要素价格扭曲与商贸流通业发展关系研究

王芳

中图分类号：F724 文献标识码：A

内容摘要：本文通过构建PVAR模型，基于1990-2016年我国省级面板数据，在格兰杰因果检验、脉冲响应和方差分解方法的基础上，分析了资本价格扭曲和劳动价格扭曲对商贸流通业发展的影响，以及要素价格扭曲与商贸流通业发展间的互动关系。

关键词：要素价格扭曲 商贸流通业发展 PVAR

众多学者对商贸流通业发展的影响因素进行了研究，研究发现，FDI（吴萌，2018）、消费金融（赵明慧，2018）、政府干预（沈文捷，2018）、大数据技术（卢杰，2017）、物流技术革新（叶琳，2017）等因素都会对商贸流通业的发展产生显著影响。但是已有关于商贸流通业发展的研究并没有注意到我国经济市场化改革中的特殊现象，即要素市场并没有实现完全市场化，要素市场的市场化进程滞后于产品市场的市场化进程，进而导致要素价格被人为扭曲。在商贸流通业发展过程中，需要加大对基础设施以及基础产业等的投入力度，这又需要各种生产要素包括劳动力、资本、土地等的大量投入，这些要素的集聚、流动和配置需要在要素市场上进行。因此，要素市场扭曲将对商贸流通业发展建设中的要素配置效率产生直接影响。一般来说，地方政府大多会通过压低要素价格比如劳动力和资本来干预要素市场，而劳动力价格即工资的压低会使企业更偏向于使用低廉和低技能劳动力，进而阻碍了商贸流通业技术进步和转型升级进程。此外，资本价格的压低会促使企业在商贸流通业发展建设中密集使用资金投资于对经济增长见效快的行业和产业，导致商贸流通业资金供给不足，最终影响我国商贸流通业发展进程。由此自然会想到以下问题：要素价格扭曲是否对我国商贸流通业发展建设进程产生抑制作用？不同要素的价格扭曲对商贸流通业发展进程的影响大小是否相同？在当前商贸流通业快速发展时期，对这些问题的解答具有非常重要的理论价值和现实意义。

另一方面，关于要素市场扭曲的文献，现有研究主要集中于要素市场扭曲对经济效率（毛其淋，2013；袁鹏和杨洋，2014）、创新（白俊红和卞元超，2016；石大千和张卫东，2016）、出口（张杰等，2011；康志勇，2014）、产业升级（踪家峰和周亮，2013）、就业（康志勇，2012）以及技术溢出（李平和季永宝，2014；李永等，2013）等方面的影响，并未涉及要素价格扭曲对商贸流通业发展进程的影响。本文的贡献在于：首次利用PVAR面板数据模型评估了要素市场扭曲对我国商贸流通业发展进程的影响，丰富了关于商贸流通业发展影响因素方面的文献以及要素市场扭曲经济影响方面的文献。

模型设定与数据说明

PVAR模型的主要优点在于将模型系统中所有变量内生化，在正交化脉冲响应函数的基础上，识别某个内生变量对其他内生变量冲击的影响大小程度。本文检验结果见表1所示。表1 滞后期选择结果表明本文宜采用PVAR（5）模型。之后进行稳定性检验。模型稳定性检验的核心在于所有的特征根的倒数均小于一个单位，反之则表示模型不稳定。PVAR（5）模型检验结果见表2所示。检验结果表明，所有特征根的倒数都是小于1的，表明本文所建立的模型是稳定的，可以进行下一步分析。

模型设定。关于要素价格扭曲的度量，在已有文献的基础上根据实证要求相机而行。本文主要测算省级层面的要素（资本与劳动）价格扭曲，这是与基于企业和省级层面研究的不同之处。要素价格扭曲程度的衡量主要基于C-D生产函数方法，通过计算要素的应得报酬即要素的边际产出和实际所得报酬的比值，进而衡量要素价格扭曲程度。如果比值小于1，即要素的应得报酬小于其实际所得，存在要素价格的正扭曲，反之即为负扭曲，等于1不存在要素价格扭曲。本文设定如下生产函数形式：

Y=AF（K，L） （1）

（1）式中Y表示产出水平，K表示资本存量，L为劳动力投入。（1）式的C-D生产函数形式为：

（2）

其中，i表示年份，Ai0为生产技术的初始值。（2）式两边取对数处理，同时将λit和Ai0分别并入随机误差项和常数项，变换后的模型如下：

（3）

首先，根据（3）式得出的要素贡献参数α、β，计算资本劳动的边际产出，利用公式，。

用资本劳动的边际产出分别除以资本的价格r和劳动的工资w，计算要素的价格扭曲和总扭曲，计算公式如下：

（4）

数据说明。本文使用1990-2016年我国31个省份的面板数据，最终获得837个样本数据。（3）式中被解释变量为实际生产总值的对数，利用以1990年为基期的GDP价格指数进行调整；LnK为各资本存量的对数，资本存量的计算借鉴张军等（2004）的研究，根据公式计算；LnL为从业人员的对数。劳动力价格用从业人员平均工资衡量，并用1990年为基期的消费价格指数进行平减。资本价格用固定资产价格指数衡量（行伟波，2012），并以1990年为基期进行调整。商贸流通业发展变量用商贸流通业增加值占GDP的比重衡量。以上数据来源于1991-2017年《中国统计年鉴》，表3是变量统计性描述。

