技術(shù)創(chuàng)新、市場(chǎng)需求與石油石化產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率動(dòng)態(tài)演變
——基于江蘇上市公司的Malmquist指數(shù)法

任保全

技術(shù)創(chuàng)新、市場(chǎng)需求與石油石化產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率動(dòng)態(tài)演變
——基于江蘇上市公司的Malmquist指數(shù)法

任保全

采用Malmquist指數(shù)法，利用江蘇石油石化產(chǎn)業(yè)上市公司數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，全要素生產(chǎn)率先大幅下滑、后小幅上升，而技術(shù)進(jìn)步率不斷下滑，呈現(xiàn)輕視技術(shù)創(chuàng)新、生產(chǎn)率大幅波動(dòng)的低端化發(fā)展趨勢(shì)?；貧w分析發(fā)現(xiàn)，整體估計(jì)中，技術(shù)創(chuàng)新和本土市場(chǎng)需求促進(jìn)了生產(chǎn)率增長(zhǎng)，而出口卻有抑制作用。政策前后估計(jì)中，技術(shù)創(chuàng)新和本土市場(chǎng)需求由政策前對(duì)生產(chǎn)率不顯著，轉(zhuǎn)變?yōu)檎吆蟮拇龠M(jìn)作用；出口由政策前的促進(jìn)作用，轉(zhuǎn)變?yōu)檎吆蟮囊种谱饔谩．a(chǎn)權(quán)性質(zhì)估計(jì)中，技術(shù)創(chuàng)新僅促進(jìn)了非國(guó)有企業(yè)的生產(chǎn)率增長(zhǎng)，對(duì)國(guó)有企業(yè)卻是抑制性?xún)A向；本土市場(chǎng)需求對(duì)國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)的生產(chǎn)率都有促進(jìn)作用；出口僅促進(jìn)了國(guó)有企業(yè)的生產(chǎn)率增長(zhǎng)。上述研究對(duì)于審視和調(diào)整石油石化產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式，推動(dòng)其生產(chǎn)率增長(zhǎng)，具有重要意義。

技術(shù)創(chuàng)新；全要素生產(chǎn)率；技術(shù)進(jìn)步率；石油石化產(chǎn)業(yè)；Malmquist指數(shù)

江蘇作為經(jīng)濟(jì)大省，江蘇石油石化產(chǎn)業(yè)在全國(guó)同行業(yè)中也具有舉足輕重的地位。2014年江蘇規(guī)模以上石油和化工企業(yè)實(shí)現(xiàn)的主營(yíng)業(yè)務(wù)收入占全國(guó)同行業(yè)的比重達(dá)到13.9%，僅次于山東，居全國(guó)第二位[1]。然而，近年來(lái)石油石化產(chǎn)業(yè)存在的問(wèn)題逐步暴露出來(lái)。朱俊偉等[2]研究發(fā)現(xiàn)江蘇石化產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量創(chuàng)新產(chǎn)品缺乏，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度普遍不高，缺少尖端研發(fā)設(shè)備和創(chuàng)新人才。同時(shí)，王衛(wèi)星等[3]石化企業(yè)發(fā)展將遇到經(jīng)濟(jì)效益滑坡等前所未有的嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。

那么，大力推動(dòng)江蘇石油石化產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，對(duì)于帶動(dòng)全國(guó)石油石化產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展，推動(dòng)江蘇的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化都至關(guān)重要。為了實(shí)現(xiàn)該目標(biāo)，關(guān)鍵是要提高石油石化產(chǎn)業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力水平，而生產(chǎn)率是判斷競(jìng)爭(zhēng)力水平的核心要素。

鑒于此，將運(yùn)用江蘇石油石化產(chǎn)業(yè)上市公司的微觀(guān)數(shù)據(jù)，通過(guò)對(duì)生產(chǎn)率的測(cè)度和二次分解，深入分析和評(píng)價(jià)石油石化產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力水平的動(dòng)態(tài)演變趨勢(shì)，并探究其內(nèi)在機(jī)理。然后再?gòu)募夹g(shù)創(chuàng)新和市場(chǎng)需求的視角，研究這些核心因素對(duì)生產(chǎn)率的影響。

一、理論基礎(chǔ)及文獻(xiàn)綜述

(一)Malmquist指數(shù)測(cè)度法

本文采用F?re等[4]定義的以產(chǎn)出為基礎(chǔ)的基于DEA的非參數(shù)Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)。

