徐傳諶,王 勇

1 問題提出

國有資本已經(jīng)成為當(dāng)前各國應(yīng)對金融危機的主要工具之一。在經(jīng)濟全球化的今天，中國經(jīng)濟和美歐、日本經(jīng)濟形成相互影響、相互促進(jìn)的格局，決不能低估世界金融危機對我國經(jīng)濟的影響。因此，重新認(rèn)識國有資本在穩(wěn)定經(jīng)濟和提升產(chǎn)業(yè)競爭力方面的重要作用、深入研究國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布與產(chǎn)業(yè)績效是否具有一定的相關(guān)性特征，對于解決我國當(dāng)前面臨的經(jīng)濟和社會問題具有重要意義。

從相關(guān)文獻(xiàn)綜述可以看出，針對現(xiàn)階段我國國有經(jīng)濟的產(chǎn)業(yè)分布是否提高產(chǎn)業(yè)績效這一問題，目前學(xué)術(shù)界并沒有引起足夠的重視。本文利用中國制造業(yè)的29個產(chǎn)業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)，測算了1999～2010年各個產(chǎn)業(yè)在績效的變化情況。并在此基礎(chǔ)上，建立面板門限模型，分析和檢驗國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布和產(chǎn)業(yè)績效之間的非線性關(guān)聯(lián)。

2 研究方法

本文研究的方法主要涉及兩個方面。首先是產(chǎn)業(yè)績效評價的非參數(shù)DEA下Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)的分解，其次是面板門限模型。

2.1 產(chǎn)業(yè)績效評價和Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)分解[1]

在研究跨期經(jīng)濟系統(tǒng)的績效時，不僅要分析投入要素對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)，還要測度技術(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)資源配置效率變化對增長的影響。而傳統(tǒng)DEA方法測度DMU的技術(shù)效率都是當(dāng)期數(shù)據(jù)包絡(luò)分析結(jié)果，當(dāng)考慮時間因素時，這些不同時點上的靜態(tài)效率結(jié)果并不具有縱向時間上的可比性。而基于決策評價單元動態(tài)效率評價的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)，則能夠有效地解決傳統(tǒng)非參數(shù)DEA方法在測度決策評價單元效率時的動態(tài)可比性問題。所以在本文研究中將利用Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)分解的結(jié)果測度產(chǎn)業(yè)的動態(tài)績效演變狀況。

2.2 面板門限模型[2]

2.2.1 面板門限模型的設(shè)定及估計

Hansen（2000）所提出的門限面板模型是以變量為區(qū)制（regime）改變的轉(zhuǎn)折點，模型中不同區(qū)制就是通過門限變量大于或小于某一門限值來表示。Hansen的兩區(qū)制的單門限面板模型可表示為：

其中，I(?)是示性函數(shù)，根據(jù)門限變量qit小于或大于門限值γ，觀測值被分割為不同的兩個區(qū)制，在不同的區(qū)制，回歸斜率是不同。

估計時首先消除個體效應(yīng)αi，令其他變量也做相同的處理，并且共同替換式（1）中的對應(yīng)變量，得到：

（2）式的矩陣形式是Y*=βTX*(γ)+e*，則殘差平方和（RSS）為：

接下來尋找門限估計 γ?，使得 S1(γ)最小，即：

2.2.2 假設(shè)檢驗

檢驗分為兩步：第一，檢驗門限效應(yīng)是否顯著；第二，檢驗門限估計值是否等于真實值。第一個檢驗原假設(shè)是H0:β1=β2，備擇假設(shè) H1:β1≠β2，檢驗統(tǒng)計量為：

其中，S0實在原假設(shè)H0下的得到的殘差平方和，在原假設(shè)下，門限值尚未確定，傳統(tǒng)的檢驗統(tǒng)計量不滿足標(biāo)準(zhǔn)分布，Hansen（1999）建議采用Bootstrap方法獲取近似分布的臨界值，進(jìn)而得到基于似然比檢驗的P值。當(dāng)P值足夠小時拒絕原假設(shè)，說明存在明顯的門限效應(yīng)。第二個檢驗是檢驗門限值是否等于真實值，原假設(shè)為H0:γ=γ?，相應(yīng)的似然比檢驗統(tǒng)計量

