
同理
对于关键解释变量——要素市场扭曲和金融业竞争程度——测度，采用了樊纲、王小鲁和朱恒鹏《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011年报告》对该指标的指数化计算[27]，其中以要素市场发育来衡量中国要素市场扭曲指标，以金融业竞争指数来衡量金融市场竞争程度。
对于要素市场扭曲测算，包含较多内容，比如要素流动障碍、要素价格刚性和要素价格差别[28]（Magee，1971），要精确包含要素扭曲的所有信息是很难做到的，正如在要素市场扭曲界定部分测算的也仅仅是要素价格扭曲而已。也有一些研究者采用了各省份的总体市场化程度或者产品市场化程度与要素市场化程度的相对值来衡量，他们认为相对指标优点在于充分考虑到各省份地区间的相对差异，采用无量纲化的相对形式可消除这些指数的不可比性（张杰等[29]，2011；毛其淋，[30] 2013）。其实，该指数测算采用的是主成分分析法，本身已经进行了无量纲化处理即是相对值，而且要素市场扭曲本身也是由于地区间的差异造成的，比如各省份市场活动受经济的、政治的、社会的、地理的以及历史的等因素的影响，假如地区间不存在这些影响，就谈不上市场扭曲。从测算的原始指数可以看出，各省份要素市场发育程度有显著差异，而且各个省份要素市场发育也并不是随着时间的推移而趋于完善。与产品市场发育不同，要素市场则处于受抑制的状态，这种受抑制的状态本身即是对要素市场扭曲的衡量。
金融业竞争测算的结果基本呈现出如下特点：在省际之间，东部省份值高，西部省份值低；在省份内部，随着时间的推移该值呈逐步变大趋势。该指标用私有银行吸收存款占所有银行存款比例表示，能够体现金融业的竞争程度。正如刘士余（2014）指出的：“现在的金融创新，有些方面实际上是逃避监管，包括风险拨备、保险资本约束、信贷指引，一味讲创新，甚至把存款搬家也当成一个创新。”[31]其实正是“余额宝”等金融产品的出现，挑战了国有金融银行的垄断地位，意图分割银行的垄断利润，才引起管理部门或银行业的高度关注甚至是紧张，因此也能说明用该指标衡量金融业竞争是有一定说服力的。
为了更加符合上述理论逻辑，进一步提高估计的精度，本研究又考虑了以下控制变量。
（1）居民上一期的消费值（cpit-1）。
居民消费一般具有习惯性，当期消费会受上期消费影响，而且消费具有升级性。
（2）居民收入（ipit ）。
居民消费用城镇居民可支配收入与农村居民纯收入与其人口加权平均测算。
（3）创业环境（firm_eit ）。
创业环境的好坏在很大程度上影响了劳资竞争关系，影响了环境的优化，比如说企业进入和退出门槛低、政府干预程度低等会促使劳方不断加入到创业者行列，不仅能提高居民收入，而且随着劳方人数下降（剩余劳动力减少），资方为雇佣工人必然会提高劳动报酬。因此，创业环境优化必然会促进居民消费，预计该项回归系数为正，该指标用对生产者权益保护指数来表示。
（4）吸引外资指数（foreign_cit ）。
一个地区吸引外资的能力很大程度上反映了该地区经济活力、经济环境的优劣，因此吸引外资能力越强对居民消费越能起到促进作用。但是，外资进入也有不利的一面，它们会利用招商优惠压榨国内劳动。
（5）产品市场化程度（product_mit ）。
产品市场化程度对内需的促进作用是不言而喻的，尤其在与计划经济比较时，更能显示出其对内需的正向作用。比如在20世纪80年代末期，随着中国产品市场的开放，市场很快从卖方市场转向了买方市场，从而结束了商品短缺的时代。
二 数据来源与处理说明