(1)

式(1)全要素生產(chǎn)率變化率(TFPch)可進(jìn)一步分解為技術(shù)進(jìn)步率(TECHch)和技術(shù)效率(EFFch)：

(2)

F?re等[4]和Ray等[5]指出，技術(shù)效率指數(shù)是在規(guī)模報(bào)酬不變(CRS)假設(shè)下測(cè)度的，它可以分解為規(guī)模效率指數(shù)(SEch)和規(guī)模報(bào)酬變化(VRS)假設(shè)下的純技術(shù)效率指數(shù)(PEch)。那么，式(3)可以分解為：

(3)

當(dāng)TECHch> 1，則表示存在技術(shù)進(jìn)步，即生產(chǎn)邊界提升，反之則存在技術(shù)退步；當(dāng)EFFch> 1，表示存在技術(shù)效率提高，反之則存在技術(shù)效率退步。當(dāng)SEch>1，則表明規(guī)模效率提升，反之規(guī)模效率降低；當(dāng)PEch>1，表明純技術(shù)效率提高，反之則純技術(shù)效率退步。

(二)文獻(xiàn)綜述

1.技術(shù)創(chuàng)新對(duì)生產(chǎn)率的影響

企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的作用機(jī)理可歸納為：企業(yè)通過(guò)研發(fā)專(zhuān)項(xiàng)資金的持續(xù)注入，推動(dòng)企業(yè)對(duì)舊工藝的改造升級(jí)和新技術(shù)的創(chuàng)新應(yīng)用，推進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，從而提高生產(chǎn)率水平。但是，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用也會(huì)受到兩方面因素的制約：第一，石油石化產(chǎn)業(yè)中的很多產(chǎn)品的附加值不高，產(chǎn)品低端化現(xiàn)象較為嚴(yán)重，容易走向出口導(dǎo)向型低端制造業(yè)的老路[6]。第二，人才結(jié)構(gòu)不合理和高端人才缺乏已經(jīng)成為阻礙生產(chǎn)率提升的短板。

2.出口對(duì)生產(chǎn)率的影響

出口對(duì)生產(chǎn)率影響的理論機(jī)理可歸納為“出口中學(xué)(Learning by Exporting)”效應(yīng)。出口企業(yè)能通過(guò)學(xué)習(xí)和吸收國(guó)外的技術(shù)和知識(shí)溢出，實(shí)現(xiàn)技術(shù)提升和知識(shí)積累，促進(jìn)生產(chǎn)率水平提高。有學(xué)者分別針對(duì)英國(guó)和斯洛文尼亞企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)存在“出口中學(xué)”效應(yīng)[7-8]。但是，出口對(duì)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用受到以下兩因素制約。第一，全球價(jià)值鏈(GVC)低端鎖定。國(guó)際大買(mǎi)家掌控GVC治理結(jié)構(gòu)，造成發(fā)展中國(guó)家企業(yè)被鎖定于GVC低端[9]。第二，過(guò)度競(jìng)爭(zhēng)。地方政府基于政績(jī)晉升考量，往往扎堆式的貿(mào)然跟進(jìn)、盲目性擴(kuò)張，造成行業(yè)的無(wú)序競(jìng)爭(zhēng)和產(chǎn)能過(guò)剩，嚴(yán)重破壞了創(chuàng)新和健康成長(zhǎng)的環(huán)境。

3.本土市場(chǎng)需求對(duì)生產(chǎn)率的影響

本土市場(chǎng)需求影響生產(chǎn)率增長(zhǎng)的作用機(jī)理可歸納為以下三個(gè)方面。第一，“母市場(chǎng)效應(yīng)”理論。較大的國(guó)內(nèi)市場(chǎng)需求有利于大規(guī)模生產(chǎn)及生產(chǎn)效率的改進(jìn)。第二，“需求引致創(chuàng)新”理論。發(fā)明活動(dòng)是追求利潤(rùn)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，市場(chǎng)需求對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)速度和方向產(chǎn)生影響[10]。第三，“國(guó)內(nèi)價(jià)值鏈”理論。培育起基于國(guó)內(nèi)市場(chǎng)空間的國(guó)內(nèi)價(jià)值鏈，將幫助代工企業(yè)擺脫GVC俘獲型網(wǎng)絡(luò)，促進(jìn)向高端價(jià)值鏈的攀升[11]。