3 實證檢驗及結(jié)果分析

3.1 研究對象選擇及變量的選取

對于我國產(chǎn)業(yè)的績效的評價，本文利用前述的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)來測度產(chǎn)業(yè)績效的變化情況。并且本文進(jìn)一步將這一指數(shù)分解為技術(shù)效率因子（TE）與技術(shù)進(jìn)步因子（TG）。在具體的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)的測算上，本文采用了數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）方法來實現(xiàn)。實證研究對象選擇了制造業(yè)兩位碼行業(yè)，由于2002年調(diào)整了行業(yè)的統(tǒng)計口徑，為了保持一致性，我們剔除了相關(guān)行業(yè)，最后集中在個制造業(yè)行業(yè)。產(chǎn)出數(shù)據(jù)選取工業(yè)增加值，數(shù)據(jù)以1999年為基期，對相應(yīng)的增加值進(jìn)行了平減[3]。資本投入以1999年為基期按照“永續(xù)盤存法”進(jìn)行估計，勞動投人本文用各行業(yè)從業(yè)人員來表示。在后續(xù)的實證分析中還涉及國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布的測度。在國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布的現(xiàn)有實證分析研究中，往往利用一個行業(yè)內(nèi)國有企業(yè)的產(chǎn)出、銷售和就業(yè)人數(shù)占行業(yè)總數(shù)的百分比；也可以采用國有企業(yè)占GDP比重、國有企業(yè)占總投資額的份額和國有企業(yè)在就業(yè)當(dāng)中的份額來衡量國有經(jīng)濟在該行業(yè)的分布情況[4]?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，本文選用所選的行業(yè)中的國有經(jīng)濟產(chǎn)值與國有及規(guī)模以上非國有企業(yè)總產(chǎn)值的比例來衡量該行業(yè)中國有經(jīng)濟所占的比重，并用SOE代表國有經(jīng)濟比重。在后續(xù)的實證分析中本文還選用了人均固定資產(chǎn)衡量產(chǎn)業(yè)的規(guī)模情況，并用SC代表。數(shù)據(jù)的來源為各年度的歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國市場統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，樣本的觀察區(qū)間為1999～2010年。

3.2 產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率變化和技術(shù)進(jìn)步分析

本文應(yīng)用美國俄勒岡大學(xué)Fare教授所開發(fā)的軟件DEAP2.1，測度出中國制造業(yè)20個產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率指數(shù)，然后將其分解成技術(shù)效率變化和技術(shù)進(jìn)步指數(shù)，并按照環(huán)比到定基的計算方法獲得這些產(chǎn)業(yè)自1999年以來的技術(shù)效率因子（TE）和技術(shù)進(jìn)步因子（TG）。其描述性統(tǒng)計如表1所示。

3.3 基于面板門限模型的國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布和產(chǎn)業(yè)績效的關(guān)聯(lián)性分析

首先分析技術(shù)效率因子（TE）和國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布（SOE）、產(chǎn)業(yè)規(guī)模水平（SC）之間的非線性關(guān)聯(lián)建立如下的面板門限模型：

表1 1999～2010年我國制造業(yè)20個行業(yè)的效率變化和技術(shù)進(jìn)步的平均值和標(biāo)準(zhǔn)差

為了檢驗門限效應(yīng)是否存在以及確定對應(yīng)的門限值，本文分別假定模型中不存在門限效應(yīng)、存在單個門限效應(yīng)以及雙門限效應(yīng)，并分別進(jìn)行OLS估計，然后其對應(yīng)的殘差項構(gòu)建帶有約束的F檢驗。其中F1檢驗統(tǒng)計量對應(yīng)的原假設(shè)是模型不存在門限效應(yīng)，備擇假設(shè)是模型存在單個門限效應(yīng)。F2檢驗統(tǒng)計量對應(yīng)的原假設(shè)是模型存在單個門限效應(yīng)，備擇假設(shè)是模型存在雙門限效應(yīng)。F1檢驗和F2檢驗是面板門限模型設(shè)定檢驗的關(guān)鍵。表2顯示了以國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)的分布情況作為門限變量時，檢驗統(tǒng)計量F1和F2的樣本值，對應(yīng)的P值。從檢驗結(jié)果可以看到，檢驗結(jié)果表明，模型的存在著明顯的門限效應(yīng)，并且這種門限效應(yīng)可以在模型中用單個門限效應(yīng)來刻畫。

