产业所有制结构变化对产业绩效的影响

产业所有制结构变化对产业绩效的影响

一、引言与传统的产业组织理论不同，熊彼特（1999）和钱德勒（1999）发展了一个有关企业规模结构与产业发展之间关系的理论分析框架。在他们看来，大企业的发展质量和在产业中的比重变化，直接决定着产业的技术进步水平，进而会影响到产业绩效的改善。但在熊彼特和钱德勒的理论中，企业与产业发展的外部制度环境是给定的，即较为成熟的市场制度和企业的私人产权性质是确定的。伟大的中国经济转型（勃兰特等，2009）则为我们考察产业的所有制结构（不同所有制企业之间比例结构）变化与产业绩效之间的关系提供了一个绝佳视角。直到最近，许多政策制定者和经济学家仍然坚持认为，即使经过了30年的发展，中国民营企业的优势仍不能超出劳动密集型的竞争性产业范围，因为民营企业在资金、技术、企业家才能和满足国家特殊的战略性需求上尚存在许多不足。受这一思想认识的影响，新时期的国家产业政策仍然将民营企业定位于中小企业，对民营企业进入资本密集程度高的战略性产业继续设置了很高的政策性壁垒（诺顿，2010）。特别是2008年国际金融危机以来，随着各种形式的产业振兴战略的出台，国有企业力量进一步得到加强，民营企业的比重则呈持续下降之势（吴敬琏，2011）。迄今为止，尚无文献从经验层面上系统考察这种产业所有制结构发生的变化对新时期中国的产业绩效和产业竞争力所产生的深远影响。本文首次利用按三位码分类的全部工业产业的面板数据估计中国内地2003～2008年间不同资本密集度产业的所有制结构变化对产业绩效的效应。本文的研究发现，21世纪初期我国产业所有制结构发生的变化并没有带来产业绩效的显著改善，一定程度上阻碍了“提升国家产业竞争力”这一战略目标的实现。在某种意义上，这些发现将会为“科学确定新时期国家产业政策的调整方向和实施重点”提供进一步的经验证据。本文余下部分的安排是：第二部分在已有研究基础上形成两个有待检验的理论假说；第三部分介绍所使用的模型和变量；第四部分是数据及其描述性分析；第五部分通过计量分析检验本文的两个假说；第六部分是结束语。二、理论与假说（一）转型经济体中的产业绩效影响因素尽管遭遇了新产业组织理论的强有力挑战，但经典的“结构—行为—绩效”分析范式对现实中的产业绩效变化仍然能给出令人信服的解释。借用梅森和贝恩的话，只有了解了市场结构，才有可能理解不同的企业行为、知晓相应的产业绩效。也就是说，企业行为决定市场结构，而在一个给定的市场结构中，企业行为又是产业绩效的决定因素（马丁，2003）。判断某一类（个）特定产业的绩效水平时，首先要看企业的市场行为是否存在扭曲，以及扭曲的程度；其次是要分析特定的市场结构是怎样影响了企业的选择行为。在经验研究的意义上，则可直接依据特定的市场结构信息去预期（估计）相应的产业绩效。需要注意的是，“结构—行为—绩效”分析范式的有效性是建立在以下隐含前提之上的：产业中的企业是私人性质的，一般有着相对健全的治理结构和激励机制，企业能够对特定市场结构释放出的信息做出理性、正常的反应。在转型经济体中，因所有制结构的特殊性，预设的隐含条件通常难以满足，评价产业绩效时，往往还需在原有范式基础上引入新的解释变量。正如诺顿（2010）所指出的那样，在经历了30年的经济转型后，中国正在形成一个国有企业和民营企业共存的特殊的产业发展模式。一个强大的中央直属企业群体将有可能成为中国体制的长期特征，但与企业在产业中的强势地位相比，在构建有效治理结构、降低激励扭曲程度方面取得的进展却十分有限。要充分理解和认识这个独特的产业发展模式，以“不同产权性质的企业间比例关系变化”为主要特征（内容）的产业所有制结构自然应成为一个重要解释变量，由此形成一个“双结构—行为—绩效”分析框架（如图1所示）。图1双结构—行为—绩效框架维克斯和亚宁（2006）通过一个简单的“委托—代理”理论框架分析了产业所有制结构作用于产业绩效的机理。他们假定产业中的企业分为国有与民营两大类，产业所有制结构按照“国有→民营”的方向发生变化。他们进一步证明，所有制性质发生变化后，若新的市场监管机制能够及时到位，代理人（管理层）便会有更强的创新和节约成本的动机，企业内部正常的学习和演进机制逐步恢复，企业对特定市场结构做出积极反应的能力得到快速提升。