二、生產(chǎn)率動(dòng)態(tài)演變、技術(shù)創(chuàng)新和市場(chǎng)需求擴(kuò)張

(一)生產(chǎn)率測(cè)算及其動(dòng)態(tài)演變趨勢(shì)

利用Malmquist指數(shù)方法，選取2005-2014年的江蘇石油石化產(chǎn)業(yè)上市公司年平均從業(yè)人數(shù)作為勞動(dòng)投入指標(biāo)、年平均固定資產(chǎn)余額作為資本投入指標(biāo)，選取主營(yíng)業(yè)務(wù)收入、凈利潤(rùn)作為產(chǎn)出指標(biāo)。為獲得測(cè)算中所需面板數(shù)據(jù)，剔除未公開(kāi)披露年度報(bào)告以及所用變量存在缺省值的公司后，得到20家江蘇石油石化產(chǎn)業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，測(cè)度結(jié)果見(jiàn)表1。具體說(shuō)明如下：各指數(shù)均為江蘇石油石化產(chǎn)業(yè)上市公司在相應(yīng)年份區(qū)間的幾何平均值；政策前和政策后，是以2009年作為時(shí)間分割點(diǎn)；政策前、政策后Ⅰ期、政策后Ⅱ期，分別指2006-2008年、2009-2011年和2012-2014年上市公司指標(biāo)的幾何平均值的均值；各指數(shù)都是以上一年為基數(shù)得出的相對(duì)比值，所以從2006年開(kāi)始測(cè)算；由于2009年國(guó)務(wù)院正式發(fā)布《石化產(chǎn)業(yè)調(diào)整和振興規(guī)劃》，因此選取2009年作為政策時(shí)間的分割點(diǎn)。

表1 2006-2014年江蘇石油石化產(chǎn)業(yè)年平均TFP變化率及其分解

注：差值Ⅰ為政策后Ⅰ期與政策前差值，差值Ⅱ政策后Ⅱ期與政策后Ⅰ期差值。

表1顯示，TFP在2008、2009和2014年分別呈現(xiàn)-0.5%、-4.3%和-12%的增長(zhǎng)；TFP由政策前年均增長(zhǎng)14.5%，降至政策后Ⅰ期年均增長(zhǎng)2.1%，大幅下滑12.4%，其下滑原因是由純技術(shù)效率下降所造成的技術(shù)效率下滑以及技術(shù)進(jìn)步率大幅下滑所共同導(dǎo)致；TFP由政策后Ⅰ期年均增長(zhǎng)2.1%，升至政策后Ⅱ期年均增長(zhǎng)4.8%，小幅上升2.7%，其上升原因是由純技術(shù)效率大幅上升所帶來(lái)的技術(shù)效率提高引起的。

值得注意的是，一方面，差值Ⅱ與差值Ⅰ相比，有4個(gè)指標(biāo)在兩差值中呈現(xiàn)相反的變動(dòng)。這反映出這4個(gè)指標(biāo)的增長(zhǎng)率呈現(xiàn)正負(fù)較大幅度的波動(dòng)。另一方面，技術(shù)進(jìn)步率，無(wú)論是在差值Ⅰ中，還是在差值Ⅱ中持續(xù)下滑的趨勢(shì)應(yīng)引起重視。顯然，該產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步率不斷下滑、生產(chǎn)率大幅波動(dòng)的低端化發(fā)展趨勢(shì)。

表2 2006-2014年江蘇石油石化上市公司三大因素年均值百萬(wàn)元

(二)技術(shù)創(chuàng)新和市場(chǎng)需求擴(kuò)張

基于2006-2014年所有江蘇石油石化產(chǎn)業(yè)上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)測(cè)算出三大因素的年平均值(見(jiàn)表2)。2006-2014年間，江蘇石油石化產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅猛，技術(shù)創(chuàng)新投入逐步增長(zhǎng)，市場(chǎng)需求規(guī)模逐步擴(kuò)張。

綜上分析，一方面，技術(shù)創(chuàng)新投入、本土市場(chǎng)需求和出口規(guī)模都增長(zhǎng)迅猛；另一方面，石油石化產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步率不斷下滑、生產(chǎn)率大幅波動(dòng)的低端化發(fā)展趨勢(shì)。那么技術(shù)創(chuàng)新投入、本土市場(chǎng)需求和出口，這三大因素是否促進(jìn)了其生產(chǎn)率增長(zhǎng)？其背后的內(nèi)在機(jī)理是什么？顯然，都亟待檢驗(yàn)和回答。

