郭麗麗　陳師

[內容摘要]經(jīng)濟結構的改善將極大地提升國有企業(yè)和非國有企業(yè)的ML指數(shù)，文章基于1985—2014年分省級面板數(shù)據(jù)，利用DDF-ML指數(shù)對資源環(huán)境約束下的國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率進行測算。研究發(fā)現(xiàn)：國有企業(yè)的M指數(shù)和ML指數(shù)在1994年后有了較大幅度提高，但前者的增長幅度大于后者；考慮資源環(huán)境約束后，國有企業(yè)與非國有企業(yè)之間的效率差異顯著縮小，且呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域特征（東部>中部>西部）。本文探討不同所有制企業(yè)ML指數(shù)差異變化的原因，發(fā)現(xiàn)市場化水平和開放度的提高對縮小差異起著重要作用，而經(jīng)濟結構、工業(yè)污染治理強度和政府干預則會提高ML指數(shù)差異。

[關鍵詞]資源環(huán)境；國有企業(yè)效率；DEA-Malmquist指數(shù)；DDF-ML指數(shù)

[中圖分類號]F276.1 [文獻標識碼]A [文章編號]1000-8306（2016）02-0062-10

一、引言

回顧改革開放以來的經(jīng)濟發(fā)展歷程，國有經(jīng)濟逐漸從競爭性部門退出，非國有經(jīng)濟不斷發(fā)展壯大，并成為實現(xiàn)30多年來經(jīng)濟快速增長的重要力量。然而，隨著我國經(jīng)濟逐步進入“新常態(tài)”，國有企業(yè)改革依然滯后，非國有部分在結構轉型過程中也遇到了嚴峻挑戰(zhàn)，在新的形勢下重新認識國有企業(yè)效率便顯得尤為重要，這不僅對繼續(xù)深化國有企業(yè)改革具有舉足輕重的意義，同時也會對完善社會主義市場經(jīng)濟，實現(xiàn)持續(xù)、快速經(jīng)濟增長產(chǎn)生重要影響。為此，大量的研究文獻對改革開放以來的國有企業(yè)效率進行了核算，并得出了較為一致的結論：雖然改制在一定程度上提高了國有企業(yè)效率，但與民營企業(yè)、外資企業(yè)等非國有企業(yè)相比較，國有企業(yè)的效率（生產(chǎn)效率和創(chuàng)新效率）仍然偏低。

然而，回顧國有企業(yè)效率文獻時可以發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)研究僅考慮了資本和勞動作為要素投入，并使用DEA-Malmquist指數(shù)來核算國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。但從現(xiàn)實特征來看，中國30多年來的高速增長是以資源環(huán)境的過度消耗為代價獲得的。與國際先進水平相比，中國火力供電的煤耗高達22.5%，大中型鋼鐵企業(yè)噸鋼可比能耗高達21%，水泥綜合能耗高達45%。根據(jù)石敏俊、馬國霞的估計，中國GDP的13.9%是以資源消耗、環(huán)境污染和生態(tài)退化為代價獲取的。很顯然，資源環(huán)境約束對于企業(yè)效率的影響很重要?，F(xiàn)有國有企業(yè)效率的研究文獻并未考慮資源環(huán)境約束對于國有企業(yè)效率的影響，其結果可能會高估或低估不同所有制企業(yè)之間的效率及差異，進一步造成國有企業(yè)效率估計的偏誤。

有鑒于此，本文計算了加入資源環(huán)境約束后的國有企業(yè)效率。在將能源作為要素投入計算國有企業(yè)的效率時，它不僅會生產(chǎn)出一般的產(chǎn)品（“好”產(chǎn)出），還會產(chǎn)生一定的環(huán)境污染（“壞”產(chǎn)出），因此利用考慮非期望產(chǎn)出的效率核算模型無疑更具合理性。本文使用基于方向性距離函數(shù)（DDF）的Mamlquist-Luenberger（ML）指數(shù)來重新估計國有企業(yè)效率。在計算出了不同所有制企業(yè)的ML指數(shù)后，發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)的ML指數(shù)有所增加，非國有企業(yè)的ML指數(shù)有所降低。雖然國有企業(yè)的ML指數(shù)仍然略低于非國有企業(yè)，但不同所有制企業(yè)的ML指數(shù)差異被高估了。那么，是什么原因導致不同所有制企業(yè)的ML指數(shù)差異減小呢？為此，本文選取合適的指標對不同所有制企業(yè)的ML指數(shù)差異變化的原因進行了實證分析。

