云南财经大学学报 2013 年第 4 期( 总第 162 期) 宏观经济
收稿日期:2013 － 03 － 06
作者简介:楼东玮( 1980 － ) ，男，浙江宁波人，浙江大学经济学院博士研究生，主要研究方向为宏观经济和产业、区
域经济理论。
资源错配视角下的产业结构失衡研究
———关于错配指数的测度与分解
楼东玮
( 浙江大学 经济学院，杭州 310027)
摘 要:从资源错配的视角重新审视三次产业和不同所有制部门的发展及其失衡状况，通过改造传统的
生产函数，推导和计算衡量资源错配程度的指数，并在分解和区分产业内绝对错配指数、要素的自价格错配
指数和产业间相对错配指数的基础上，建立起资源错配和产业结构失衡之间的内在逻辑，从而为理解产业结
构失衡提供一种新的理论基础。
关键词:资源错配;产业结构失衡;错配指数
中图分类号:F121. 3 文献标志码:A 文章编号:1674 － 4543(2013)04 － 0052 － 09
一、问题的提出
中国经济经过近 30 多年的发展，无论是国民收入、部门结构还是国民经济的增长基础，都获得了
长足的进步，但“中国式赶超”的结果也产生了诸多问题和质疑，为何各个部门会出现非平衡增长?为
何经济越增长，各要素的收入却越不平等?为何会出现一边是“民工荒”，另一边却是“就业难”等等
涉及资源配置效率与经济增长的问题。西方产业发展理论和新古典经济理论的研究表明，产业结构
合理化和高级化的前提是资源能够在各部门形成合理和有效的配置状态。而更进一步地，总结世界
主要工业化国家的部门发展规律，可以发现一个共同的产业结构变迁规律———产业结构的高级化和
服务化与要素在部门间的重新配置是同时进行的，而且要素流动的方向往往是生产率低的部门流向
生产率高的部门。
目前，中国的经济正处于转型期，与发达国家相比，我国的二、三产业比重还不尽合理，为了维持
经济的持久增长，必须做强和壮大第三产业，引导更多的资本和劳动要素由第一和第二产业向第三产
业转移，以增加第三产业的资本积累程度和增强吸引农村过剩劳动力的能力。但工业化国家的产业
进化规律要求资源流入方必须拥有相对较高的生产率水平(才能引导资源由其他产业向第三产业配
置) ，否则任何的要素流入形式都可归为资源错配，因此，做强第三产业的前提是必须同时提高本产业
的生产率水平。
图 1报告了中国 1978 ～2011年第二产业相对于第三产业的生产率水平和资源配置状况，可以发现，
第二产业的劳动生产率和全要素生产率均高于第三产业，而且劳均资本的数值也在 1 以上波动，由此可
知，目前中国各部门的生产率状况并不能够有效地引导资源由第二产业(生产率高)向第三产业(生产率
低)流动，两部门的要素配置方式也表明这种流动并不能够一帆风顺。因此，若我们忽视第三产业的增
长必须基于第三产业拥有比其他产业部门更高生产率的事实，而把产业结构失衡归结为第三产业规模狭
小，那么我们开出的政策药方必将南辕北辙。［1］综上可知，我国目前第三产业的快速发展主要是由资源
在产业间的错误配置引起的，基于这样的原因，我们有必要在考虑资源错配的前提下，重新审视我国目前
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的产业结构状况，从而在理论上提供一家之言并为政策制定者提供一个有意义的参考。
注: ( 1) A2 /A3 为第二产业和第三产业 TFP之比，PL23 为第二产业和第三产业劳动生产率之比，KL23 为第二产业
与第三产业的人均资本之比; ( 2) 数据和资料来源详见下文数据说明。
二、相关文献回顾
本文的研究涉及两方面的文献，其中之一是关于产业结构的研究，传统的新古典增长理论以两组
经验事实为依据，认为库兹涅茨事实(Kuznets facts)和卡尔多事实(Kaldor facts)在长期的经济增长中
普遍存在，前者论证了产业结构会随着经济发展而得到优化和改进，而后者则指出在长期增长中，资
本 －产出比、要素收入份额以及资本收益率等是稳定的，20 世纪 60 年代以来，众多学者对产业结构变
迁促成经济增长的理论作了诸多注解，Chenery et al．(1986)［2］在构建工业进化阶段论的基础上指出
经济从一个阶段向另一个阶段跃进的基础是产业结构的高级化，Baumol(1967) ，Kongsamut，Ｒebelo，
