第四节 中国要素市场扭曲成因的经验证据

一 计量模型与估计方法

基于上面的理论分析，我们建立如下计量模型考察这些因素对地区要素市场扭曲的影响：

上式中，t代表时间，下标i代表地区，λi是不可观测的地区效应，εit为随机扰动项。α1为系数，β为系数向量。被解释变量FMDit代表各省的要素市场扭曲程度；Xit为影响要素市场扭曲的三类变量，包括内在激励因素、外部拉动因素和制度环境因素变量。内在激励因素变量包括财政分权度（FDE）、官员升迁（OFP）和腐败程度（DCO），外部拉动因素变量包括外贸依存度（DTD）和外商直接投资（RFD），制度环境变量包括金融市场化（FIN）、法律服务水平（LSE）和非国有化程度（NSO）等。

这样，影响因素变量的Xit可以由下式来表达：

式（2.7）隐含地假定了要素市场扭曲（FMDit）会随着各影响因素的变化而瞬时发生相应的改变，也就是不存在调整性的滞后效应。然而，现实情况并非这样，像制度这样变量的调整或变化往往表现出路径依赖的特征，即前期水平对当期结果可能存在不能忽视的影响。因而，对要素市场扭曲变化的滞后效应进行考察具有重要的现实意义。我们可以借助局部调整模型对这种滞后效应进行简要的解释。考虑如下的局部调整模型：

上式中，表示要素市场扭曲的期望水平，α为常数项，Xit为式（2.8）中解释变量所组成的向量，β为解释变量的系数向量，δit为随机扰动项。式（2.8）表明了各影响因素的当期水平影响着要素市场扭曲的期望水平，由于制度和体制等因素的限制，要素市场发展的期望水平在短期内往往很难实现，而需要相关政策措施调控逐步调整，使得当前水平向期望水平逐渐靠拢。这符合局部调整模型的假设，被解释变量的实际变化只是预期变化的一部分。由此，存在以下的关系：

其中，1-ζ（0 < ζ < 1）为要素市场扭曲程度向期望值的调整系数，其值越大说明调整速度越快；当ζ = 0时，表明实际要素市场扭曲程度与预期值相等，为充分调整状态；当ζ = 1，则说明当前要素市场扭曲程度与前期要素市场扭曲水平相同，t 期要素市场扭曲完全未进行调整。式（2.9）表明，滞后一期的实际要素市场扭曲FMDi,t-1与预期要素市场扭曲的差距为，而t期的要素市场扭曲调整幅度为。将式（2.9）代入式（2.8）可得：

上式中， 。β*为短期乘数，反映解释变量Xit对要素市场扭曲的短期影响；φ为长期乘数，反映解释变量Xit对要素市场扭曲的长期影响；ζ为滞后乘数，反映前一期要素市场扭曲对当期的影响，即刻画了滞后效应的大小。式（2.10）表示的动态面板模型即检验各因素对要素市场扭曲影响的基本形式。

式（2.10）的动态面板模型解释变量可能存在内生性问题，还可能存在遗漏变量可能存在的内生性问题，这会导致估计结果发生偏差，从而使得根据估计参数进行的统计推断无效。阿拿恩欧和鲍威尔（Arellano&Bover,1995）建议采用一般矩估计方法（GMM）来克服动态面板数据中出现的上述问题。动态面板GMM估计方法的好处在于它通过差分或使用工具变量来控制住未观察到的时间和个体效应，同时还使用前期的解释变量和滞后的被解释变量作为工具变量克服内生性问题。对式（2.10）进行一次差分，可得：

从式（2.11）可以看出，它消除了不随时间变化的区域效应，但包含了被解释变量的滞后项为（FMDit-FMDi,t-1）。为了克服所有解释变量的内生性问题以及新的残差项（δi,t-δi,t-1）与滞后的被解释变量（FMDi,t-1-FMDi,t-2）之间的相关性，必须采用工具变量来进行估计。GMM估计通过下面的矩条件给出工具变量集：