居民消费和收入两项使用了2000—2010年《中国统计年鉴》宏观数据，并且两个指标数据都用消费者价格指数（CPI）做了平减，应用其实际值。其他解释变量均来自樊纲、王小鲁和朱恒鹏《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011年报告》测算的1999—2009年31省份的相关数据，其指标测算既采用了宏观数据又采用了微观数据，比如表示创业环境的指标（对生产者合法权益的保护）采用了企业抽样调查所提供的各地企业对当地司法和行政执法机关公正执法和执法效率的评价数据。为了使经济规模的省份具有可比性，其他宏观数据都经过了相对化处理。比如，引进外资能力指标采用的是与对应省份GDP的比值。另外，也对数据做了面板单位根检验，检验的结果显示，面板数据存在一阶单整性。
第三节 要素市场扭曲对内需影响的实证分析
一 要素市场扭曲对内需影响的基准回归
为了考察要素市场扭曲对内需的影响，采用了逐步增加变量的回归方法，由于最直接而且影响居民消费最主要的解释变量是收入，因此把居民收入作为最基本的变量列入回归原始方程中。另外，居民消费受消费习惯的影响较大，并且也能体现消费的动态性，所以把上一期消费也列在原始回归方程中。当然，最关键的变量是要素市场扭曲，重点考察该变量系数的变化，所以它是原始回归方程的基础变量。根据理论部分的逻辑分析，资本市场扭曲既体现了要素扭曲的根源，又能为扩大内需体现政策含义，因此它也是考察的重点，所以也作为基础变量列在原始回归方程中。通过面板数据模型的F检验和豪斯曼检验，最后确定了固定效应的面板模型。表4-1显示了逐步添加变量式的计量回归结果。总体统计结果显示，各变量系数的t统计量绝大多数至少在5%水平上显著。从拟合优度来看，达到了0.94以上，说明所选变量对内需解释力较强。
1.要素市场扭曲对内需的影响
从回归系数的符号来看，逐步回归结果都显示为负，这说明了要素市场扭曲对中国内需确实产生了抑制作用。从系数的绝对值来看，虽然有所波动，除基本的回归（1）式外，整体上波幅不大。以下在回归（5）式的基础上进行具体分析。从回归（5）式来看，各解释变量系数的t统计量都有非常强的显著性，要素市场扭曲对居民消费影响的回归系数为-188.88，从数值来看抑制作用明显。如果按照（5）式再把交叉项系数进行合并，可以得出要素扭曲对居民消费的净效应（系数）为-307.01，要素扭曲对内需的抑制作用更明显，也与预期吻合。
表4-1 基于固定效应（fixed effect）基准回归结果
2.金融竞争程度对内需的影响
金融业竞争系数显著为正，这说明尽管中国金融业在国有金融主导下，但是金融业的竞争还是对内需的扩大有正面作用。在信息化时代，金融业的管控越来越难，市场化程度在不断加大，金融业竞争回归系数达到了184.6，即使按照式（4-4）和式（4-5）合并测算，金融业竞争对内需的正向净效应也达到了94.59，这正说明了金融业在中国经济发展过程中的强大作用。在倒逼机制作用下，金融业竞争已经显示了效果，在未来的金融改革中，应该顺应潮流，更大力度地引进市场机制促进金融业竞争。正如上述理论分析，中国金融市场不仅仅在资本要素市场起作用，更重要的是整个要素市场都是透过金融市场在发挥作用，金融市场的竞争水平一旦提高，它会在纠正整个要素市场扭曲方面起到颠覆性的作用。
3.控制变量对内需的影响
从控制变量回归系数来看，创业环境对内需也起到了强有力的促进作用，该系数的t统计量在1%水平上显著。创业环境对内需的拉动既有直接效应又有间接效应，主要表现在能够吸引更多的劳动者从就业转向创业，这对内需的拉动是不言而喻的，创业的优化又能间接地提高劳动者地位，“迫使”资方提高劳动报酬。从对外资的吸引程度回归系数极其显著来看，也说明了已有的分析。中国产品市场化进程较快，对内需促进作用是明显的，回归系数符号与要素市场扭曲系数截然相反，但是随着产品市场完全放开，对内需的影响将会稳定下来，不容乐观的是国有垄断资本仍在产品市场参与竞争，与民争利，抑制内需作用仍然存在。