和 Xie(2001)以及 Acemoglu 和 Guerrieri(2008)等［3 ～ 5］将结构变动问题和非均衡增长问题纳入到了新
古典增长框架，尽管未突破完美市场假设和要素配置完全有效率的理论前提，但不可否认的是，产业
结构变迁不仅是投资结构变化和消费结构调整的原动力，也是形成经济周期波动的重要影响因素
Kuanets(1971)。［6］
其次是关于资源错配的文献，近年来诸多学者对于资源错配和经济增长的经验论证和实证分析，
为以上的问题提供了一个可行的分析解释框架，Melitz(2003) ，Epifani 和 Gancia(2011) ，Wexler，Asker
和 Loecker(2011)等［7 ～ 9］从企业异质性、资本收益差异、不完全竞争和利润优势(Markups)异质性等因
素对资源错配和要素再配置影响的角度;Hsieh 和 Klenow(2009)［10］从资源错配对技术进步和经济增
长影响的角度;Banerjee 和 Moll(2009) ，Curuk(2012)［11 ～ 12］等从贸易伙伴的技术水平和经济发展程
度不同会影响本国的资源错配程度的角度，说明和论证了引起资源错配的原因及其对经济结构、技术
进步和要素配置效率的影响。国内的学者中专门研究资源错配的文献不多，大多是基于国外的研究
前沿和经验实证展开分析，陈永伟、胡伟民(2011) ，袁志刚、解栋栋(2011) ，罗德明等(2012) ，朱喜等
(2011)［13 ～ 16］指出资源错配对 TFP 有重要影响，消除资源错配因素，能有效提高经济运行效率;聂辉
华、贾瑞雪(2011)［17］指出资源误置是导致企业效率低下的重要原因;鄢萍(2012)［18］则论证了我国资
本误配置的重要原因之一是企业间的利率差异。上述研究大多从资源错配与技术进步和经济的最终
增长展开论述，并未对资源错配引起产业结构失衡进而影响经济增长有较多关注，与上述研究相异的
是，本文将从测算资源错配指数的基础上来重新审视中国在转型期的产业结构失衡状况。
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楼东玮:资源错配视角下的产业结构失衡研究———关于错配指数的测度与分解
三、理论模型
假设本国的最终品由某一代表性企业进行生产，其生产函数为 C － D形式，为便于分析，我们还假
设本国各产业部门间的产品不完全可替代，而部门内部企业间不同品牌的产出品完全替代，于是，最
终品生产函数可表示为:
Y(t)= exp ∫
1
0
ln ∑
i∈N(v，t)
yi(v，t[ ]){ }dv (1)
其中，Y(t)为 t时期经济体系中的最终产出，yi(v，t)为 t时期 v部门中第 i个企业的产出，而 N(v，
t)为 t时期第 v个产业部门内参与生产的企业数，此外，我们将产业或行业的数量标准化为 1。由此，最
终品生产企业的利润及由最大化一阶条件而导出的产业需求函数分别为:
πY(t)= Y(t)－ ∫
1
0
［1 + τ(v，t) ］p(v，t)y(v，t)dv (2)
y(v，t)= Y(t)
［1 + τ(v，t) ］p(v，t)
(3)
(2)、(3)式中，p(v，t)为 v产业的产出品价格，τ(v，t)为部门间错配因素，由流通中的交易费用、
信息不对称、部门间制度差异或政府针对各产业部门制定的差异化产业政策等所有能够阻碍资源在
产业间自由配置的因素而产生，我们可以将这些因素视为对部门产品所课征的一种税。另外，设微观
单位的生产技术亦为 C － D形式:
f(k，l，m;q)= qkαv lβvmγv (0 ＜ αv，βv，γv ＜ 1;αv + βv + γv = 1) (4)
其中，q为企业的特有的异质性技术水平，k，l，m分别为资本、劳动以及除劳动、资本要素外的其他
投入品;αv，βv，γv 则分别为 v部门内对应要素的产出弹性，并将最终品价格标准化为 1。
其次，在长期，当经济当中不存在要素错配因素时，各要素在部门间有效率的配置结果将会使各
部门的同一要素报酬率趋于相等，我们假设有效率的配置结果使得劳动的边际报酬为 w，资本为 r，且
其他投入品的平均边际使用成本为 pm。此外，为了简化模型，我们进一步假设各企业进行以价格为目