上面的差分转换方法就是差分广义矩（Difference GMM）估计方法。但差分转换也有缺陷，它会导致一部分样本信息的损失，并且当解释变量在时间上有持续性时，工具变量的有效性将减弱，从而影响估计结果的渐进有效性。系统广义矩（System GMM）估计（阿拿恩欧和鲍威尔，1995;布兰德尔和波恩德（Bond）,1997）能够较好地解决这个问题，它能同时利用差分和水平方程中的信息，差分转换所用到的工具变量，即式（2.13）和式（2.14）中的工具变量在系统方程估计中仍可继续使用。在观察不到的各行业固定效应与解释变量的差分[式（2.11）右边的变量]不相关的弱假设下，能够得到额外的矩条件，从而给出系统中水平方程的工具变量集：

系统广义矩估计由于利用了更多的样本信息，在一般情况下比差分广义矩估计更有效。但这种有效性有赖于解释变量滞后值作为工具变量是否有效，本章依据两种方法来识别模型设定是否有效。第一种是采用汉森（Hansen）检验来识别工具变量的有效性，如果不能拒绝零假设就意味着工具变量的设定是恰当的。第二种是检验残差项δit非自相关假设，即检验GMM回归系统中差分的残差项是否存在二阶序列自相关。即便原始残差项是非自相关的，它的差分序列也可能为一阶自相关，除非原始残差序列遵循一个随机游走过程。因此，差分的残差项如果存在二阶自相关就意味着原始残差序列是自相关并至少遵循阶数为1的移动平均过程。

二 变量选取说明

要素市场扭曲的选择、测算方法与测算结果见前文，其他变量的选择说明如下（主要变量的定性描述见表2.6）。

（一）激励因素的变量选取

①财政激励变量。财政激励是地方政府官员的重要激励之一（周黎安，2004）。已有的研究表明，财政分权度能够较好地刻画地区的财政激励程度（杨，2000；张晏和龚六堂，2005；陈硕，2010；宫汝凯，2013）。而关于财政分权度的衡量，近期实证文献大多采用三类代表性指标，即“支出指标”“收入指标”和“财政自主度指标”。而且大多数研究采用的是前两类指标，如张和周（Zou,1998）以人均省级政府支出（或收入）与中央总支出（或收入）的比值反映；张晏和龚六堂（2005）采用了财政收入（事实分权）、财政支出（实际分权）和省内外总支出等多种财政分权等多种指标来刻画财政分权度；而宫汝凯（2013）则采用人均化的财政支出分权度（等于人均地方政府本级预算财政支出与人均中央本级预算财政支出的比重）作为衡量指标，并采用了人均的财政收入分权度进行稳健性检验。而采用“财政自主度”文献相对较少，如仅有龚锋和卢洪友（2009）、陈硕（2010,2012）等少数文献采用了该指标。

比较来说，“财政自主度指标”公式的分子和分母均存在跨时和跨地区变化。从数据结构适用性上来说，“收支指标”适合于着重刻画跨时变化的时间序列数据[此外，“收支指标”还存在其他一些局限，具体内容请参见陈硕（2012）的描述]，但如果使用考虑地区差异的截面或面板数据时，采用“自主度指标”更为科学合理（陈硕，2012）。鉴于我们使用的数据为面板数据，这里采用“自主度指标”衡量地区的财政分权度。借鉴陈硕（2010,2012）的做法，采用如下的计算公式测算各地区的财政分权度（FDE）:

式（2.17）中FDEit为i地区在t时期财政分权度（即地区财政自主性）,FNIit为地区财政净收入，FNEit为地区财政净支出，CTPit为中央政府转移支付。一般来说，地方财政净收入和来自中央政府的转移支付构成了地方政府在该预算年度的总财政支出。如前所述，1994年改革以后，所有地方政府都要依靠中央政府转移支付来消除本地收入和本地支出之间的差距。名义上，地方政府的财政自主性可以表示为地方政府自身收入在其所有财政支出中的比率，其基准值为1，表示地方政府财政支出都来自自身财政收入，不依靠中央转移支付。

②晋升激励变量。晋升激励也是地方政府官员的重要激励之一（周黎安，2004）。已有的大量研究表明，衡量官员晋升激励的相关指标分为三类：第一类是晋升激励的影响因素；在晋升机制下，地方官员有着强烈的发展地区经济的激励，因而晋升激励的影响因素主要包括地区经济发展（包括GDP 增长率、失业率和财政自给率等）（周黎安，2004；冯芸和吴冲锋，2013；傅利平和李永辉，2014；罗党论等，2015）、地区经济效率（蒋德权等，2015）、环境质量和能源利用效率（孙伟增等，2014）。第二类是晋升激励的结果，即地方官员是否升迁（冯芸和吴冲锋，2013；蒋德权等，2015；罗党论等，2015）。第三类是地方官员晋升的竞争程度指标，地方官员在各年所面临的职业竞争程度（王贤彬和徐现祥，2010）。