二 不同区域要素市场扭曲对内需的影响
在理论分析部分，测算了因企业所有制性质的差异造成要素价格的扭曲程度，国有企业明显比私营企业对资本要素扭曲程度要高，而私营企业明显比国有企业对劳动要素扭曲程度要高。由于很难找到企业所有制性质对应的内需变量，所以很难确切地考察因所有制差异造成的要素市场扭曲对内需产生的确切影响。尽管如此，本研究仍然以不同所有制类型企业的平均工资通过边际消费率处理，用不同所有制类型企业面板数据初步估计了要素市场扭曲对内需的影响，结果显示，无论是资本要素市场还是劳动要素市场扭曲对内需都产生了抑制作用，各项统计量指标都非常显著。从所有制属性对要素扭曲的显著影响来看，有必要进一步分析中国不同地区要素市场扭曲对内需的影响，这有利于剖析中国的内需问题。中国是一个典型的地区发展不平衡的国家，市场发育程度有着明显的差异，经济主体活动受到政府干预的程度也有较大差别，因此通过统计分析不同区域要素市场扭曲对内需的影响，进一步验证和解释中国内需问题。
为了考察地区间要素市场扭曲对内需的影响，按照传统的中国东、中、西部区域划分法，将样本划分为东、中、西部样本，这里分别对东、西部两个区域进行估计。考虑估计的稳健性和内生性问题，采用了三种计量方法做对比回归分析，计量统计结果如表4-2所示。从表4-2可以明显看出，中国东、西部要素市场扭曲对其内需都具有显著的抑制效应，东部要素市场扭曲对内需的抑制作用相对较大，其边际效应大概在西部地区的2倍以上。金融业竞争对内需的影响都起到了显著的促进作用，依据动态广义矩估计的结果，东部地区金融业竞争对内需的正向作用高于西部地区，回归系数相差25%左右，而固定效应估计结果显示，两个区域几乎相同。从估计结果还可以看出，东部地区对外资的吸引以及产品市场化程度对其内需的影响都有较强的正效应，这与现实情况一致，西部地区这两方面的表现相对较弱。从统计结果也能看出，吸引外资对内需影响无论是广义矩估计还是固定效应回归结果得出的边际效应都较大，而且系数的t统计量都在1%水平上显著，而西部地区广义矩估计和固定效应回归的外资引进对内需影响系数的t统计量不显著，而且系数也较小。西部地区产品市场化程度对内需的影响上，系数的t统计量在1%水平上显著，但是系数值明显小于东部地区。从东、西部统计结果的对比来看，无论是要素扭曲对内需的负向影响，还是金融业竞争、外资引进以及产品市场化对内需的正向影响，都是能够被接受的。从现实情况来看，金融业竞争和产品市场化程度，东部地区明显要高于西部地区，对内需的正向拉动作用强于西部地区也就不难理解了。对于东部地区要素市场扭曲对内需影响明显高于西部地区需要作进一步的解释，从要素市场被扭曲的原始数据来看，西部地区要素市场化指数明显要低于东部地区，要素市场扭曲程度西部地区高于东部地区。从现实情况来看，中国西部地区私营经济发展程度明显要弱于东部地区，与之相对应，在国有经济部门主导的西部地区，整体要素扭曲程度也就高。由此看来，西部地区要素扭曲对内需的抑制作用应该更强。其实，在国有经济部门主导的西部地区，内需也表现为国有经济部门的劳动者主导的内需，要素扭曲从某种程度上又弱化了对内需的抑制作用，因此整体表现上，西部地区要素市场扭曲对内需的抑制作用弱于东部地区。
表4-2 不同地区要素市场扭曲对内需影响的实证结果
三 解释变量的内生性处理与估计的稳健性
在回归方程中，解释变量有可能存在反向内生性问题，由此会带来估计结果出现偏差。主要体现在：要素市场扭曲强有力地抑制了内需，反过来，内需越是弱的省份越是觉得依靠居民消费拉动经济增长难度大，因此该地方政府会更加不注重居民消费，比如依赖投资和外需，也就会加重要素市场的扭曲；金融业竞争对居民消费起到了正向效应，相反，在有效需求旺盛的地区金融业竞争也会更加激烈，比如银行之间在吸收存款和放贷上，为争取客户采用各类手段，可谓花样百出；外资进入在反向内生性问题上，同样也会有类似金融业竞争的情况，外资更乐意投资于消费市场活跃的地区。企业营销环境和产品市场化程度同样有类似反向内生性问题。在动态面板模型中，由于解释变量中存在因变量的滞后项，可能导致解释变量与随机扰动项相关，因此上文采用固定效应面板模型进行估计，很可能将导致参数估计的非一致性。
