國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布與產(chǎn)業(yè)績(jī)效的非線性關(guān)聯(lián)研究

徐傳諶,王 勇

1 問(wèn)題提出

國(guó)有資本已經(jīng)成為當(dāng)前各國(guó)應(yīng)對(duì)金融危機(jī)的主要工具之一。在經(jīng)濟(jì)全球化的今天，中國(guó)經(jīng)濟(jì)和美歐、日本經(jīng)濟(jì)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(jī)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響。因此，重新認(rèn)識(shí)國(guó)有資本在穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)和提升產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力方面的重要作用、深入研究國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布與產(chǎn)業(yè)績(jī)效是否具有一定的相關(guān)性特征，對(duì)于解決我國(guó)當(dāng)前面臨的經(jīng)濟(jì)和社會(huì)問(wèn)題具有重要意義。

從相關(guān)文獻(xiàn)綜述可以看出，針對(duì)現(xiàn)階段我國(guó)國(guó)有經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)業(yè)分布是否提高產(chǎn)業(yè)績(jī)效這一問(wèn)題，目前學(xué)術(shù)界并沒(méi)有引起足夠的重視。本文利用中國(guó)制造業(yè)的29個(gè)產(chǎn)業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)，測(cè)算了1999～2010年各個(gè)產(chǎn)業(yè)在績(jī)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(yàn)國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布和產(chǎn)業(yè)績(jī)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(gè)方面。首先是產(chǎn)業(yè)績(jī)效評(píng)價(jià)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(jī)效評(píng)價(jià)和Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)分解[1]

在研究跨期經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的績(jī)效時(shí)，不僅要分析投入要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，還要測(cè)度技術(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)資源配置效率變化對(duì)增長(zhǎng)的影響。而傳統(tǒng)DEA方法測(cè)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(shí)間因素時(shí)，這些不同時(shí)點(diǎn)上的靜態(tài)效率結(jié)果并不具有縱向時(shí)間上的可比性。而基于決策評(píng)價(jià)單元?jiǎng)討B(tài)效率評(píng)價(jià)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(cè)度決策評(píng)價(jià)單元效率時(shí)的動(dòng)態(tài)可比性問(wèn)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(cè)度產(chǎn)業(yè)的動(dòng)態(tài)績(jī)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(jì)

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(diǎn)，模型中不同區(qū)制就是通過(guò)門限變量大于或小于某一門限值來(lái)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(cè)值被分割為不同的兩個(gè)區(qū)制，在不同的區(qū)制，回歸斜率是不同。

估計(jì)時(shí)首先消除個(gè)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(duì)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(lái)尋找門限估計(jì) γ?，使得 S1(γ)最小，即：

2.2.2 假設(shè)檢驗(yàn)

檢驗(yàn)分為兩步：第一，檢驗(yàn)門限效應(yīng)是否顯著；第二，檢驗(yàn)門限估計(jì)值是否等于真實(shí)值。第一個(gè)檢驗(yàn)原假設(shè)是H0:β1=β2，備擇假設(shè) H1:β1≠β2，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

其中，S0實(shí)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(yàn)統(tǒng)計(jì)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(yàn)的P值。當(dāng)P值足夠小時(shí)拒絕原假設(shè)，說(shuō)明存在明顯的門限效應(yīng)。第二個(gè)檢驗(yàn)是檢驗(yàn)門限值是否等于真實(shí)值，原假設(shè)為H0:γ=γ?，相應(yīng)的似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量