当产业的所有制结构按照“国有→民营”方向发生的变化达到一定程度后，首先会导致资源配置效率的显著提高，进而会带来产业绩效的改善。维克斯和亚宁同时强调，竞争性的市场结构是保证所有制结构变化产生正效应的前提条件。许多中国经济学家（刘小玄，2003；张军，2009）也坚持认为，一个竞争性市场结构的存在，对中国产业所有制改革具有十分重要的意义。我们倾向于认为，在转型经济体中，市场结构的影响是内生于产业所有制结构变化的。哈耶克曾经强烈质疑兰格的“市场社会主义理论”，认为仅把注意力放在竞争性产品市场的培育上，不触及企业产权性质，绝无可能从根本上解决产业资源配置低效的问题。如同我们在现实中观察到的一样，当某一产业为若干大型国有企业垄断时，因政企之间的父子关系，使得政府优化市场结构（反垄断）的努力屡屡受挫于所有制结构的刚性。如果将产业发展纳入到经济转型的大背景下，那么产业所有制结构似乎就应该是更具决定性的影响因素。可以这么认为，给定市场结构的影响，只要产业所有制结构的变化有助于改善产业层面上的企业治理和激励机制，则所有制结构的变化对产业绩效的影响就将是正面的，即当那些有着较为健全的治理结构和激励机制的企业在产业中所占比重逐步上升时，产业绩效亦会朝着积极方向变化。更进一步，对于那些资本、技术密集型的战略性产业而言，产业竞争力和产业绩效的提升更大程度上取决于“熊彼特式”创新活动的频率和强度（赫尔普曼、格罗斯曼，2004）。许多文献“单纯”强调了国有大企业在规模、技术及资金上拥有的优势，但却常常忽略将这些静态优势转化为动态创新能力的治理结构和激励机制的作用。如果不能最大限度地激发企业自主创新意愿，那么在现有的战略性产业所有制结构下，我们就将很难看到产业绩效快速、持续地改善。依照天则经济研究所（2011）最近一份研究报告提供的信息，我国高端装备制造业长期为大型国有企业把持，产业竞争力提升缓慢，产业绩效长期在低水平上徘徊。正如周黎安等人（2005）所证明的那样，在规模经济显著的产业中，企业规模变化对技术进步的贡献，国有企业明显低于民营企业。在资本、技术密集型的战略性产业中，产业绩效对产业所有制结构的变化更为敏感。最后给出以上理论分析的一个概括性总结：因转型经济体中存在着两大类产权性质的企业，导致了企业间在治理结构和激励机制上存在明显差异。拥有不同治理结构和激励效率的两类企业之间比例关系的变化构成了转型期产业所有制结构的基本特征，亦成为决定产业绩效的主要因素。（二）产业所有制结构影响产业绩效的特征性事实众所周知，自20世纪80年代起，伴随着国家发展战略的重大调整，中国产业发展战略目标的先后次序亦发生变化，进入壁垒较低的竞争性产业被放在了优先发展的位置。与此同时，政府逐步放松了对国有企业之外的其他所有制性质企业的控制。在各种“利好政策”的支持下，中国民营企业在劳动密集型的竞争性产业中取得了巨大成功①，创造了“中国奇迹”（诺顿，2010）。正如后来许多文献所强调的那样，在整个20世纪80年代中国产业所有制结构所发生的（民营企业比重上升，国有企业比重下降）变化，极大地改善了当时中国的产业绩效，扭转了中国产业，特别是工业连续数年持续下滑的局面（吴敬琏，2011）。进入20世纪90年代以后，随着国有企业改革的全面展开，中国的产业所有制结构继续朝着“多元化”的方向演变。Jefferson等人（2003）的经验研究显示，在1994～1999年间的食品加工和纺织业中，因民营企业比重的持续增加，产业绩效不断得到改善，产业竞争力明显得到提高。勃兰特等人（2009）进一步证实了他们的发现，到1995年，中国纺织工业中国有企业占主导地位的情形发生了彻底变化，大量国有企业退出，只有少数国有企业集中于高端纺织品的生产。国家发改委非国有经济运行检测小组一份有关中国工业资产产业分布的报告（2003）提供的信息表明，纺织、轻工、电子、建材、普通机械等竞争性产业中的41％～72％的资产集中在民营企业，55％～95％的利润是由民营企业贡献的。以民营企业的快速发展为主要标志的产业所有制结构演变，对20世纪90年代的产业绩效的改善产生了积极影响。从20世纪90年代中后期开始，中国国有企业改革的思路发生重大转变，强调“国有企业从一般竞争性产业中退出，向战略性产业集中”。