前两类指标分别反映了研究地方官员升迁及其影响因素，而我们的目标是侧重考察地方官员晋升竞争对要素市场扭曲的影响。可见，第三类指标作为本书的晋升激励衡量指标更合适。基于此，我们借鉴王贤彬和徐现祥（2010）的做法，构建一个省级官员晋升竞争程度指标刻画地方官员的晋升激励程度，具体计算公式如下：

式（2.18）中，DPCit为被解释变量晋升竞争程度，Nt为t时期出现了地方官员党政首长（书记和省长）更替的地区数量。xit为i地区在t时期地方官员的升迁值；由于省长和省委书记离任后的去向比较复杂，如何定义官员升迁值很重要。借鉴蒋德权等（2015）的做法，若省委书记或省长晋升为中央政治局委员或常委，则定义为政治级别的上升。具体而言，官员离任后，若政治级别上升为2；平调为1；其他为0。由于这一变量近似地度量各个省份地方官员在各年所面临的晋升竞争程度，不仅在各年不同，并且在各个省区之间也不同，从而能够较好地捕捉晋升激励强度（王贤彬和徐现祥，2010）。

③寻租激励变量。依据经济学的理性假设可知，地方政府官员不是仁慈的，而是理性的，是追求私利的；因而，地方政府会通过设租来最大化自身利益（胡军和郭峰，2013）；可见，寻租激励也是地方政府官员的重要激励。关于寻租的衡量指标有两类：一类是从企业行贿角度进行衡量，主要采用行贿、偷税漏税和非生产性支出等指标（Cai 等，2011；黄玖立和李坤望，2013；刘锦和王学军，2014,2015）；另一类是从官员受贿角度进行衡量，主要采用腐败程度等指标（吴一平，2008；陈刚和李树，2010；胡军和郭峰，2013）。因我们的目标是研究地方政府官员行为对要素市场扭曲的影响，所以采用后一类衡量指标更合适。具体借鉴陈刚和李树（2010）、胡军和郭峰（2013）的做法，我们采用地区每万名公职人员贪污、贿赂和渎职等案件立案数测算地方政府官员的寻租激励程度（用符号DCO表示）。

（二）拉动因素的变量选取

①对外贸易。国内外相关领域文献通常采用三个指标衡量地区对外贸易水平，即外贸依存度、进口依存度和出口依存度三个指标（范爱军等，2007；胡军和郭峰，2013）。由于外贸依存度既反映地区出口状况又能反映地区进口状况，在一定程度上所涵盖的信息更为丰富。基于此，我们采用外贸依存反映中国各地区的对外贸易水平，依据对外贸易进出口值占GDP 的比重测算（用符号DTD表示）。由假说2.4可知，对外贸易与地区要素市场扭曲之间可能存在非线性的关系，在估计时引入外贸依存度的平方项（用DTD2表示）；如果DTD和DTD2的系数分别大于和小于零，则意味着外贸依存度与要素市场扭曲之间存在倒U型的关系。反之，如果两者的系数分别小于和大于零，则说明两者的关系是正U型的关系。②外商直接投资。借鉴范爱军等（2007）、胡军和郭峰（2013）等的做法，依据地区外商直接投资实际利用额占GDP 的比重测算（用符号RFD表示）。由假说2.5可知，FDI与地区要素市场扭曲之间可能存在非线性的关系，在估计时引入FDI的平方项（用RFD2表示）。

（三）制度因素的变量选取

①金融环境。我国各地区金融环境的变化与地区的金融市场化进程密切相关（樊纲等，2002,2011），因而地区金融市场化程度能够较好地反映地区的金融环境。借鉴樊纲等（2011）、张杰等（2010）的做法，我们也采用樊纲等《中国市场化进程指数》中的地区金融市场化指数刻画金融环境的变化（用符号FIN表示）。②法律环境。由于法律环境涉及法律体系和执法等方方面面，目前尚未有专门的衡量指标。国内的一些研究表明，我国各地区法律环境的改善最终反映在地区法律中介组织的服务水平上，因而，地区法律中介组织的发育程度作为法律环境的衡量指标较为理想（樊纲等，2002,2011）。基于此，我们采用樊纲等《中国市场化进程指数》中的法律中介组织的发育程度指数来测算（用符号 LSE 表示）。③产权制度。借鉴国内相关领域研究的通常做法（吴延兵，2007；胡军和郭峰，2013；戴魁早和刘友金，2015），用非国有化程度反映地区的产权制度；依据非国有企业就业人数占比产值占比、固定资产占比的均值测算（用符号NSO表示）。