标的伯特兰德(Bertrand Competition)竞争，①因此，行业内部竞争的结果是技术最优企业获得全部市
场，进而从事本部门产品的生产。于是，企业利润为:
πy(t)= p(v，t)y(v，t)－［1 + τk(v，t) ］rk －［1 + τl(v，t) ］wl －［1 + τm(v，t) ］pmm (5)
(5)式中，τk(v，t)和 τl(v，t)分别为部门 v中资本和劳动的错配程度，主要由要素市场不完善引起
(包括信息不对称、交易费用以及其他制度因素引致)。另外，若m投入部分包括由国外进口的中间品，
那么 τm(v，t)中还包括了进口中间品在本国的销售价格相对于出口国产品离岸价格的偏离程度，主要
由运费、关税以及其他非关税贸易壁垒等因素引起;同上，所有这些错配变量我们可以将其视为对原
有要素回报率的一种课税水平。利润最大化的求解结果可得由 v部门技术落后企业或潜在进入企业决
定的产出品价格为:
p(v，t)= MC(qf，t)=
(1 + τk v，( )t )r(t)
α[ ]v
αv (1 + τl v，( )t )w(t)
β[ ]v
βv (1 + τm v，( )t )pm(t)
γ[ ]v
γv
qf(v，t)
≡ κ(v，t)(v，t)qf(v，t)
(6)
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云南财经大学学报( 2013 年第 4 期)
① 简单地，我们可将所有参与竞争的企业归为两类，一类为技术领先类企业，另一类为潜在进入者或技术落后
企业( follower) ，由 f表示，根据两类企业的利润最大化决策，前者在价格制定和收益的获得上有优势。
其中，
κ(v，t)≡ r(t)
α[ ]v
αv w(t)
β[ ]v
βv pm(t)
γ[ ]v
γv
(v，t)≡［1 + τk(v，t) ］αv［1 + τl(v，t) ］βv［1 + τm(v，t) ］γ
{
v
(7)
因此，对于取得所有市场的技术引领企业来说，其出售每一单位产品的边际溢价①为:
ξ(v，t)≡ p(v，t)MC(q，t)=
MC(qF，t)
MC(q，t) =
q(v，t)
qf(v，t)
(8)
在这里，我们假设了同一部门内部要素的错配程度相同。由此，我们可将部门内的错配因素分解
为由市场势力引起的 ξ(v，t)和政府因素引起的(v，t)两部分。接着，我们将(6)、(7)、(8)式代入(3)
式后可得 v部门产品需求函数的另一种表达方式:
y(v，t)= Y(t)
［1 + τ(v，t) ］κ(v，t)(v，t)
qf(v，t)=
Y(t)
［1 + τ(v，t) ］κ(v，t)(v，t)
q(v，t)
ξ(v，t)
(9)
由对偶性，微观企业的成本最小化结果可得各要素所需的配置数量分别为:
k(v，t)= 1
ξ(v，t) (1 + τ v，( )t )
·
αvY(t)
r(v，t);l(v，t)=
1
ξ(v，t) (1 + τ v，( )t )
·
βvY(t)
w(v，t);
m(v，t)= 1
ξ(v，t) (1 + τ v，( )t )
·
γvY(t)
pm(v，t)
(10)
由(10)式我们可以定义部门间同种要素的绝对错配程度和部门间的相对错配程度:
第一，同种要素的绝对错配。
一是部门内绝对量错配:
x(u，t)≡ ξ(u，t) ［1 + τx(u，t) ］［1 + τ(u，t) ］=
αx，uY(t)
px(t)k(u，t)
(11)
二是同种要素自价格错配(与最有效率的要素配置状况对比或与基准部门对比) :
x(uv，t)≡
x(u，t)
x(v，t)
=
ξ(u，t) ［1 + τx(u，t) ］［1 + τ(u，t) ］
ξ(v，t) ［1 + τx(v，t) ］［1 + τ(v，t) ］
=
αu
αv
x(u，t)
x(v，t[ ])
－1
(12)
第二，不同要素间的相对错配(与最有效率的要素配置状况对比或与基准部门对比)。
φuv(t)≡
w(u，t)
r(u，t)
w(v，t)
r(v，t)
=
βu
αu
·k(u，t)l(u，t)
βv
αv
·k(v，t)l(v，t)
(13)
(11)、(12)、(13)式中，x表示资本或劳动要素;px(t)表示完全竞争状况下要素的无错配价格;φuv(t)表