为实现“在战略性产业中增强国有企业竞争力和控制力”的目标，中央政府明确提出要在石油石化、电力、钢铁等产业通过兼并重组等方式建立一批具有国际竞争力的大型国有企业集团。作为这种改革思路和产业政策转变的具体结果，战略性产业中的国有企业资产从1995年的19850亿元快速提升到2005年的46640亿元，利润总额从1995年的620亿元涨至2005年的2410亿元。在按营业额排序的2006年亚洲前五大企业中，排名第二、三、四位的三家中国企业分别为石化、石油及电力产业的大型国有企业；入选2006年世界企业“500强”的19家中国企业，几乎全部是电力、电信、炼油、汽车等产业的大型国有企业（肖耿等，2010）。借用Nolan（2001）的话，那就是“中国的大企业正在经历一场复兴的革命，它们是国家的冠军（Nationalchampions）”。中国的产业所有制结构变化的方向似乎发生了某种程度的逆转。以国有大型企业向战略性产业集中为特征的产业所有制结构变化，似乎并不意味着产业绩效的改善。以钢铁产业为例，OleksandrMovshuk（2004）发现民营企业的效率优于中国最大的4家国有钢铁企业集团，这表明政府主导的企业并购②可能并没有从根本上改善整个钢铁产业的效率。DeqiangLiu和KeijiroOtsuka（2004）利用1995～1999年中国钢铁产业108家企业的调查数据进行的经验研究发现，国有企业的固定资产总值利润率（税前利润总额与固定资产总值之比）远低于同时段的非国有企业，并且私营钢铁企业在各种所有制类型的企业中拥有最高的利润率。尽管在1995～1999年间，国有企业进行了一系列的改革以提高自身效率，但国有企业与非国有企业（特别是民营企业）在钢铁产业的利润率差距事实上是逐步扩大而不是减小了。为了进一步检验产业所有制结构变化与产业绩效之间的关系，我们分别绘制了1998～2008年全部工业36个两位数产业和13个高资本密集度产业③的总资产利润率（利润总额/总资产）与民营企业在相应产业中比重（私营工业企业实收资本/产业总资本）之间关系变化的散点图（图2）。从散点图的趋势线来看，自1998年以来，全部工业产业的总资产利润率与民营工业企业的分布比重呈正相关关系，在高资本密集度产业，正相关关系似乎更加明显。图2产业绩效与民营企业比重关系的散点图注：高资本密集度产业包括煤炭开采和洗选业、石油和天然气开采业、黑色金属矿采选业、有色金属矿采选业、非金属矿采选业、烟草制品业、石油加工炼焦及核燃料加工业、医药制造业、黑色金属冶炼及压延加工业、有色金属冶炼及压延加工业、电力热力的生产和供应业、燃气生产和供应业及水的生产和供应业。数据来源：《中国工业经济统计年鉴》（2001、2002、2003、2004、2006、2007、2008、2009）；《中国经济普查年鉴》（2004）；《中国工业企业数据库》（1998、1999）。尽管双变量的散点图显示出全部工业产业及高资本密度工业产业的绩效与民营企业比重变化之间呈正相关关系，但我们还不能就此完全断定民营企业比重的提高有利于产业绩效的提升，因为影响产业绩效的因素是多方面的。在这个意义上，有必要通过进一步建立计量模型控制住其他重要因素的影响，来检验产业所有制结构（民营企业的比重）变化对产业绩效的真实效应。根据前面的讨论，我们提出以下有待检验的假说：假说1：以民营企业比重持续提高为特征的产业所有制结构变化有助于产业绩效的改善。假说2：在资本密集程度较高的战略性产业，提高民营企业比重对改善产业绩效作用明显，甚至优于提高其他所有制类型企业（特别是国有企业）比重对产业绩效的改善作用。三、模型设定与变量度量（一）计量模型为了实证检验产业所有制结构的变化对产业绩效的影响，借鉴Geng和Weiss（2007）发展的关于企业绩效及其影响因素的模型方法，我们建立如下面板数据模型：在本文中，我们侧重于考察不同资本密集程度产业的所有制结构变化与产业绩效之间的关系，所以在模型（1）的基础上，需要对常数项c和所有制结构OWN的系数进行扩展。