三 数据来源与描述统计

鉴于测算要素市场扭曲的数据仅有1997—2009年数据，本章样本区间设定为1997—2009年间。由于西藏和新疆缺失了大量数据，研究时未纳入样本，样本共涉及29个省区市。样本期间的官员晋升指标数据来源于《中华人民共和国职官志》相关年度以及人民网、新华网等公布的干部资料，主要包括中国各省份正职书记和省长、自治区主席、直辖市市长（以下简称省长和书记的任命和调动资料）；在筛选样本时，本章删除了官员患病或入狱、官员任期不满1年的数据。腐败程度的相关测算数据来自《中国检察年鉴》相关年度，财政分权度数据来源于《中国财政年鉴》相关年度，金融市场化指数和法律中介组织的发育程度指数的相关数据来源于（樊纲等，2011）《中国市场化进程指数》，其他相关数据主要来源于《中国统计年鉴》相关年度和中经网统计数据库。借助樊纲等（2011）《中国市场化进程指数报告》中的要素市场发展指数，可以测算1997—2009年各地区要素市场扭曲的程度。在数据处理过程中，为了减轻异常值（或称离群值）对估计结果的影响，本章对所有连续变量均进行缩尾处理（主要变量的描述统计如表2.7所示）。

从图2.4可以看出，整体上我国要素市场扭曲程度呈现出不断下降的趋势，标准差的变化趋势则显示，1997—2007年全国各省域要素市场扭曲指数标准差在不断扩大，说明看各省域要素市场扭曲程度的差异不但没有缩小，反而有扩大的迹象。

图2.5、图2.6和图2.7为反映官员激励的三个变量与要素市场扭曲的散点图。从图2.5可以看出，财政分权度（FDE）与要素市场扭曲指数（FMD）之间存在的同向变动特征，两者正相关关系十分明显，这很可能意味着财政激励程度的降低有利于要素市场扭曲状况的改善。图2.6的散点图显示，晋升竞争度（DPC）与要素市场扭曲指数之间的两者正相关关系十分明显，这可能意味着晋升竞争程度的提高会强化地区要素市场的扭曲状况。从图2.7的散点图也可以看出，腐败程度（DCO）与要素市场扭曲指数之间存在明显的同向变动特征，说明两者是正相关关系，这也可能表明寻租激励程度的降低有利于要素市场扭曲状况的改善。此外，表2.7也显示，FMD与FDE、DPC和DCO的“入世”前后均值也都存在同向变动的趋势。这初步印证了官员激励的相关理论假说。接下来，将通过计量分析来检验和揭示它们之间的关系。

四 整体估计的结果分析

由于影响要素市场扭曲的因素很多，因而在选取解释变量时可能会遗漏一些变量。为了尽可能降低遗漏变量问题所产生的影响，我们将遵循计量经济学中“从一般到特殊”的正确建模原则（李子奈，2008），即首先以包含全部控制变量的整体回归模型作为分析对象进行“一般性”实证检验，在确定内在激励因素的具体影响后，再采用在激励因素基础上依次逐步添加其他解释变量的“特殊性”方法进行参数估计，以专门考察这些解释变量对激励因素影响的冲击情况。

表2.8中模型1、模型4和模型7分别报告了式（2.10）不同时间段的两步SYS-GMM估计结果，三个模型的汉森检验和AB检验均满足GMM估计的要求，即残差显著存在一阶自相关而不存在二阶自相关，且汉森统计量不显著，这表明模型1、模型4和模型7采用的工具变量合理有效，也不存在工具变量的过度识别问题。