示部门间相对资源错配系数。由(13)式可知，其值取1时，部门间不存在资源错配(将 v部门设为基准部门);
其值小于1时，部门u中资本相比劳动来说更为稀缺或价格更高，这意味着与基准部门相比，部门u配置了过
多的劳动力和过少的资本;而其值大于 1时，则意味着要素的配置水平刚好与小于1时相反。
四、实证研究
(一)数据的来源及说明
本文所需数据和指标涉及三次产业及 31个省份各个工业行业的产出、劳动、劳动报酬、资本、折旧、
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楼东玮:资源错配视角下的产业结构失衡研究———关于错配指数的测度与分解
① 技术优势企业的定价策略为等于或稍小于技术落后企业的边际成本，因此，其每一单位产品的边际溢价为:
p( v，t) － MC( q，t) ，为了便于模型推导，我们将其写为比值形式。
固定资本形成总额、固定资产投资及各变量相应的指数，数据来源主要为《中国统计年鉴(1978 －
2012)》、《中国国内生产总值核算历史资料:1952 － 2004》、《新中国 60年统计资料汇编》、历年的《中国劳
动统计年鉴》和《中国工业经济统计年鉴》以及中国统计局网站数据库。其中，关于分地区三次产业资本
存量的估算采用永续盘存法，主要借鉴徐现祥等(2007)［19］文中的测算思想及技术;关于三次产业劳动投
入和劳动报酬份额的计算以及各变量的实际值处理主要借鉴曹玉书、楼东玮(2012)［20］文中的方法。
(二)资源错配指数的估算和对产业结构的影响分析
1．要素绝对错配指数和部门间相对错配指数的计算
根据理论模型中(11)、(12)和(13)式，以三次产业为基础，表 1计算了 1978 ～ 2011年部门间同
种要素的自价格错配指数和部门间不同要素的相对错配指数，其中，k(uv，t)和 l(uv，t)表示以第三
产业为基准部门，二三产业间资本和劳动同种要素的自价格错配指数，用以衡量同种要素在部门间的
配置效率;φuv(t)和 φ23(t)中，前者表示以全国平均资源配置状况为对照基准的三次产业相对资源错
配指数，后者则表示以第三产业为对照基准的第二和第三产业间资本和劳动要素的相对错配指数，两
者的设置目的主要是用以衡量产业部门间不同要素的相对配置效率状况。由估算结果我们可以发现:
第一，对于资本错配指数 k(uv，t) ，1978 ～ 2011年间的变化趋势是先增长后下降，即第二产业相
对于第三产业的资本错配程度总体呈现倒 U形变化，由于市场化改革的深入和资本市场发育的逐步
完善，至 1998 年亚洲金融危机以前第二产业的资本错配程度总体呈下降趋势，亚洲金融危机后，随着
积极财政政策的实行，加上民营资本的活跃，投资驱动性的经济增长方式使得过度投资成为可能，各
部门不合理的投资结构、加上资本的低效率和过度形成，直接导致了 1999 ～ 2005 年第二产业资本错
配程度增加。而从 2006 年起，过度投资现象出现了缓和的迹象，数值的下降也表明第三产业的资本与
劳动要素投入比例不尽合理，还有进一步增长的空间。
第二，对于劳动错配指数 l(uv，t) ，数据变化的主要特征是 1994 年以前，第二产业相对于第三产
业劳动的错配程度逐渐下降，主要是由于随着市场经济和改革的深入，资源在各个经济主体间的配置
逐步趋于合理;1995 年及以后，劳动要素的错配指数上升到了 1 以上，在 1. 1 的数值点附近有所反复，
这种变化基本与转型过程中劳动的动态配置过程相符———由 20世纪 90年代初农村劳动力大规模向
城镇流动而引发的“民工潮”到 2008 年世界金融危机以后由东部地区企业倒闭和劳动力向中西部地
区的回流而出现的“民工荒”。这些现象的出现表明我国的制造业特别是雇工相对较多的民营中小企
业的劳动配置效率还有待增强，制造业中密集使用劳动要素的产业有待技术革新，以释放和引导过剩
的劳动力有序地流向第三产业。
第三，对于三次产业的相对错配指数 φuv(t) ，由于全国平均的资源配置水平能够反映当期的资源
禀赋状况，因此，通过三次产业不同要素的配置状况与全国平均水平的比较分析，我们可以在一定程
度上了解各部门资源配置比例的合理性:第一产业错配指数自1978年以来一直处于不断下降当中，可
见尽管农业劳动力正逐步流向其他部门，但本部门劳动力过剩的状况还未发生根本性改变，而且资本