三、變量選取、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說(shuō)明

(一)變量選取及模型設(shè)定

1.被解釋變量選取

本文重點(diǎn)研究技術(shù)創(chuàng)新、本土市場(chǎng)需求和出口對(duì)江蘇石油石化產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的影響，被解釋變量為全要素生產(chǎn)率變化率及其分解指標(biāo)，用縮寫(xiě)字母CRTFPD(Change Rate of TFP and its Decomposition)表示，其涉及5種指標(biāo)，全要素生產(chǎn)率變化率、技術(shù)進(jìn)步率、技術(shù)效率、規(guī)模效率、純技術(shù)效率。

2.解釋變量選取及測(cè)算

核心解釋變量中，上市公司的技術(shù)創(chuàng)新強(qiáng)度(lnRD)、本土市場(chǎng)需求(lnHMD)和出口規(guī)模(lnEXP)。技術(shù)創(chuàng)新強(qiáng)度數(shù)據(jù)是通過(guò)查閱上市公司年度財(cái)務(wù)報(bào)告獲取的，年度財(cái)務(wù)報(bào)告來(lái)自于巨潮資訊網(wǎng)中的“披露”欄目。其中，上市公司的研發(fā)費(fèi)用來(lái)自衍生報(bào)表數(shù)據(jù)中的基于利潤(rùn)表所披露的數(shù)據(jù)。然后，基于上市公司的總資產(chǎn)數(shù)據(jù)，并借鑒解維敏等[12]、夏冠軍等[13]的衡量方法，用技術(shù)創(chuàng)新投入與總資產(chǎn)的比值作為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新強(qiáng)度的代理變量。出口規(guī)模和本土市場(chǎng)需求數(shù)據(jù)是參考邱斌等[14]的衡量方法，并結(jié)合石油石化產(chǎn)業(yè)上市公司數(shù)據(jù)特征，利用其所公布的按照地區(qū)分布劃分的主營(yíng)業(yè)務(wù)收入，按國(guó)內(nèi)外地區(qū)分類(lèi)進(jìn)行加總得到。

3.其他控制變量選取及測(cè)度

邊坡修整：邊坡修整優(yōu)先采用人工“之”字道路及放射狀條溝作業(yè)，輔助修坡；因勢(shì)造形，坡面修整只要能滿(mǎn)足人工種植操作需要即可，盡量減少機(jī)械施工對(duì)坡體的負(fù)荷壓力。

引入以下控制變量：人力資本(lnH)、金融業(yè)市場(chǎng)化指數(shù)(CMI)和資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)。其中，用小學(xué)比重×6+初中比重×9+高中比重×12+大專(zhuān)及以上學(xué)歷比重×16，衡量各省區(qū)人力資本[15]；金融業(yè)市場(chǎng)化指數(shù)來(lái)自樊綱等[16]測(cè)度的中國(guó)各地區(qū)市場(chǎng)化指數(shù)，對(duì)于數(shù)據(jù)缺失的年份，用2009年數(shù)值代替；資產(chǎn)負(fù)債率用上市公司總負(fù)債除以總資產(chǎn)來(lái)衡量。此外，還控制年份因素(year)。

基于上述分析，本文計(jì)量模型設(shè)定如下：

式中，下標(biāo)i、j、t分別表示上市公司i、地區(qū)j、第t年。α為常數(shù)項(xiàng)，β為相應(yīng)變量的估計(jì)系數(shù)，γyear表示控制了年份因素(year)。被解釋變量CRTFPD，包括五種指標(biāo)變量。變量lnHMD、lnEXP和lnRD為核心解釋變量。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源與處理說(shuō)明