虽然GMM估计量具有一致性，但是样本较小或者工具变量较弱时，其估计量较易产生大的偏差（李文星等，2008）。针对这种情况，Bond（2002）建议将GMM估计量分别与包含被解释变量滞后项的混合估计模型（POLS）和固定效应模型（FE）的估计量进行比较，观察被解释变量滞后项的GMM估计系数是否介于后两个模型的对应估计量之间。由于POLS估计时被解释变量滞后项与不可观察的地区效应正相关，对应的估计系数应该是向上偏倚（biased upwards）；而FE估计时的被解释变量滞后项与随机扰动项负相关，对应的估计系数是向下偏倚（biased down-wards）；因而，被解释变量滞后项的GMM估计系数应该在POLS和FE对应的估计系数之间。基于此，我们在表2.8的模型2与模型3、模型5与模型6、模型8与模型9中，分别列出了不同时间段引入要素市场扭曲（FMD）滞后一期的动态POLS和FE的估计结果。比较可知，模型1中的FMD滞后一期系数0.420的确介于模型2和模型3的对应系数0.328和0.565之间，模型4中的FMD滞后一期系数0.294介于模型5和模型6的对应系数0.185和0.408之间，模型7中的FMD滞后一期系数0.133介于模型8和模型9的对应系数0.098和0.353之间，这表明模型1、模型4和模型7的SYS-GMM估计结果并未因为样本数量和工具变量的选择而产生明显的偏差。可见，模型1、模型4和模型7的估计结果非常稳健。从表2.8模型1（1997—2009年间）的参数估计结果可以看出：

首先，财政分权度（FDE）的系数在1%的水平上显著为正；说明财政分权度越高，地区要素市场扭曲程度也越高；财政激励对要素市场扭曲产生了显著的正向影响。这验证了理论假说2.1。晋升竞争度（DPC）的影响系数在1%的水平上显著为正，值为0.351；表明晋升竞争度越高的地区，要素市场扭曲程度也越高，反之亦然。这说明晋升激励显著地促进了地区要素市场扭曲的提高，这验证了假说2.2。腐败程度（DCO）的系数值为0.121，且在5%的水平上显著；表明了腐败程度越高的地区，要素市场扭曲程度越高。这也说明，寻租激励对地区要素市场扭曲的提高有显著的正向影响，这验证了假说2.3。

其次，外贸依存度一次项（DTD）和二次项（DTD2）的系数分别大于和小于零，这表明外贸依存度与要素市场扭曲之间存在倒U型的关系，即在对外贸易水平较低时，其加剧了地区要素市场扭曲；而随着对外贸易水平提高到一个临界值之后，其能够不断缓解地区要素市场的扭曲程度；也就是说，相对于外贸依存度处于中间水平的地区，在外贸依存度较低和较高地区的要素市场扭曲程度相对低些；这验证了假说2.4的预期结论。同时，RFD和RFD2的系数分别大于和小于零，这表明外商直接投资与要素市场扭曲之间也存在倒U型的关系，外商直接投资水平较低和较高地区，相对外商直接投资处于中间水平的地区来说，其要素市场扭曲程度相对低些；也就是说，在地区外商直接投资水平较低时，其水平的提高会加剧地区要素市场的扭曲程度；而随着外商直接投资水平提高到一个临界值之后，其水平的提高能够不断缓解地区要素市场的扭曲程度；这验证了假说2.5。

最后，金融市场化（FIN）的系数在5%的水平上显著为负，值为-0.291，说明了金融市场化程度与地区要素市场扭曲存在负相关关系，金融市场化程度越低的地区，要素市场扭曲程度越高，反之，金融市场化程度越高的地区，要素市场扭曲程度越低；这表明，金融环境的改善能够有效地缓解地区要素市场的扭曲程度。这验证了假说2.6a。法律环境（FIN）的系数值为-0.420，且在1%的水平上显著；说明了法律环境与地区要素市场扭曲程度存在负相关关系，法律环境较好的地区，要素市场扭曲程度较低；反之，法律环境越差的地区，要素市场扭曲程度越高；这表明，法律环境的改善能够促进地区要素市场的发展。这验证了假说2.7a。产权制度（NSO）的影响系数在1%的水平上显著为负，值为-0.046，说明了非国有化程度与地区要素市场扭曲存在负相关关系，非国有化程度越低的地区，要素市场扭曲程度越高，反之，非国有化程度越高的地区，要素市场扭曲程度越低；换句话说，随着地区国有产权制度明晰程度的逐渐提高，地区要素市场的扭曲程度会不断下降。这表明，产权制度的明晰能够有效地促进地区要素市场的发展。这验证了假说2.8a。