表2 國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布對產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的門限效應(yīng)檢驗

當(dāng)LR(r)為0時，估計得到門限值的估計為0.631，門限值95%的置信區(qū)間為[0.47,0.73]。根據(jù)上述模型門限效應(yīng)的檢驗結(jié)果，可以將原模型形式設(shè)定為：

門限模型回歸實質(zhì)上是依據(jù)門限值將原樣本分成高于門限值和低于門限值這兩個區(qū)制，并分別考察在這兩個區(qū)制內(nèi)部解釋變量對被解釋變量的影響，通過比較這兩個區(qū)制回歸系數(shù)的差異檢驗門限效應(yīng)的作用。國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)的分布對產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率影響的門限回歸模型參數(shù)結(jié)果見表3所示。

表3 國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布對產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率影響的門限模型估計結(jié)果

從各系數(shù)的估計結(jié)果來看，國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)的分布對產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率呈現(xiàn)出一個正向的影響，但是β2顯著為負(fù)，說明了國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)的分布與產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率之間存在著“倒U”型關(guān)系。隨著國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布比例的增加對產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率會由正向影響變成反向影響。同時產(chǎn)業(yè)規(guī)模對產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的影響會由于國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布的狀況的不同產(chǎn)生不同方向的影響。當(dāng)國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布小于門限值時，產(chǎn)業(yè)規(guī)模的提高會增進(jìn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的提高；而當(dāng)國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布大于門限值時，產(chǎn)業(yè)規(guī)模的提高會抑制產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的提高。

分析技術(shù)進(jìn)步因子（TG）和國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布（SOE）、產(chǎn)業(yè)規(guī)模水平（SC）之間的非線性關(guān)聯(lián)建立如下的面板門限模型：

表4顯示了以國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)的分布情況作為門限變量時，檢驗統(tǒng)計量F1和F2的樣本值，對應(yīng)的P值。從檢驗結(jié)果可以看到，檢驗結(jié)果表明，模型的存在著明顯的門限效應(yīng)，并且這種門限效應(yīng)可以在模型中用單個門限效應(yīng)來刻畫。

表4 國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布對產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的門限效應(yīng)檢驗

當(dāng)LR(r)為0時，估計得到門限值的估計為0.732，門限值95%的置信區(qū)間為[0.572,0.814]。

根據(jù)上述模型門限效應(yīng)的檢驗結(jié)果，可以將原模型形式設(shè)定為：

國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)的分布對產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響的門限回歸模型參數(shù)結(jié)果見表5所示。

表5 國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布對產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響的門限模型估計結(jié)果

從各系數(shù)的估計結(jié)果來看，國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)的分布對產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的拉動作用是非常顯著的，隨著國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)的分布比例的增加對產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響也是不斷增加。同時產(chǎn)業(yè)規(guī)模對產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響會由于國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布的狀況的不同產(chǎn)生不同方向的影響。當(dāng)國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布小于門限值時，產(chǎn)業(yè)規(guī)模的提高會增進(jìn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的提高；而當(dāng)國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布大于門限值時，產(chǎn)業(yè)規(guī)模的提高會增進(jìn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的提高。并且國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布比例越高，其產(chǎn)業(yè)規(guī)模對產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的提升作用越大。