研究樣本所涉及的江蘇石油石化產(chǎn)業(yè)上市公司數(shù)據(jù)均來(lái)自Wind數(shù)據(jù)庫(kù)和上市公司年度報(bào)告，初選樣本有46家上市公司，研究樣本的期間為2006-2014年。樣本公司中：第一，部分公司在2006-2014年間未公開(kāi)披露年度報(bào)告；第二，在被解釋變量(CRTFPD)的測(cè)算中，按照Malmquist指數(shù)法所需要的面板數(shù)據(jù)，剔除了2005-2014年間未公開(kāi)披露年度報(bào)告以及所用變量存在缺省值的公司；第三，解釋變量中，部分上市公司的技術(shù)創(chuàng)新投入、本土市場(chǎng)需求和出口數(shù)據(jù)缺失存在缺省值。按照上述原因剔除相應(yīng)的樣本后，共得到180個(gè)“公司-年”觀(guān)測(cè)值。模型中，金融業(yè)市場(chǎng)化指數(shù)，均來(lái)自國(guó)內(nèi)學(xué)者測(cè)度的中國(guó)各地區(qū)市場(chǎng)化指數(shù)[16]；人力資本測(cè)度所使用的各省區(qū)不同層次學(xué)歷人群占6歲及6歲以上人口比重?cái)?shù)據(jù)來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的“各地區(qū)按性別和受教育程度分的人口”。其他變量及其測(cè)算數(shù)據(jù)均來(lái)自上市公司所公布的年度報(bào)告。具體詳見(jiàn)表3。

表3 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

注：因?yàn)镋XP和HMD變量的水平值較大，所以對(duì)其取自然對(duì)數(shù)，以減輕變量數(shù)據(jù)的波動(dòng)性。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

經(jīng)過(guò)面板數(shù)據(jù)模型的異方差檢驗(yàn)和自相關(guān)檢驗(yàn)，未發(fā)現(xiàn)明顯的自相關(guān)問(wèn)題，而異方差現(xiàn)象較明顯，本文采用面板數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性回歸消除異方差問(wèn)題。面板數(shù)據(jù)模型的Hausman檢驗(yàn)表明，固定效應(yīng)模型更可靠，限于篇幅限制，下面只列出固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。首先進(jìn)行產(chǎn)業(yè)整體的回歸分析，然后分別按政策前后和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進(jìn)行分類(lèi)回歸。

(一)產(chǎn)業(yè)整體估計(jì)

表4為產(chǎn)業(yè)整體估計(jì)結(jié)果。從模型擬合效果看，所有模型都在1%～10%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，調(diào)整R2介于0.031～0.112之間，模型的整體擬合效果較好。

表4的回歸結(jié)果顯示,技術(shù)創(chuàng)新與全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率和純技術(shù)效率的回歸系數(shù)顯著為正，這表明技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)了該產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率增長(zhǎng)，并且該促進(jìn)作用是由純技術(shù)效率提升所帶來(lái)的技術(shù)效率的增長(zhǎng)而引起的。值得注意的是，技術(shù)創(chuàng)新與技術(shù)進(jìn)步率的回歸系數(shù)卻顯著為負(fù)，這表明技術(shù)創(chuàng)新反而抑制了技術(shù)進(jìn)步率，顯然應(yīng)引起重視。

出口分別與全要素生產(chǎn)率和技術(shù)效率的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，而與技術(shù)進(jìn)步率的回歸系數(shù)顯著為正。這表明出口抑制了石油石化產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng)，這主要是由技術(shù)效率降低所導(dǎo)致的。然而出口促進(jìn)了石油石化產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步率。出口與純技術(shù)效率和規(guī)模效率的回歸系數(shù)為負(fù)，但不顯著，說(shuō)明出口對(duì)其存在抑制性?xún)A向。

表4 產(chǎn)業(yè)整體估計(jì)

注：括號(hào)內(nèi)是t統(tǒng)計(jì)值；3)、2)和1)為1%、5%和10%水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

對(duì)比技術(shù)創(chuàng)新和市場(chǎng)需求的回歸結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，一方面，技術(shù)創(chuàng)新和本土市場(chǎng)需求與出口分別對(duì)全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率、技術(shù)進(jìn)步率和純技術(shù)效率的回歸系數(shù)的正負(fù)數(shù)相反，這表明它們對(duì)石油石化產(chǎn)業(yè)的影響存在相反的作用力；另一方面，產(chǎn)業(yè)整體的生產(chǎn)率提升只能依賴(lài)技術(shù)創(chuàng)新和本土市場(chǎng)需求的共同驅(qū)動(dòng)力。此外，人力資本促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，這主要是由技術(shù)進(jìn)步率的提升所引起的。金融業(yè)市場(chǎng)化程度的提高反而抑制了全要素生產(chǎn)率，這是由技術(shù)效率的降低所導(dǎo)致的。

(二)分政策前后估計(jì)