比较表2.8模型4（1997—2001年间）和模型7（2002—2009年间）的估计参数，可以发现“入世”前后官员激励和制度环境对要素市场扭曲的影响程度存在一定的差异。

第一，“入世”以后官员激励对要素市场扭曲的正向影响变小了。具体来说：①“入世”前后财政分权度（FDE）的影响系数分别为0.408和0.205，说明“入世”以后财政自主度对地区要素市场扭曲的影响程度变小了，即财政激励的扭曲效应下降了。对此可能的解释是：加入WTO是我国市场化改革进一步深化的重要标志，地方政府为了财政收入对要素市场干预的范围和力度的更小（戴魁早和刘友金，2013）；同时，加入WTO以后，外资的大量涌入和对外贸易的迅速增长能够促进地区间要素市场的整合（陈敏等，2007；胡军和郭峰，2013）；这两方面的影响都有利于缓解地区要素市场的扭曲状况。②晋升竞争度（DPC）的影响系数由“入世”前的0.278下降到“入世”后的0.118，说明“入世”前后晋升激励对地区要素市场扭曲的影响程度存在明显的差异，“入世”后晋升激励的扭曲效应下降了。导致这一结果的可能原因：一方面源于“入世”后外资和外贸对地区要素市场发展的推动作用；另一方面源于WTO规则及国际“双反”调查的政治压力，迫使地方政府不断减少对要素价格和要素跨地区流动的干预。③“入世”前后腐败程度（DCO）的影响系数由0.412下降到0.161，说明“入世”前后寻租激励的扭曲效应差异明显，而且“入世”后寻租激励的影响程度下降了。对此可能的解释是：“入世”后我国市场化改革的深化促进了制度体系的不断完善和法律环境的持续改善；制度体系的完善会压缩政府官员的寻租空间，法律环境的改善则会震慑政府官员的寻租行为；这些都有利于抑制官员的寻租活动，进而缓解了寻租激励的扭曲效应。

第二，“入世”以后制度环境对要素市场扭曲的抑制作用更显著。具体来说：①“入世”前后金融市场化（FIN）的系数分别为-0.125和-0.447，说明“入世”以后金融环境对地区要素市场扭曲的抑制作用更强了。这一结果可能与“入世”后我国金融市场化进程提速有关，“入世”后金融市场化程度的迅速提高有效地缓解了地区要素市场的扭曲状况。②法律服务水平（LSE）对要素市场扭曲的影响系数由“入世”前的-0.131变为“入世”后的-0.331，表明“入世”后法律环境的影响更显著了，即“入世”后法律环境对地区要素市场扭曲的抑制作用更大了。对此可能的解释是：“入世”后我国法制环境的迅速改善，有效地约束了地方官员对要素市场的非法干预行为，进而有效地缓解了地方要素市场的扭曲状况。③非国有化程度（NSO）的影响系数由“入世”前的-0.112（不显著）变为“入世”后的-0.212（显著），说明“入世”后非国有经济发展对地区要素市场扭曲的缓解作用变大了且更显著了。导致这一结果的可能原因是：一方面，“入世”后非国有经济的迅速发展削弱了地方政府对当地市场活动的控制力，从而抑制了政府官员对要素市场的干预活动，这有利于缓解地方要素市场的扭曲状况；另一方面，“入世”后非国有经济的迅速发展推动了地区间的要素市场整合（陆铭和陈钊，2006）,这也有利于降低地方要素市场的扭曲程度。

五 分步估计的结果分析

在“一般性”验证的基础上，接下来，我们通过依次添加解释变量的方式进行“特殊性”分析，以考察其他解释变量对激励因素的作用效果有着怎样的影响。表2.9模型1仅包含滞后一期要素市场扭曲和三个激励因素变量，模型2—模型5中依次加入了外贸依存度、外商直接投资的一次项和二次项，模型6—模型8则依次引入了金融市场化水平（FIN）、法律服务水平（LSE）和非国有化程度（NSO）三个制度环境变量（模型8的估计结果与表2.8模型1的结果一样）。从表2.9可以看出，模型1—模型8的两步SYS-GMM参数联合检验结果都很显著，汉森检验和AB检验的结果表明了工具变量有效且模型设计整体是合理的。从解释变量的估计系数看，随着控制变量的逐步引入，控制变量的符号均保持不变，且无异常波动，表明了估计结果具有稳健性。