具体的做法是，同时采用加法和乘法的形式引入控制产业资本密集程度的虚拟变量（），于是模型（1）变为：需要指出的是，由于所有制结构中的3个变量存在明显的相关性（STATE与FOR、PRI的Pearson相关系数分别高达－0.67和－0.51），为避免变量间的多重共线性问题，我们参照刘小玄（2004）的做法，在估计模型（1）和模型（2）时，分别对PRI、STATE、FOR予以考察，通过比较不同回归方程中PRI、STATE、FOR的系数来检验本文提出的假说。（二）内生性问题及其处理在研究产业所有制结构、市场结构等变量对产业绩效产生影响的同时，还应注意到相关经济变量之间的内生性问题。如民营企业比重的提高在理论上虽然有利于产业绩效的提升，但也可能存在逆向因果关系。也就是说，较高的绩效水平会吸引更多的民营企业④进入该产业，并有可能进一步改变产业的市场结构。所有制结构、市场结构与产业绩效间的内生性问题使得它们之间的因果联系变得难以确认（Conyon,1995）。这可能会导致传统估计结果（普通最小二估计OLS、广义最小二估计GLS、极大似然估计ML等）的不一致性，造成经验研究的偏差，需要利用工具变量进行处理。Arellano和Bond（1991）采用广义矩估计（GMM）方法来解决内生性问题。该方法的基本思路可以分为两步：首先对回归方程进行一阶差分变换以控制固定效应；然后将滞后变量作为差分方程中相应内生变量的工具变量估计差分方程。但是这种被称为差分广义矩估计（DIF－GMM）的方法易受弱工具性影响而产生有限样本偏误。按照Arellano和Bover（1995）给出的改进办法，在DIF－GMM估计量的基础上进一步引入水平方程的矩条件，将滞后变量的一阶差分作为水平方程中相应变量的工具变量，即系统广义矩估计（SYS－GMM）方法。一般情况下，通过这种调节后，弱工具性问题会得到改善。为此，本文采用SYS－GMM估计方法弱化变量间的内生性问题。（三）变量的度量1.产业绩效在产业（企业）绩效的度量方面，已有文献大多采用利润率和生产率两方面的指标（Bartelsman&Doms,2000）。本文中的产业利润率（PROFIT）用总资产利润率（利润总额与总资产之比）来度量，同时采用全要素生产率（TFP）作为生产率的衡量指标。2.产业所有制结构我们参照刘小玄（2004）的做法，采用私营工业企业的实收资本与产业总资本之比来刻画民营企业在特定产业中的比重（PRI），该比重越高说明民营企业在该产业的分布越广。类似的，国有企业（STATE）与外资企业的比重（FOR）分别采用国有及国有控股工业企业的实收资本与产业总资本之比、以及外商投资和港澳台商投资工业企业的实收资本与产业总资本之比来表示。3.市场结构借鉴Dougherty等（2007）的做法，我们采用赫芬达尔指数来反映产业集中度（CON）。赫芬达尔指数（HHI）是衡量产业集中状况的重要综合性指标，它是指特定产业内50家最大的企业（如果少于50家就是全部企业）的市场份额的平方和。其计算公式为：我们选择在产业中占50％总产出的最大企业的平均规模（以工业总产值计）作为产业规模的衡量指标。Comanor和Wilson（1967）将它定义为最小经济规模（MES），体现了不同产业在不同生产技术和资本密集度的基础上所形成的规模，同时最小经济规模（MES）也反映了产业进入壁垒的高低。衡量进入壁垒高低的变量还有产业的技术含量。参照王剑和徐康宁（2005）的做法，我们以虚拟变量代表技术壁垒，如果某产业属于高科技产业则取值1，否则为0。对于高科技产业的界定我们依据《中国高技术产业统计年鉴2009》的分类准则，将化学药品原药制造等22个三位码产业定义为高科技产业。4.控制变量在经济转型过程中，产业（特别是国有企业占主导地位的产业）利润率变化通常与国家政策扶持密切相关⑤。为了更准确地估计产业所有制结构对产业绩效的效应，我们将国家政策扶持的因素加以控制。考虑到数据的可得性，我们采用各产业的补贴收入（SUB）（企业的补贴收入主要包括政策性亏损补贴等方面）来近似替代国家政策扶持变量。5.虚拟变量四、数据与描述性分析（一）数据本文的分析样本采用2003～2008年间按三位码分类的全部工业产业的面板数据。这些数据是由《中国工业企业数据库》所提供的规模以上企业层面的数据分类汇总而来，《中国工业经济统计年鉴》公布的按两位码产业分组的各种所有制类型工业企业的数据信息正是基于此数据库汇总的⑦。