国有经济产业分布与产业绩效的非线性关联研究

徐传谌,王 勇

1 问题提出

国有资本已经成为当前各国应对金融危机的主要工具之一。在经济全球化的今天，中国经济和美欧、日本经济形成相互影响、相互促进的格局，决不能低估世界金融危机对我国经济的影响。因此，重新认识国有资本在稳定经济和提升产业竞争力方面的重要作用、深入研究国有经济产业分布与产业绩效是否具有一定的相关性特征，对于解决我国当前面临的经济和社会问题具有重要意义。

从相关文献综述可以看出，针对现阶段我国国有经济的产业分布是否提高产业绩效这一问题，目前学术界并没有引起足够的重视。本文利用中国制造业的29个产业的相关数据，测算了1999～2010年各个产业在绩效的变化情况。并在此基础上，建立面板门限模型，分析和检验国有经济产业分布和产业绩效之间的非线性关联。

2 研究方法

本文研究的方法主要涉及两个方面。首先是产业绩效评价的非参数DEA下Malmquist生产率指数的分解，其次是面板门限模型。

2.1 产业绩效评价和Malmquist生产率指数分解[1]

在研究跨期经济系统的绩效时，不仅要分析投入要素对经济增长的贡献，还要测度技术进步和生产资源配置效率变化对增长的影响。而传统DEA方法测度DMU的技术效率都是当期数据包络分析结果，当考虑时间因素时，这些不同时点上的静态效率结果并不具有纵向时间上的可比性。而基于决策评价单元动态效率评价的Malmquist生产率指数，则能够有效地解决传统非参数DEA方法在测度决策评价单元效率时的动态可比性问题。所以在本文研究中将利用Malmquist生产率指数分解的结果测度产业的动态绩效演变状况。

2.2 面板门限模型[2]

2.2.1 面板门限模型的设定及估计

Hansen（2000）所提出的门限面板模型是以变量为区制（regime）改变的转折点，模型中不同区制就是通过门限变量大于或小于某一门限值来表示。Hansen的两区制的单门限面板模型可表示为：

其中，I(⋅)是示性函数，根据门限变量qit小于或大于门限值γ，观测值被分割为不同的两个区制，在不同的区制，回归斜率是不同。

估计时首先消除个体效应αi，令其他变量也做相同的处理，并且共同替换式（1）中的对应变量，得到：

（2）式的矩阵形式是Y*=βTX*(γ)+e*，则残差平方和（RSS）为：

接下来寻找门限估计 γ̂，使得 S1(γ)最小，即：

2.2.2 假设检验

检验分为两步：第一，检验门限效应是否显著；第二，检验门限估计值是否等于真实值。第一个检验原假设是H0:β1=β2，备择假设 H1:β1≠β2，检验统计量为：

其中，S0实在原假设H0下的得到的残差平方和，在原假设下，门限值尚未确定，传统的检验统计量不满足标准分布，Hansen（1999）建议采用Bootstrap方法获取近似分布的临界值，进而得到基于似然比检验的P值。当P值足够小时拒绝原假设，说明存在明显的门限效应。第二个检验是检验门限值是否等于真实值，原假设为H0:γ=γ̂，相应的似然比检验统计量