首先，表2.9模型2—模型3结果显示，依次引入了外贸依存度（DTD）的一次项和二次项，估计结果显示了，仅有外贸依存度一次项时，外贸依存度的系数不显著为正；而在引入外贸依存度二次项以后，两者的系数都显著了。这也证明外贸依存度与要素市场扭曲并不存在简单的线性关系，一次项和二次项的系数分别大于和小于零，再次表明外贸依存度与要素市场扭曲之间存在倒U型的关系。同时，表2.9模型4—模型5依次报告了引入了外商直接投资（RFD）的一次项和二次项的估计结果，可以看出，仅有外商直接投资一次项时，其系数并不显著；而在引入外商直接投资二次项以后，RFD一次项和二次项的系数都显著了，两个系数分别大于和小于零。这再次证明了外商直接投资与要素市场扭曲之间不是简单的线性关系，而是非线性的倒U型的关系。

其次，表2.9模型6—模型8依次引入了金融市场化水平（FIN）、法律服务水平（LSE）和非国有化程度（NSO）三个制度环境变量。从模型6的估计结果可以看出，FIN的影响系数为负（尽管不显著），而且财政分权度（FDE）和晋升竞争（DPC）的影响系数也明显变小了；这说明，金融环境的改善不仅能在一定程度上促进地区要素市场的发展，而且能够减轻财政分权度和晋升竞争等激励因素对地区要素市场扭曲的影响程度。模型7报告了引入法律服务水平（LSE）以后的估计结果；可以看出，LSE的系数不仅显著为负，而且金融市场化水平（FIN）的影响系数由模型6的不显著为负变得显著了，也使得腐败程度（DCO）的系数明显变小了（FDE和DPC的系数变化不明显）；这说明，法律环境的改善不仅能够降低地区要素市场的扭曲程度，也能够提高金融市场化对要素市场发展的作用效果，还能够缓解寻租激励对地区要素市场发展的抑制程度。从模型8的估计结果可以看出，非国有化程度（NSO）的影响系数显著为负，说明了产权制度明晰化程度的提高能够有效地降低地区要素市场的扭曲程度；同时，加入非国有化程度变量之后，财政分权度（FDE）、晋升竞争（DPC）和腐败程度（DCO）的系数值也变小了；这表明，产权制度明晰程度的提高可以弱化财政分权度、晋升竞争和寻租活动等激励因素对地区要素市场发展的抑制程度。上述结论说明，制度环境的改善既能够促进地区要素市场的发展，也能够在一定程度上减轻激励因素所导致的地区要素市场扭曲。

最后，纵观表2.9中模型1—模型8的估计结果，财政分权度（FDE）、晋升竞争（DPC）和寻租激励（DCO）对要素市场扭曲的影响一直保持显著为正，这也再次说明内在激励因素是形成我国地区要素市场扭曲的主要原因。同时，我们选取的制度环境变量大多显著地改变了激励因素对要素市场扭曲的影响大小；这说明，金融环境、法律环境和产权制度等制度环境的改善对内在激励因素的要素市场扭曲效应有着较为显著的规避作用。此外，要素市场扭曲滞后一期的系数一直显著为正，表明要素市场扭曲状况的改善具有一定程度的路径依赖特征，也说明我国地方要素市场的发展变化是一个连续渐进的调整过程。

六 稳健性检验

为了确保估计结果的有效性，除了采用上述的变量控制、内生性控制、遗漏变量控制及其他计量方法的辅助性参考等措施外，本部分还重新选取官员激励变量进行稳健性检验。关于财政激励变量，借鉴张莉等（2011）的做法，选用地区财政收支缺口反映，依据当地上一年财政收入与支出之间的差额测算。关于晋升激励，借鉴傅利平和李永辉（2014）的做法测算地方官员的晋升竞争程度，依据地区GDP 增长率、财政盈余和失业率三个指数加权平均值的测算。而关于寻租激励，则参考胡军和郭峰（2013）的做法，选用每百万人口贪污、贿赂和渎职等案件立案数来反映（估计结果见表2.10，其中模型1—模型3分别报告了采用一个新官员激励变量的结果，模型4—模型6则报告了采用了三个新官员激励变量的不同时间段估计结果）。