的过少配置急需农业部门进行深入的集约化经营;第二产业的数据亦有逐步下降的趋势，第三产业则
先下降再升高，从数值可以发现，第二产业的劳资配比还倾向于劳动密集型，而第三产业的劳动配比
还显不足，有进一步吸纳劳动力的潜力，因此，非均衡发展的两大部门在未来急需转型。
第四，对于二三产业的相对错配指数 φ23(t) ，其测算结果基本与以全国为基准的数据相一致，即
第二产业相对于第三产业来说配置了相对过多的劳动，而第三产业则配置了相对过多的资本。
表 1 1978 ～ 2011 年三次产业间各种错配指数的估算结果
k(uv，t) l(uv，t)
φuv(t) φ23(t)
一产 二产 三产 二产 / 三产
PL23
1978 0． 549 0． 657 2． 302 1． 365 1． 816 0． 751 1． 408
1979 0． 563 0． 669 2． 268 1． 288 1． 728 0． 745 1． 562
1980 0． 577 0． 669 2． 232 1． 275 1． 757 0． 726 1． 602
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云南财经大学学报( 2013 年第 4 期)
1981 0． 591 0． 693 2． 171 1． 190 1． 614 0． 738 1． 556
1982 0． 604 0． 680 2． 054 1． 170 1． 622 0． 721 1． 495
1983 0． 621 0． 710 1． 954 1． 168 1． 467 0． 797 1． 505
1984 0． 643 0． 753 1． 893 1． 166 1． 334 0． 874 1． 403
1985 0． 660 0． 751 1． 751 1． 220 1． 312 0． 930 1． 204
1986 0． 662 0． 733 1． 622 1． 218 1． 352 0． 901 1． 179
1987 0． 661 0． 747 1． 496 1． 285 1． 287 0． 998 1． 177
1988 0． 653 0． 762 1． 379 1． 343 1． 284 1． 046 1． 173
1989 0． 649 0． 789 1． 277 1． 473 1． 279 1． 151 1． 130
1990 0． 664 0． 806 1． 201 1． 450 1． 309 1． 108 1． 133
1991 0． 664 0． 824 1． 149 1． 540 1． 292 1． 191 1． 096
1992 0． 660 0． 851 1． 095 1． 566 1． 313 1． 193 1． 141
1993 0． 667 0． 885 0． 978 1． 631 1． 242 1． 313 1． 307
1994 0． 725 0． 910 0． 897 1． 583 1． 278 1． 239 1． 406
1995 0． 754 1． 022 0． 863 1． 580 1． 181 1． 338 1． 548
1996 0． 791 1． 054 0． 873 1． 524 1． 159 1． 315 1． 605
1997 0． 830 1． 072 0． 813 1． 530 1． 201 1． 274 1． 550
1998 0． 895 1． 104 0． 786 1． 527 1． 254 1． 217 1． 449
1999 0． 978 1． 120 0． 755 1． 523 1． 348 1． 129 1． 417
2000 1． 063 1． 130 0． 711 1． 512 1． 441 1． 049 1． 438
2001 1． 135 1． 139 0． 681 1． 490 1． 505 0． 990 1． 386
2002 1． 195 1． 203 0． 615 1． 531 1． 541 0． 993 1． 444
2003 1． 154 1． 212 0． 571 1． 474 1． 608 0． 916 1． 512
2004 1． 067 1． 250 0． 622 1． 280 1． 435 0． 892 1． 557