3 实证检验及结果分析

3.1 研究对象选择及变量的选取

对于我国产业的绩效的评价，本文利用前述的Malmquist生产率指数来测度产业绩效的变化情况。并且本文进一步将这一指数分解为技术效率因子（TE）与技术进步因子（TG）。在具体的Malmquist生产率指数的测算上，本文采用了数据包络分析（DEA）方法来实现。实证研究对象选择了制造业两位码行业，由于2002年调整了行业的统计口径，为了保持一致性，我们剔除了相关行业，最后集中在个制造业行业。产出数据选取工业增加值，数据以1999年为基期，对相应的增加值进行了平减[3]。资本投入以1999年为基期按照“永续盘存法”进行估计，劳动投人本文用各行业从业人员来表示。在后续的实证分析中还涉及国有经济产业分布的测度。在国有经济产业分布的现有实证分析研究中，往往利用一个行业内国有企业的产出、销售和就业人数占行业总数的百分比；也可以采用国有企业占GDP比重、国有企业占总投资额的份额和国有企业在就业当中的份额来衡量国有经济在该行业的分布情况[4]。考虑到数据的可得性，本文选用所选的行业中的国有经济产值与国有及规模以上非国有企业总产值的比例来衡量该行业中国有经济所占的比重，并用SOE代表国有经济比重。在后续的实证分析中本文还选用了人均固定资产衡量产业的规模情况，并用SC代表。数据的来源为各年度的历年《中国统计年鉴》、《中国市场统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》，样本的观察区间为1999～2010年。

3.2 产业的技术效率变化和技术进步分析

本文应用美国俄勒冈大学Fare教授所开发的软件DEAP2.1，测度出中国制造业20个产业的全要素生产率指数，然后将其分解成技术效率变化和技术进步指数，并按照环比到定基的计算方法获得这些产业自1999年以来的技术效率因子（TE）和技术进步因子（TG）。其描述性统计如表1所示。

3.3 基于面板门限模型的国有经济产业分布和产业绩效的关联性分析

首先分析技术效率因子（TE）和国有经济产业分布（SOE）、产业规模水平（SC）之间的非线性关联建立如下的面板门限模型：

表1 1999～2010年我国制造业20个行业的效率变化和技术进步的平均值和标准差

为了检验门限效应是否存在以及确定对应的门限值，本文分别假定模型中不存在门限效应、存在单个门限效应以及双门限效应，并分别进行OLS估计，然后其对应的残差项构建带有约束的F检验。其中F1检验统计量对应的原假设是模型不存在门限效应，备择假设是模型存在单个门限效应。F2检验统计量对应的原假设是模型存在单个门限效应，备择假设是模型存在双门限效应。F1检验和F2检验是面板门限模型设定检验的关键。表2显示了以国有经济产业的分布情况作为门限变量时，检验统计量F1和F2的样本值，对应的P值。从检验结果可以看到，检验结果表明，模型的存在着明显的门限效应，并且这种门限效应可以在模型中用单个门限效应来刻画。

表2 国有经济产业分布对产业技术效率的门限效应检验

当LR(r)为0时，估计得到门限值的估计为0.631，门限值95%的置信区间为[0.47,0.73]。根据上述模型门限效应的检验结果，可以将原模型形式设定为：

门限模型回归实质上是依据门限值将原样本分成高于门限值和低于门限值这两个区制，并分别考察在这两个区制内部解释变量对被解释变量的影响，通过比较这两个区制回归系数的差异检验门限效应的作用。国有经济产业的分布对产业技术效率影响的门限回归模型参数结果见表3所示。

表3 国有经济产业分布对产业技术效率影响的门限模型估计结果

从各系数的估计结果来看，国有经济产业的分布对产业技术效率呈现出一个正向的影响，但是β2显著为负，说明了国有经济产业的分布与产业技术效率之间存在着“倒U”型关系。随着国有经济产业分布比例的增加对产业技术效率会由正向影响变成反向影响。同时产业规模对产业技术效率的影响会由于国有经济产业分布的状况的不同产生不同方向的影响。当国有经济产业分布小于门限值时，产业规模的提高会增进产业技术效率的提高；而当国有经济产业分布大于门限值时，产业规模的提高会抑制产业技术效率的提高。

分析技术进步因子（TG）和国有经济产业分布（SOE）、产业规模水平（SC）之间的非线性关联建立如下的面板门限模型：

表4显示了以国有经济产业的分布情况作为门限变量时，检验统计量F1和F2的样本值，对应的P值。从检验结果可以看到，检验结果表明，模型的存在着明显的门限效应，并且这种门限效应可以在模型中用单个门限效应来刻画。