3 實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

3.1 研究對(duì)象選擇及變量的選取

對(duì)于我國(guó)產(chǎn)業(yè)的績(jī)效的評(píng)價(jià)，本文利用前述的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)來(lái)測(cè)度產(chǎn)業(yè)績(jī)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(cè)算上，本文采用了數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）方法來(lái)實(shí)現(xiàn)。實(shí)證研究對(duì)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(jì)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(gè)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(duì)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(jì)，勞動(dòng)投人本文用各行業(yè)從業(yè)人員來(lái)表示。在后續(xù)的實(shí)證分析中還涉及國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布的測(cè)度。在國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布的現(xiàn)有實(shí)證分析研究中，往往利用一個(gè)行業(yè)內(nèi)國(guó)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(guó)有企業(yè)占GDP比重、國(guó)有企業(yè)占總投資額的份額和國(guó)有企業(yè)在就業(yè)當(dāng)中的份額來(lái)衡量國(guó)有經(jīng)濟(jì)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(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值與國(guó)有及規(guī)模以上非國(guó)有企業(yè)總產(chǎn)值的比例來(lái)衡量該行業(yè)中國(guó)有經(jīng)濟(jì)所占的比重，并用SOE代表國(guó)有經(jīng)濟(jì)比重。在后續(xù)的實(shí)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(lái)源為各年度的歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)市場(chǎng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)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(guó)俄勒岡大學(xué)Fare教授所開(kāi)發(fā)的軟件DEAP2.1，測(cè)度出中國(guó)制造業(yè)20個(gè)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(jì)算方法獲得這些產(chǎn)業(yè)自1999年以來(lái)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(jì)如表1所示。

3.3 基于面板門限模型的國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布和產(chǎn)業(yè)績(jī)效的關(guān)聯(lián)性分析

首先分析技術(shù)效率因子（TE）和國(guó)有經(jīng)濟(jì)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(guó)制造業(yè)20個(gè)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(yàn)門限效應(yīng)是否存在以及確定對(duì)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(gè)門限效應(yīng)以及雙門限效應(yīng)，并分別進(jìn)行OLS估計(jì)，然后其對(duì)應(yīng)的殘差項(xiàng)構(gòu)建帶有約束的F檢驗(yàn)。其中F1檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量對(duì)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(gè)門限效應(yīng)。F2檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的原假設(shè)是模型存在單個(gè)門限效應(yīng)，備擇假設(shè)是模型存在雙門限效應(yīng)。F1檢驗(yàn)和F2檢驗(yàn)是面板門限模型設(shè)定檢驗(yàn)的關(guān)鍵。表2顯示了以國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)的分布情況作為門限變量時(shí)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F1和F2的樣本值，對(duì)應(yīng)的P值。從檢驗(yàn)結(jié)果可以看到，檢驗(yàn)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(gè)門限效應(yīng)來(lái)刻畫。

表2 國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的門限效應(yīng)檢驗(yàn)

當(dāng)LR(r)為0時(shí)，估計(jì)得到門限值的估計(jì)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(yàn)結(jié)果，可以將原模型形式設(shè)定為：

門限模型回歸實(shí)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(gè)區(qū)制，并分別考察在這兩個(gè)區(qū)制內(nèi)部解釋變量對(duì)被解釋變量的影響，通過(guò)比較這兩個(gè)區(qū)制回歸系數(shù)的差異檢驗(yàn)門限效應(yīng)的作用。國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)的分布對(duì)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(jiàn)表3所示。

表3 國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率影響的門限模型估計(jì)結(jié)果

從各系數(shù)的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)的分布對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率呈現(xiàn)出一個(gè)正向的影響，但是β2顯著為負(fù)，說(shuō)明了國(guó)有經(jīng)濟(jì)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(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布比例的增加對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率會(huì)由正向影響變成反向影響。同時(shí)產(chǎn)業(yè)規(guī)模對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的影響會(huì)由于國(guó)有經(jīng)濟(jì)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(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布小于門限值時(shí)，產(chǎn)業(yè)規(guī)模的提高會(huì)增進(jìn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的提高；而當(dāng)國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布大于門限值時(shí)，產(chǎn)業(yè)規(guī)模的提高會(huì)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(guó)有經(jīng)濟(jì)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(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)的分布情況作為門限變量時(shí)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F1和F2的樣本值，對(duì)應(yīng)的P值。從檢驗(yàn)結(jié)果可以看到，檢驗(yàn)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(gè)門限效應(yīng)來(lái)刻畫。

表4 國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的門限效應(yīng)檢驗(yàn)

當(dāng)LR(r)為0時(shí)，估計(jì)得到門限值的估計(jì)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(yàn)結(jié)果，可以將原模型形式設(shè)定為：