2005 1． 009 1． 230 0． 597 1． 448 1． 797 0． 806 1． 543
2006 0． 960 1． 192 0． 577 1． 309 1． 812 0． 722 1． 497
2007 0． 915 1． 127 0． 552 1． 180 1． 856 0． 636 1． 366
2008 0． 879 1． 138 0． 528 1． 116 1． 863 0． 599 1． 385
2009 0． 845 1． 144 0． 518 1． 053 1． 855 0． 568 1． 306
2010 0． 822 1． 124 0． 503 0． 984 1． 868 0． 527 1． 301
2011 0． 804 1． 129 0． 498 0． 929 1． 843 0． 504 1． 301
注: PL23 指第二产业与第三产业的相对劳动生产率。
2．分所有制部门的各种错配指数计算
为了解资源在不同所有制部门的配置现状，本文还计算了分所有制工业部门的资源错配指数。
在得到结果之前，我们需要估算不同部门资本和劳动要素的产出弹性，为了减少或降低多重共线
性、增加样本数量和估计的可靠性，我们在全国31个省份、2000 ～ 2007年(2007年后统计年鉴未提
供增加值数据)的 29 个工业行业面板数据的基础上，用面板数据固定效应的变系数模型估计得到
了不同所有制性质部门每年资本和劳动的产出弹性(假设规模报酬不变) ，如表 2所示。与大多数研
究结果一致，三部门中资本的份额正在逐步上升，而劳动的份额则趋于不断下降。另外，本文的测算
结果显示 2004 ～ 2006 年三部门的资本产出弹性从大到小的排序为“三资”部门—国有部门—私
有部门，而 2007 年为“三资”部门—私有部门—国有部门。2006 年前之所以国有部门较私有部门
的资本有较大的产出弹性，一方面与选取的 29 个部门中大多为垄断部门有关;另一方面，是由于国
有工业部门所在行业竞争不足，加上私有工业部门在受限行业内的过度竞争和进入限制，使得国有
部门独占了资本回报较高行业的好处，该结论与白重恩、钱震杰等(2008)和张荣刚(1997)［21 ～ 22］ 的
研究一致。
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楼东玮:资源错配视角下的产业结构失衡研究———关于错配指数的测度与分解
表 2 不同所有制性质工业部门的资本产出弹性估算结果
变量 国有工业部门 “三资”工业部门 私有工业部门
C
0． 9464＊＊＊
(0． 1697)
1． 1729＊＊＊
(0． 1996)
1． 3025＊＊＊
(0． 1194)
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
ln(K /L)
0． 3910＊＊＊
(0． 0622)
0． 3240＊＊＊
(0． 0769)
－②
0． 3769＊＊＊
(0． 0582)
0． 3309＊＊＊
(0． 0758)
－
0． 4219＊＊＊
(0． 0632)
0． 3742＊＊＊
(0． 0743)
－
0． 4493＊＊＊
(0． 0641)
0． 4262＊＊＊
(0． 0761)
－
0． 4333＊＊＊
(0． 0573)
0． 4302＊＊＊
(0． 0757)
－
0． 4314＊＊＊
(0． 0552)
0． 4433＊＊＊
(0． 0748)
0． 3306＊＊＊
(0． 0668)
0． 4382＊＊＊
(0． 0488)
0． 4936＊＊＊
(0． 0740)
0． 4106＊＊＊
(0． 0668)
0． 3690＊＊＊
(0． 0480)
0． 5131＊＊＊
(0． 0710)
0． 4850＊＊＊
(0． 0627)
Ｒ2 0． 9738 0． 7561 0． 9999
H 201． 3630① 18． 0844 17． 8633
Prob(H) 0． 0000① 0． 0206 0． 0005
D － W 0． 7038 1． 5492 2． 5744
注: ( 1)“三资”企业系指中国港、澳、台商投资企业和外资企业的简称; ( 2) 这里“①”表示“赤池统计量”及其 p值，即混