由于國(guó)務(wù)院2009年正式發(fā)布《石化產(chǎn)業(yè)調(diào)整和振興規(guī)劃》，因此本文選取2009年作為政策時(shí)間的分割點(diǎn)。表5和表6分別為政策前和政策后的樣本回歸結(jié)果，兩類(lèi)樣本下模型整體都在1%～5%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，調(diào)整的R2介于0.042～0.294之間，可見(jiàn)模型整體擬合效果較好。

表5 政策前估計(jì)

注：括號(hào)內(nèi)是t統(tǒng)計(jì)值；3)、2)和1)為1%、5%和10%水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，下同。

技術(shù)創(chuàng)新對(duì)政策前的回歸系數(shù)不顯著，但是技術(shù)創(chuàng)新對(duì)政策前的全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率和規(guī)模效率的回歸系數(shù)為負(fù)，表明技術(shù)創(chuàng)新對(duì)政策前的全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率和規(guī)模效率均有一定程度的抑制性?xún)A向。技術(shù)創(chuàng)新對(duì)政策后的全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率和純技術(shù)效率的估計(jì)系數(shù)都顯著為正，對(duì)技術(shù)進(jìn)步率的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明技術(shù)創(chuàng)新對(duì)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用主要得益于純技術(shù)效率提升所帶來(lái)的技術(shù)效率增長(zhǎng)，而技術(shù)創(chuàng)新投入?yún)s對(duì)技術(shù)進(jìn)步率的提升有抑制性。

出口促進(jìn)了政策前的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，這是由技術(shù)進(jìn)步率的提升所引起的；出口抑制了政策后的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，這是由技術(shù)效率的大幅下降所導(dǎo)致的；出口對(duì)技術(shù)進(jìn)步率仍保持促進(jìn)作用，并且出口對(duì)政策后的作用力大于對(duì)政策前的作用力。

本土市場(chǎng)需求的回歸結(jié)果表明，政策前本土市場(chǎng)需求并未促進(jìn)江蘇石油石化產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率增長(zhǎng)；政策后本土市場(chǎng)需求對(duì)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用凸顯，這種促進(jìn)作用主要是由純技術(shù)效率的上升所帶來(lái)的技術(shù)效率的提升所引起的。值得注意的是，無(wú)論政策前還是政策后，本土市場(chǎng)需求對(duì)技術(shù)進(jìn)步率和規(guī)模效率存在一定的抑制性?xún)A向。

對(duì)比政策前后回歸中的技術(shù)創(chuàng)新和市場(chǎng)需求的估計(jì)結(jié)果可知，政策前江蘇石油石化產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)要依賴(lài)出口的驅(qū)動(dòng)作用；政策后該產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)要依靠技術(shù)創(chuàng)新和本土市場(chǎng)需求的共同驅(qū)動(dòng)。出口卻由政策前的驅(qū)動(dòng)力轉(zhuǎn)變?yōu)檎吆蟮囊种屏Α?/p>

表6 政策后估計(jì)

(三)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)估計(jì)

下面將從分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)回歸考察各因素在該方面的差異性。表7和表8分別為國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)樣本回歸結(jié)果，模型整體都在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，調(diào)整R2介于0.021～0.211之間，模型整體擬合效果較好?；趪?guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)的回歸結(jié)果比較，可發(fā)現(xiàn)：

技術(shù)創(chuàng)新并未促進(jìn)國(guó)有石油石化產(chǎn)業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)率增長(zhǎng)，卻促進(jìn)了非國(guó)有企業(yè)的生產(chǎn)率增長(zhǎng)，而且該促進(jìn)作用主要是由純技術(shù)效率上升所帶來(lái)的技術(shù)效率提升引起的。值得注意的是，技術(shù)創(chuàng)新阻礙了非國(guó)有企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步率增長(zhǎng)。通過(guò)對(duì)比可發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新在非國(guó)有企業(yè)中的估計(jì)系數(shù)明顯大于在國(guó)有企業(yè)中的估計(jì)系數(shù)，這說(shuō)明技術(shù)創(chuàng)新對(duì)非國(guó)有企業(yè)的作用力更強(qiáng)。

表7 國(guó)有企業(yè)估計(jì)

表8 非國(guó)有企業(yè)估計(jì)