针对解释变量可能存在的内生性问题和固定效应面板模型参数估计的非一致性，采用了差分广义矩（Difference GMM）和系统广义矩（System GMM）的估计方法，作进一步对比估计。差分广义矩估计法是运用工具变量产生相应的矩条件方程的广义矩估计（Arellano Bond，1991），一阶差分法在消除动态面板数据的固定效应时，会导致经转换后横截面特定误差项的序列相关，且差分转换也存在导致一部分样本信息的损失以及当解释变量在时间上有持续性时，工具变量的有效性减弱等不足。对此，Arellano 和 Bover（1995）、Blundell 和 Bond（1998）提出了系统广义矩法，即用观察值减去变量将来所有可观察值的平均值的前向均值差分法（Helmert 转换）。在消除动态面板数据包含的固定效应时有效地避免了经转换后横截面特定误差项的序列相关。系统广义矩估计因为包含了更多的样本信息，也能增强工具变量的有效性。对于参数估计是否有效，它依赖于工具变量选择的有效性，采用Sargan统计量来识别工具变量选取的有效性，如果接受原假设（过度识别检验有效），则说明工具变量的选取是有效的。对残差序列的相关性检验，采用了以一阶差分转换方程的一阶和二阶序列相关检验AR（1）和AR（2）来判断残差项是否存在序列相关。检验结果表明，Sargan检验的概率值都大于0.1，不能拒绝原假设（所有工具变量均有效）；差分后的残差存在一阶相关[AR（1）的概率值小于或等于0.01]，但不存在二阶相关[AR（2）的概率值大于0.1]。
总之，模型设定和工具变量选择是合理的且有效的，广义矩估计较好地克服了解释变量内生性问题以及面板固定效应模型参数估计的非一致性问题。从估计系数来看，符号未发生变化，系数绝对值与固定效应的面板估计结果差距不大，但广义矩估计统计量更显著。表4-3的估计结果显示广义矩的估计系数具有更好的收敛性和稳健性。
表4-3 克服解释变量内生性广义矩回归结果
续表
第四节 本章小结
中国要素市场化改革滞后严重扭曲了要素市场，使得劳动在国民收入分配中处于不利地位，造成内需失去应有的支撑，最终迫使中国走向了过度依赖外需发展的道路。通过对不同所有制类型企业资本和劳动要素价格扭曲的测算，分析改革开放以来中国经济发展的逻辑，揭示了资本要素市场扭曲导致了整个要素市场扭曲，要素市场扭曲是内需不足的根源。使用1999—2009年省际面板数据验证了要素市场扭曲对内需的影响。最后，得出以下主要结论：
（1）要素市场扭曲对内需的扩大产生了显著的抑制作用；
（2）金融业竞争程度加大显著地扩大了内需；
（3）从中国东、西部样本估计结果对比来看，东部地区要素市场扭曲对内需的抑制作用明显较大，而金融业竞争程度对内需的促进作用东、西部相差不大；
（4）产品市场化的快速发展以及创业环境的优化也对内需的扩大起到了促进作用。
政策启示：中共十八届三中全会明确提出，中国将加快形成企业自主经营、公平竞争，消费者自由选择、自主消费，商品和要素自由流动、平等交换的现代市场体系，着力打破市场壁垒，提高资源配置效率和公平性。研究的结论表明，应以资本市场为突破口，积极推进要素市场化改革，逐步提高劳动在国民收入分配中的地位，扭转过度依赖出口的局面，促使中国经济走向依靠内需发展的道路。
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