4 結(jié)論

（1）國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)的分布與產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率之間存在著“倒U”型關(guān)系。隨著國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布比例的增加對產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率會由正向影響變成反向影響。同時產(chǎn)業(yè)規(guī)模對產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的影響會由于國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布的狀況的不同產(chǎn)生不同方向的影響。當(dāng)國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布小于門限值時，產(chǎn)業(yè)規(guī)模的提高會增進(jìn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的提高；而當(dāng)國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布大于門限值時，產(chǎn)業(yè)規(guī)模的提高會抑制產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的提高。改革開放和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型過程中，國有企業(yè)改革對提高國有企業(yè)效率和改善要素投入有效配置具有很強的積極作用，國有企業(yè)取得了很大的進(jìn)步與發(fā)展，效率和要素配置都有了質(zhì)的飛躍。但由于國有股份企業(yè)依然背負(fù)著一些歷史遺留的種種政策性負(fù)擔(dān)，技術(shù)和管理仍缺乏效率，冗員問題依然存在，同時還承擔(dān)給員工提供的社會福利支出的超額負(fù)擔(dān)，這些都導(dǎo)致了國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布對產(chǎn)業(yè)效率的提高存在著一定的抑制作用。

（2）國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)的分布對產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的拉動作用是非常顯著的，隨著國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)的分布比例的增加對產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響也是不斷增加。同時產(chǎn)業(yè)規(guī)模對產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響會由于國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布的狀況的不同產(chǎn)生不同方向的影響。當(dāng)國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布小于門限值時，產(chǎn)業(yè)規(guī)模的提高會增進(jìn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的提高；而當(dāng)國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布大于門限值時，產(chǎn)業(yè)規(guī)模的提高會增進(jìn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的提高。并且國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布比例越高，其產(chǎn)業(yè)規(guī)模對產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的提升作用越大。技術(shù)進(jìn)步是一個逐漸累積的過程，因此，小的技術(shù)進(jìn)步，如生產(chǎn)過程中的局部技術(shù)革新、技術(shù)改造，只能使局部的勞動生產(chǎn)率提高，并不能改變整個生產(chǎn)力系統(tǒng)，也就不會帶來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的明顯變化；如果技術(shù)進(jìn)步發(fā)生在某一對其他部門有重要影響的行業(yè)內(nèi)，使整個行業(yè)的技術(shù)體系發(fā)生了全新的變化，并導(dǎo)致勞動生產(chǎn)率的提高與產(chǎn)品成本的下降，那么，它就有可能使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生較大的變化；而當(dāng)技術(shù)進(jìn)步積累到一定程度，出現(xiàn)了某種新技術(shù)，并能夠引起若干個產(chǎn)業(yè)部門的勞動生產(chǎn)率的普遍提高，使人類生產(chǎn)能力發(fā)生質(zhì)的變化時，就會使整個產(chǎn)業(yè)社會體系發(fā)生革命，從而引起產(chǎn)業(yè)革命，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生急劇的變化。我國的骨干企業(yè)，支柱產(chǎn)業(yè)多以國有企業(yè)為主。因此，國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布的變化對產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步乃至產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化均會產(chǎn)生巨大的影響。從國有經(jīng)濟具有的優(yōu)勢（規(guī)模、人力、物力）而言，重大技術(shù)進(jìn)步容易在國企發(fā)生。所以實證研究中表明國有經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)分布比例越高，其產(chǎn)業(yè)規(guī)模對產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的提升作用越大。這也是由于國有企業(yè)技術(shù)進(jìn)步，可以對其他企業(yè)產(chǎn)生巨大的溢出效應(yīng)，能大范圍推動產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級。

[1]T.J.Coelli,D.S.Prasada Rao.An Introduction to Efficiency and Pro?ductivity Analysis[M].New York:Springer,2008.

[2]Timo Terasvirta,Dag Tjostheim,Clive W.J.Granger.Modelling Nonlin?ear Economic Time Series[M].New York:Oxford University Press,2011.

[3]平新喬.外商直接投資對中國企業(yè)的溢出效應(yīng)分析[J].世界經(jīng)濟,2007,(8).

[4]Chong-En Bai,Yingjuan Dua,Zhigang Tao,Sarah Y.Tong.Local Pro?tectionism and Regional Specialization:Evidence from China's Indus?tries[J].Journal of International Economics,2008,(63).