出口促進(jìn)了國(guó)有企業(yè)估計(jì)中的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，卻阻礙了非國(guó)有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，出口對(duì)兩者有相反的作用。其中，出口對(duì)非國(guó)有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的抑制作用主要是由純技術(shù)效率下降所帶來(lái)的技術(shù)效率下滑而導(dǎo)致的。

在國(guó)有企業(yè)的估計(jì)中，本土市場(chǎng)需求促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，而這主要是由純技術(shù)效率上升所帶來(lái)的技術(shù)效率提升而引起的。值得注意的是，本土市場(chǎng)需求對(duì)國(guó)有企業(yè)估計(jì)中的技術(shù)進(jìn)步率卻有抑制作用。在非國(guó)有企業(yè)估計(jì)中，本土市場(chǎng)需求促進(jìn)了生產(chǎn)率增長(zhǎng)，這主要得益于純技術(shù)效率大幅上升，而對(duì)規(guī)模效率卻有顯著抑制作用。

對(duì)比回歸中國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)的估計(jì)結(jié)果，國(guó)有企業(yè)的生產(chǎn)率增長(zhǎng)主要依靠出口和本土市場(chǎng)需求的共同驅(qū)動(dòng)，非國(guó)有企業(yè)則主要依賴(lài)技術(shù)創(chuàng)新和本土市場(chǎng)需求的共同驅(qū)動(dòng)力。可見(jiàn)，出口對(duì)國(guó)有企業(yè)生產(chǎn)率起促進(jìn)作用，對(duì)非國(guó)有卻表現(xiàn)為較強(qiáng)的抑制作用。

(四)進(jìn)一步的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(1)用各省份每十萬(wàn)人口中的在校大學(xué)生人數(shù)作為人力資本，研究結(jié)論仍基本一致。(2)為克服殘差的序列相關(guān)對(duì)估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生的偏誤，同時(shí)矯正了異方差和序列相關(guān)問(wèn)題后計(jì)算的標(biāo)準(zhǔn)誤，檢驗(yàn)結(jié)果與文中列示的基本一致[17]。(3)為避免極端值對(duì)回歸結(jié)果的影響，我們?cè)?st和99th分位上進(jìn)行“縮尾處理”(Winsorize)以控制極端值，檢驗(yàn)結(jié)果與文中列示的基本一致。限于篇幅，未列示上述檢驗(yàn)結(jié)果。

五、結(jié)論及政策建議

(一)結(jié)論

本文利用江蘇石油石化產(chǎn)業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，運(yùn)用基于DEA的Malmquist指數(shù)法，并通過(guò)實(shí)證分析有以下發(fā)現(xiàn)：第一，針對(duì)江蘇石油石化產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變化率及其分解指標(biāo)的研究表明，江蘇石油石化產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步率不斷下滑、生產(chǎn)率大幅波動(dòng)的低端化發(fā)展趨勢(shì)。第二，技術(shù)創(chuàng)新僅促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)整體、政策后和非國(guó)有企業(yè)估計(jì)中的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)；技術(shù)創(chuàng)新在產(chǎn)業(yè)整體、政策后以及非國(guó)有企業(yè)估計(jì)中對(duì)技術(shù)進(jìn)步率卻呈現(xiàn)抑制作用或抑制性?xún)A向。第三，本土市場(chǎng)需求僅在產(chǎn)業(yè)整體、政策后、國(guó)有企業(yè)以及非國(guó)有企業(yè)估計(jì)中，促進(jìn)了其全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)；無(wú)論是在產(chǎn)業(yè)整體估計(jì)還是在分類(lèi)估計(jì)中，本土市場(chǎng)需求對(duì)技術(shù)進(jìn)步率(除了非國(guó)有企業(yè))和規(guī)模效率，均呈現(xiàn)抑制作用或抑制性?xún)A向。第四，出口抑制了產(chǎn)業(yè)整體、政策后以及非國(guó)有企業(yè)估計(jì)中的江蘇石油石化產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率增長(zhǎng)；出口促進(jìn)了政策前和國(guó)有企業(yè)估計(jì)中的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)；并且出口對(duì)產(chǎn)業(yè)整體、政策前和政策后估計(jì)中的技術(shù)進(jìn)步率，都有顯著的促進(jìn)作用。