实证结果分析

面板单位根检验。本文采用LLC（Levin-Lin-Chu）和IPS（Im-Pesaran-Shin）准则联合检验变量的平稳性。如果拒绝原假设，则为平稳，反之为不平稳。结果如表4所示，原始变量均未通过平稳性检验，即原始变量是非平稳的。为此，进一步检验各变量是否是单整的。通过对各变量进行一阶差分，利用上述两种检验方法检验。检验结果表明，所有变量均显著拒绝原假设，表明各变量是一阶单整的I（1）变量。因此，可以进行模型分析。

格兰杰因果检验。在前文分析的基础上，进一步检验要素价格扭曲与商贸流通业发展之间是否具有格兰杰因果关系。因为各变量平稳性检验结果表明是一阶单整的，所以用PVAR模型进行分析不会产生伪回归问题。本文采用滞后五阶分析格兰杰因果关系。檢验结果见表5所示。结果表明，要素价格扭曲各变量均在1%的显著水平上拒绝原假设，即资本价格扭曲和劳动价格扭曲是商贸流通业发展的格兰杰原因。同时，商贸流通业发展对要素价格扭曲的检验结果均不显著，即商贸流通业发展不是资本价格扭曲和劳动价格扭曲的格兰杰原因。从而要素价格扭曲和商贸流通业发展之间存在单向因果关系。经过格兰杰因果关系分析只能知道商贸流通业发展和要素价格扭曲之间的相互影响关系，而并不能确定要素价格扭曲影响商贸流通业发展的效应是正还是负以及具体效应大小。因此，需要利用PVAR模型进行进一步实证研究。

脉冲响应分析。脉冲响应函数用于具体分析各内生变量随机扰动项一个标准差单位冲击对其他内生变量当期和未来的影响，直观刻画出变量间的动态交互作用关系。图1和图2为脉冲响应图，置信区间为95%（图中中间线条为脉冲响应点估计值，上下两条分别为5%和95%置信区间的上下边界），横轴s则表示滞后期数，具体冲击响应数值如表6所示。图1表示商贸流通业发展对资本价格扭曲冲击的响应，从效应趋势来看，资本价格扭曲显著抑制了商贸流通业发展水平，且这种抑制作用呈不断增强趋势。图2表示商贸流通业发展对劳动价格扭曲冲击的响应，从第1期到第4期劳动价格扭曲能够促进商贸流通业发展水平的增长，但效应较小。到第5期后开始起阻碍商贸流通业发展增长的作用，且阻碍作用不断增强。比较资本价格扭曲和劳动价格扭曲对商贸流通业发展抑制作用的大小，资本价格扭曲对商贸流通业发展的负向作用比劳动价格扭曲更大。以上结果表明，我国商贸流通业发展进程主要通过行政力量扭曲资本和劳动价格而实现，且更大程度的资本价格扭曲是抑制商贸流通业发展快速增长的主要力量。

方差分解。方差分解提取的是每个随机扰动对模型中变量产生影响的相对重要性。本文利用面板模型的方差分解进一步说明资本价格扭曲和劳动价格扭曲对商贸流通业发展影响的贡献度。从表7来看，资本价格扭曲对商贸流通业发展影响的贡献度占绝大部分，且这一影响呈不断增强的趋势。说明通过扭曲资本价格对商贸流通业发展具有重要影响，从而印证了上文分析。而劳动力价格扭曲对商贸流通业发展的贡献度虽然在增加，但总体比重较小，可见资本价格扭曲对商贸流通业发展的影响占主导地位。

结论

本文认为：要素价格扭曲与商贸流通业发展之间存在单向因果关系，要素价格扭曲抑制了商贸流通业发展水平的提高，且资本价格扭曲和劳动价格扭曲抑制商贸流通业发展的作用呈递增趋势。从资本价格扭曲和劳动价格扭曲作用大小来看，资本价格扭曲抑制商贸流通业发展的作用显著大于劳动价格扭曲抑制商贸流通业发展的作用，资本价格扭曲对商贸流通业发展的影响占据主导地位。

参考文献：

1.吴萌. FDI对我国商贸流通业集聚的影响——基于省级层面数据的分析[J].商业经济研究，2018（3）

2.赵明慧.城市化进程中消费金融对商贸流通业发展影响研究[J].商业经济研究，2018（2）

3.沈文捷.政府干预对我国商贸流通业影响的实证分析[J].商业经济研究，2018（1）

4.盧杰.大数据技术对商贸流通业发展的影响研究[J].商业经济研究，2017（23）

5.叶琳.物流技术革新对商贸流通业发展的影响[J].商业经济研究，2017（22）