表4 国有经济产业分布对产业技术进步的门限效应检验

当LR(r)为0时，估计得到门限值的估计为0.732，门限值95%的置信区间为[0.572,0.814]。

根据上述模型门限效应的检验结果，可以将原模型形式设定为：

国有经济产业的分布对产业技术进步影响的门限回归模型参数结果见表5所示。

表5 国有经济产业分布对产业技术进步影响的门限模型估计结果

从各系数的估计结果来看，国有经济产业的分布对产业技术进步的拉动作用是非常显著的，随着国有经济产业的分布比例的增加对产业技术进步影响也是不断增加。同时产业规模对产业技术进步的影响会由于国有经济产业分布的状况的不同产生不同方向的影响。当国有经济产业分布小于门限值时，产业规模的提高会增进产业技术进步的提高；而当国有经济产业分布大于门限值时，产业规模的提高会增进产业技术进步的提高。并且国有经济产业分布比例越高，其产业规模对产业技术进步的提升作用越大。

4 结论

（1）国有经济产业的分布与产业技术效率之间存在着“倒U”型关系。随着国有经济产业分布比例的增加对产业技术效率会由正向影响变成反向影响。同时产业规模对产业技术效率的影响会由于国有经济产业分布的状况的不同产生不同方向的影响。当国有经济产业分布小于门限值时，产业规模的提高会增进产业技术效率的提高；而当国有经济产业分布大于门限值时，产业规模的提高会抑制产业技术效率的提高。改革开放和经济转型过程中，国有企业改革对提高国有企业效率和改善要素投入有效配置具有很强的积极作用，国有企业取得了很大的进步与发展，效率和要素配置都有了质的飞跃。但由于国有股份企业依然背负着一些历史遗留的种种政策性负担，技术和管理仍缺乏效率，冗员问题依然存在，同时还承担给员工提供的社会福利支出的超额负担，这些都导致了国有经济产业分布对产业效率的提高存在着一定的抑制作用。

（2）国有经济产业的分布对产业技术进步的拉动作用是非常显著的，随着国有经济产业的分布比例的增加对产业技术进步影响也是不断增加。同时产业规模对产业技术进步的影响会由于国有经济产业分布的状况的不同产生不同方向的影响。当国有经济产业分布小于门限值时，产业规模的提高会增进产业技术进步的提高；而当国有经济产业分布大于门限值时，产业规模的提高会增进产业技术进步的提高。并且国有经济产业分布比例越高，其产业规模对产业技术进步的提升作用越大。技术进步是一个逐渐累积的过程，因此，小的技术进步，如生产过程中的局部技术革新、技术改造，只能使局部的劳动生产率提高，并不能改变整个生产力系统，也就不会带来产业结构的明显变化；如果技术进步发生在某一对其他部门有重要影响的行业内，使整个行业的技术体系发生了全新的变化，并导致劳动生产率的提高与产品成本的下降，那么，它就有可能使产业结构发生较大的变化；而当技术进步积累到一定程度，出现了某种新技术，并能够引起若干个产业部门的劳动生产率的普遍提高，使人类生产能力发生质的变化时，就会使整个产业社会体系发生革命，从而引起产业革命，使产业结构发生急剧的变化。我国的骨干企业，支柱产业多以国有企业为主。因此，国有经济产业分布的变化对产业技术进步乃至产业结构的变化均会产生巨大的影响。从国有经济具有的优势（规模、人力、物力）而言，重大技术进步容易在国企发生。所以实证研究中表明国有经济产业分布比例越高，其产业规模对产业技术进步的提升作用越大。这也是由于国有企业技术进步，可以对其他企业产生巨大的溢出效应，能大范围推动产业技术进步以及产业结构不断升级。

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[3]平新乔.外商直接投资对中国企业的溢出效应分析[J].世界经济,2007,(8).

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