合效应和固定效应的检验结果(因固定效应和随机效应的检验结果显示无差异，故略去H统计量值) ; ( 3)“②”中的私有工业
部门缺少 2004年以前的增加值数据，所以只有 3年 29个截面数据; ( 4) 圆括号中的数据为稳健性标准误。
根据每年各要素的产出弹性数据，我们就可以计算出 2000 ～ 2007年分所有制工业企业部门间错
配指数，表 3 中的各指数皆以“三资”工业部门为基准对照部门(假设“三资”部门的要素配置方式在
三部门中最为合理) ，其中，k(gw，t)和 k(sw，t)为资本的自价格错配指数，l(gw，t)和 l(sw，t)为
劳动的自价格错配指数，这两种指数用以衡量国有和私有部门相对于“三资”部门要素价格的偏离程
度;φgw(t)和 φsw(t)则为不同要素和部门间的相对错配指数，用以衡量资源的密集使用程度、相对配
置比例以及使用和配置效率状况。
表 3 所报告的数据显示:就资本的绝对错配来说，国有部门资本要素自价格错配指数较私有部门
来得小，不难发现，由于国有工业部门受到国家制度和政策扶持，相对较易获得企业发展所需的资本，
而且资本的取得往往不受借贷约束，因此，其融通和使用资本的成本会比其他部门来得低，而另一方
面，“三资”企业往往拥有私有企业不可能获得的超国民待遇，加上私有企业经营的不确定性以及融
资过程中的信息不对称和道德风险问题，所有这些都造成了国有部门的融资成本在三个部门中最低，
而私有部门最高，但同时可以发现，私有部门的错配程度正在逐步缩小。就劳动的绝对错配来说，2000
年初期，国有部门的劳动使用成本较低，而私有部门较高，原因可能是由于该时期国有部门的改革尚
未达到劳动与资本的合理配置比例，劳动要素在数量上还配置过多，而同期蓬勃发展的中小企业则由
于急需劳动投入，造成该时期劳动要素在私有部门的价格相对较高。但之后的几年，国有部门不断上
升，私有部门则不断下降，这种趋势在 2006 ～ 2007年间发生了变化，三部门的劳动使用成本中国有部
门最高，这不仅与近年来生产技术的进步和传统国有工业部门的转型有关，还与国企稳定和优越的工
作环境相关，相比其他工业部门，国有部门往往更容易吸引高素质人才，而且得益于垄断企业的收入
·85·
云南财经大学学报( 2013 年第 4 期)
分配政策，国企的劳动要素收入相对较高，员工也更容易取得企业的利益分成。
从相对错配程度来看，其特点是国有部门的指数数值均大于 1，而私有部门的数值小于 1，由此可
知，国有部门相对于外资部门来说配置了过多的资本或过少的劳动，而私有部门的资本和劳动要素的
配置状况则刚好相反，究其原因，主要是由于国有部门的运作方式往往需要有巨大的资本投入，用以
维系企业的正常再生产和扩大再生产，但不可否认的是，国有部门的软约束造成了投资过度，而且这
种状况在 2000 ～ 2007年间日趋恶化。另一方面，私有部门的数据则恰好相反———正趋于不断下降态
势，可见，该部门传统的劳动密集型要素配置方式和配置效率正在发生改变，产业结构升级和经济转
型将成为今后本部门发展的主旋律。
表 3 不同所有制性质工业企业部门的错配指数估算结果
年份 k(gw，t) k(sw，t) l(gw，t) l(sw，t) φgw(t) φsw(t)
2000 0． 292 16． 160 0． 186 4． 774 0． 805 0． 304
2001 0． 295 11． 427 0． 217 3． 459 1． 007 0． 318
2002 0． 298 6． 938 0． 263 2． 634 1． 190 0． 426
2003 0． 300 4． 235 0． 337 2． 023 1． 666 0． 623
2004 0． 302 3． 140 0． 433 1． 690 2． 192 0． 708
2005 0． 309 2． 204 0． 594 1． 473 2． 458 0． 795
2006 0． 356 2． 080 0． 987 1． 348 3． 286 0． 726
2007 0． 311 2． 153 1． 313 1． 187 5． 189 0． 599
注:“g”，“w”，“s”分别表示国有、三资( 外资) 和私有工业企业部门。
五、结论和启示
以往的产业结构理论往往建立在要素市场完全竞争的假设之上，不仅各产业部门间拥有完全相