按照《国民经济行业分类与代码》（GB/T4754－2002）的分类标准，全部工业共有191个三位码产业，但是在某些产业中，私营或者外资港澳台工业企业并无分布，故将这些产业从样本中剔除⑧。最终我们得到的样本包括177个三位码产业，共计1062个观测点。（二）全要素生产率（TFP）的估算除去产业利润率外，衡量产业绩效的另一个重要指标是全要素生产率（TFP）。关于全要素生产率的估算，现有文献通常用CD（柯布—道格拉斯）生产函数来刻画（谢千里、罗斯基、张轶凡，2008），本文采用如下三要素投入的CD生产函数：本文采用LP方法对生产函数（4）进行估计。（4）式中的i和t分别表示三位码产业和年份，产出y和劳动投入l分别用工业总产值（用工业品出产价格指数折减，单位：亿元）和全部从业人员年平均余额（万人）表示，k为经过固定资产价格指数调整的固定资产净值年平均余额（亿元）。参照Levinsohn和Petrin（2003）的做法，中间投入m采用直接材料的投入量（亿元）来衡量。表1报告了用LP方法对生产函数（4）中各投入要素系数的估计结果，为方便对比，我们同时也给出了OLS和固定效应（FE）的估计结果。根据表1提供的信息，对于劳动力投入要素，OLS和FE估计出的系数均高于LP的估计，表明在不考虑TFP与投入要素相关性的情况下，OLS和FE对劳动投入系数的估计将会产生向上的偏倚，证实了Levinsohn和Petrin（2003）的理论与经验研究发现。Petrin等人（2004）进一步指出，资本投入系数的OLS估计结果是否向上或向下偏倚取决于投入要素与生产率冲击的相关程度。在本文中，OLS和FE估计出的均小于LP的估计。LP估计结果的Wald检验显示，在10％的显著性水平下，规模报酬不变的原假设被拒绝，OLS和FE的估计结果则接受规模报酬不变的原假设。（三）数据的描述性分析表2给出了各个变量的统计性描述。根据表2提供的基本信息，我们发现在样本区间内私营工业企业在各产业的比重相对偏小，最小值仅为0.0028％，最大值不超过70％。值得注意的是，虽然国有及国有控股工业企业作为一个整体在整个工业中的资本占比大于外商投资及港澳台商投资工业企业⑩，但表2显示国有及国有控股工业企业在各产业比重的均值低于外商投资及港澳台商投资工业企业，这种情况的出现反映了国有及国有控股工业企业与外商投资及港澳台商投资工业企业在产业分布结构上的差异。与外商投资及港澳台商投资工业企业相比，国有及国有控股工业企业在各产业的分布呈现较为严重的两极分化现象，均值和中位数之间的较大差异表明，在大部分产业中国有及国有控股的成分较小，而在少数重要产业，国有及国有控股工业企业占据绝对主体地位（最大值为99.4％）。产业绩效和市场结构的4个指标，以及补贴收入指标均呈现不同程度的离散性(11)，表明中国工业各产业在利润率、集中度及享受国家政策扶持等方面存在较大差异。五、回归结果与分析（一）初步回归结果表3报告了模型（1）的最小二乘估计（pooledleastsquare）结果，以利润率（PROFIT）为被解释变量的回归结果报告在（1）～（3）列，以全要素生产率（TFP）为被解释变量的回归结果报告在（4）～（6）列。从列（1）和列（4）可以看出，民营企业比重（PRI）每提高1个百分点，会导致产业利润率和全要素生产率分别提高0.096％和3.09％，且在1％的水平显著。也就是说，以民营企业比重提高为主要内容的产业所有制结构变化对产业绩效具有正的效应，本文的假说1得到验证。进一步的，列（2）和列（5）显示，国有企业实收资本比重的提高对产业利润率和全要素生产率不但没有起到有效的促进作用，而且还具有很强的负作用，这与刘小玄（2003）的研究发现一致；根据列（3）和列（6）的信息，外资企业对于产业绩效的改善具有比较明显的积极作用，主要是因为外资企业存在技术和管理溢出效应。总体而言，民营企业比重变化与产业绩效改善之间正相关性最显著，外资企业次之，而国有企业则表现出明显的负相关效应。产业集中度变量（CON）的系数在大部分回归中显著为正，说明较高的集中度可以提高产业利润率和全要素生产率，保持适当的集中度对于促进产业的良性发展是必要的(12)。规模变量（SCALE）的系数在TFP回归中显著为正，表明特定产业的最小经济规模（MES）与产业全要素生产率之间呈正相关关系