國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)的分布對(duì)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(jiàn)表5所示。

表5 國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響的門限模型估計(jì)結(jié)果

從各系數(shù)的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)的分布對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的拉動(dòng)作用是非常顯著的，隨著國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)的分布比例的增加對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響也是不斷增加。同時(shí)產(chǎn)業(yè)規(guī)模對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響會(huì)由于國(guó)有經(jīng)濟(jì)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(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布小于門限值時(shí)，產(chǎn)業(yè)規(guī)模的提高會(huì)增進(jìn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的提高；而當(dāng)國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布大于門限值時(shí)，產(chǎn)業(yè)規(guī)模的提高會(huì)增進(jìn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的提高。并且國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布比例越高，其產(chǎn)業(yè)規(guī)模對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的提升作用越大。

4 結(jié)論

（1）國(guó)有經(jīng)濟(jì)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(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布比例的增加對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率會(huì)由正向影響變成反向影響。同時(shí)產(chǎn)業(yè)規(guī)模對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的影響會(huì)由于國(guó)有經(jīng)濟(jì)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(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布小于門限值時(shí)，產(chǎn)業(yè)規(guī)模的提高會(huì)增進(jìn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的提高；而當(dāng)國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布大于門限值時(shí)，產(chǎn)業(yè)規(guī)模的提高會(huì)抑制產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的提高。改革開(kāi)放和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過(guò)程中，國(guó)有企業(yè)改革對(duì)提高國(guó)有企業(yè)效率和改善要素投入有效配置具有很強(qiáng)的積極作用，國(guó)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(guó)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(wèn)題依然存在，同時(shí)還承擔(dān)給員工提供的社會(huì)福利支出的超額負(fù)擔(dān)，這些都導(dǎo)致了國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布對(duì)產(chǎn)業(yè)效率的提高存在著一定的抑制作用。

（2）國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)的分布對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的拉動(dòng)作用是非常顯著的，隨著國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)的分布比例的增加對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步影響也是不斷增加。同時(shí)產(chǎn)業(yè)規(guī)模對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響會(huì)由于國(guó)有經(jīng)濟(jì)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(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布小于門限值時(shí)，產(chǎn)業(yè)規(guī)模的提高會(huì)增進(jìn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的提高；而當(dāng)國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布大于門限值時(shí)，產(chǎn)業(yè)規(guī)模的提高會(huì)增進(jìn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的提高。并且國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布比例越高，其產(chǎn)業(yè)規(guī)模對(duì)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(gè)逐漸累積的過(guò)程，因此，小的技術(shù)進(jìn)步，如生產(chǎn)過(guò)程中的局部技術(shù)革新、技術(shù)改造，只能使局部的勞動(dòng)生產(chǎn)率提高，并不能改變整個(gè)生產(chǎn)力系統(tǒng)，也就不會(huì)帶來(lái)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(duì)其他部門有重要影響的行業(yè)內(nèi)，使整個(gè)行業(yè)的技術(shù)體系發(fā)生了全新的變化，并導(dǎo)致勞動(dòng)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(gè)產(chǎn)業(yè)部門的勞動(dòng)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(shí)，就會(huì)使整個(gè)產(chǎn)業(yè)社會(huì)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(guó)的骨干企業(yè)，支柱產(chǎn)業(yè)多以國(guó)有企業(yè)為主。因此，國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布的變化對(duì)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(huì)產(chǎn)生巨大的影響。從國(guó)有經(jīng)濟(jì)具有的優(yōu)勢(shì)（規(guī)模、人力、物力）而言，重大技術(shù)進(jìn)步容易在國(guó)企發(fā)生。所以實(shí)證研究中表明國(guó)有經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)分布比例越高，其產(chǎn)業(yè)規(guī)模對(duì)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的提升作用越大。這也是由于國(guó)有企業(yè)技術(shù)進(jìn)步，可以對(duì)其他企業(yè)產(chǎn)生巨大的溢出效應(yīng)，能大范圍推動(dòng)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級(jí)。

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