同的要素价格，而且部门间的资源配置完全有效，这就为理解中国在转型期出现的诸多问题设置了障
碍。本文则在测算和分解产业内和产业间三种错配指数的基础上，从资源错配的视角对三次产业和
不同所有制部门的非均衡发展作了新的诠释。通过测算和分析三次产业的绝对错配指数，我们可以
发现，中国三次产业的非均衡发展是与资源错配同时存在的，经济运行各阶段出现的产业间劳动要素
配置问题(“民工潮”、“民工荒”)、资本的过度形成问题(过度投资)以及垄断工业部门资源的过度集
中问题等中国转型期特有经济现象的背后隐藏着的，其实是资源如何在各产业间有效配置的问题;通
过对三次产业相对错配指数的测算，我们还发现，改革开放 30 多年，中国传统农业部门劳动要素过剩
的状况并未发生根本性改变，农业资本的过少配置急需农业部门进行深入的集约化经营;其次，第二
产业的劳资配比出现了两个极端，垄断部门的资本 －劳动比率持续上升，私人部门的要素配置方式则
仍倾向于劳动密集型，而且在整个第二产业内，资本有了过度形成的倾向，致使产业内的要素配比出
现了相对于生产技术的偏差，因此，非均衡发展的三次产业在未来急需转型。
我国目前制度红利还很大，农村还有大量的剩余劳动力有待转移，资本过度积累和要素收益不合
理等这些市场不完善、结构不合理、配置非效率的问题已经成为当今中国经济增长过程中不得不面对
的问题，如何减少市场摩擦、减少资源错配，如何提高要素配置效率、提高增长质量将是今后中国政策
制定者考虑的重点。我们知道，经济体系的有效运作和资源要素的合理配置，需要微观、中观、宏观三
方经济主体的共同协调，如何通过政府的宏观手段将稀缺资源有效地配置到微观部门的经济主体之
中，从而最终形成合理的中观产业体系并反过来促进经济的高质量增长，不仅是本文研究的出发点，
亦可作为今后研究的新方向。
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责任编辑、校对:刘玉屏
Industrial Structure Imbalance from the Perspective of Ｒesource Misallocation
———On the Measurement and Decomposition of Misallocation Index
LOU Dong － wei
(School of Economics，Zhejiang University，Hangzhou 310027，China)
Abstract:The paper reexamines the imbalanced development of China's industry and sectors
with different ownerships from the perspective of resource misallocation． By improving the tradi-
tional production function，the author deduces and calculates the index which measures resource
misallocation degree． Based on decomposing and differentiating absolute misallocation index，fac-
tor self － price misallocation index and comparative misallocation index，the internal logic between
resource misallocation and industrial structure imbalance is established，aiming to provide a new
theoretical basis to understand industrial structure imbalance．
Key words:Ｒesource Misallocation;Industrial Structure Imbalance;Misallocation Index
·06·
云南财经大学学报( 2013 年第 4 期)