(二)政策建議

1.加快實(shí)施石油石化產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略

第一，加大企業(yè)創(chuàng)新投入。石油石化產(chǎn)業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)歸根結(jié)底是科技創(chuàng)新的競(jìng)爭(zhēng)，鼓勵(lì)企業(yè)建立創(chuàng)新中心和重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，突破產(chǎn)業(yè)關(guān)鍵技術(shù)、推動(dòng)關(guān)鍵技術(shù)產(chǎn)業(yè)化。第二，構(gòu)建創(chuàng)新戰(zhàn)略聯(lián)盟。推進(jìn)建立以大企業(yè)、大集團(tuán)為核心，包含相關(guān)配套企業(yè)、高校和科研院所的創(chuàng)新戰(zhàn)略聯(lián)盟。第三，重視內(nèi)需引致創(chuàng)新。應(yīng)該充分發(fā)揮“母市場(chǎng)效應(yīng)”，重點(diǎn)培育鏈主企業(yè)，構(gòu)建國(guó)內(nèi)價(jià)值鏈。

2.提升出口和本土兩個(gè)市場(chǎng)的高端供給

第一，促出口，提升出口品質(zhì)。通過(guò)積極參與激烈的國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，實(shí)時(shí)獲取和感知產(chǎn)品的技術(shù)水平和產(chǎn)業(yè)的發(fā)展動(dòng)向，以滿(mǎn)足市場(chǎng)高端需求為導(dǎo)向，優(yōu)化出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，擴(kuò)大高端產(chǎn)品供給比例，實(shí)現(xiàn)出口對(duì)生產(chǎn)率提升的促進(jìn)作用。第二，擴(kuò)大內(nèi)需，滿(mǎn)足高端供給。對(duì)于國(guó)內(nèi)高端石油石化產(chǎn)品需求端和供給端錯(cuò)配的狀況，深入了解高端市場(chǎng)需求，加快技術(shù)升級(jí)和工藝改進(jìn)，改善企業(yè)管理水平，提升產(chǎn)品檔次，實(shí)現(xiàn)增加高端有效供給與調(diào)整產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的有機(jī)結(jié)合，提高全產(chǎn)業(yè)的整體經(jīng)濟(jì)效益和競(jìng)爭(zhēng)力水平。

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OnTechnologicalInnovation,MarketDemandandtheDynamicEvolutionofProductivityinPetroleumandPetrochemicalIndustries—BasedontheMalmquistIndexofListedCompanies’DatainJiangsu

Ren Baoquan

Using the method of Malmquist index and based on the listed companies’ data of petroleum and petrochemical industries in Jiangsu, it demonstrates that the changing rate of total factor productivity firstly falls sharply, and then rises slightly, while the rate of technical progress continues to decline. There emerges a low-end trend of ignoring the technological innovation and significant fluctuations in productivity. Through regression analysis, it demonstrates that in the industry as a whole, technological innovation and home market demand promote the growth of productivity but restrain exports. In the estimation of policy effects, technological innovation and home market demand are not significant for productivity before the policy but play a promoting role for productivity after the policy. At the same time, exports play a promoting role before the policy and restrain it after the policy. In the estimation of property nature, technological innovation only promotes the growth of productivity in non-state-owned enterprises and exerts inhibitory effects on state-owned enterprises. The home market demand promotes the productivity of both state-owned and non-state-owned enterprises. Exports only contribute to the growth of productivity of state-owned enterprises. The above findings are of great significance for the review and adjustment of the development model of petroleum and petrochemical industries and the promotion of their productivity growth.

technological innovation；total factor productivity；rate of technical progress；petroleum and petrochemical industry；Malmquist index

2017-07-14；責(zé)任編輯:沈秀)

任保全，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，常州大學(xué)商學(xué)院講師，碩士生導(dǎo)師，國(guó)家與江蘇石油石化發(fā)展戰(zhàn)略研究基地研究人員，長(zhǎng)江產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究院特約研究員。

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金青年項(xiàng)目“價(jià)值鏈高端攀升視角下我國(guó)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)新優(yōu)勢(shì)的培育路徑研究”(15CGL002)；江蘇省社科聯(lián)“省決策咨詢(xún)研究基地·國(guó)家與江蘇石油石化發(fā)展戰(zhàn)略研究基地”青年項(xiàng)目“全球價(jià)值鏈下江蘇石油石化產(chǎn)業(yè)高端化發(fā)展的實(shí)現(xiàn)路徑與培育機(jī)制研究”(SJDQN201404)。

F273.1

A

10.3969/j.issn.2095-042X.2017.06.011