三、實證分析

（一）不同所有制企業(yè)的能源消費和污染排放估算

首先，利用式（8）至式（11）對國有企業(yè)、非國有企業(yè)的能源消費量和工業(yè)“三廢”指標進行估算，結果見下表2。

從表2中可以發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)檢驗和Hausman檢驗在1%的水平下較為顯著，說明固定效應模型的估計結果要優(yōu)于混合效應和隨機效應模型。各方程的一次項顯著為正，說明工業(yè)規(guī)模越大，其所消費的能源和工業(yè)“三廢”排放水平也較大；二次項系數(shù)顯著為負，說明能源消費和工業(yè)“三廢”水平與工業(yè)增加值之間雖然表現(xiàn)出正相關關系，但其邊際增量卻逐漸下降，說明了能源消費、工業(yè)“三廢”水平與工業(yè)規(guī)?！暗箄”型關系的存在，選擇環(huán)境庫茲涅茲曲線進行估計是較為合適的。于是，在估計出了相應的系數(shù)后，便可以通過簡單的代數(shù)運算求得國有企業(yè)、非國有企業(yè)的能源消費量和工業(yè)“三廢”水平。如圖1-3所示。

由圖1至圖3可知，國有企業(yè)的能源消費和工業(yè)“三廢”比重呈逐漸下降趨勢，這與改革開放以來產(chǎn)權改革的穩(wěn)步推進是密不可分的。具體來說：（1）從時間趨勢（均值）來看，國有企業(yè)的能源消費和工業(yè)“三廢”比重在1985年比較高，但隨著市場化改革和產(chǎn)權改革的穩(wěn)步推進，國有企業(yè)的能源消費和工業(yè)“三廢”比重不斷下降（從1994年開始，這種下降趨勢更為明顯）。截至2014年，國有企業(yè)的能源消費比重和工業(yè)“三廢”比重較改革開放之初已經(jīng)有了大幅度的下降。（2）從分地區(qū)（均值）的結果來看，國有企業(yè)的能源消費和工業(yè)“三廢”比重表現(xiàn)出明顯的區(qū)域差異（東部<中部<西部）。東部地區(qū)（除了天津、河北、遼寧和廣西外）國有企業(yè)的能源消費和工業(yè)“三廢”比重較低，中、西部地區(qū)的能源消費和工業(yè)“三廢”比重則較高。

（二）不同所有制企業(yè)ML指數(shù)及其差異

其次，計算資源環(huán)境約束下的國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率（ML指數(shù)）。為便于對比分析，本文還利用DEA-Malmquist指數(shù)計算了未考慮資源環(huán)境約束的國有企業(yè)效率。具體如圖4-6所示。

由圖4至圖6分析得知：

1.從時間趨勢（均值）來看，1985—2014年國有企業(yè)、非國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率均有不同程度的提高（增長趨勢在1994年后更為明顯），且國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（M指數(shù)和ML指數(shù)）要小于非國有企業(yè)，這與產(chǎn)權改革和市場化改革的穩(wěn)步推進是密不可分的。與此同時，國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率要低于非國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。這說明改制雖然一定程度上提高了國有企業(yè)績效，但與非國有企業(yè)相比較，國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率仍然偏低。這與大多數(shù)的研究結論相一致，故不再具體論述。

2.從分地區(qū)（均值）來看，國有企業(yè)的M和ML指數(shù)同樣小于非國有企業(yè)的M和ML指數(shù)。除此之外，東部地區(qū)的M和ML指數(shù)要明顯高于總體平均水平，中、西部的ML和ML指數(shù)則相反，國有企業(yè)、非國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率及其差異呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域特征（東部>中部>西部）。這說明隨著市場化改革的深入，競爭性約束導致產(chǎn)權改革被自發(fā)的“催生”出來，國有企業(yè)效率將逐漸提高，非國有企業(yè)效率則因“制度紅利”的削弱導致其增長趨勢有所減緩。因此，市場化水平越高的地區(qū)，不同所有制企業(yè)的M指數(shù)差異便越小，這與李勇等的研究結論一致。

3.不論是從時間序列還是從分地區(qū)的計算結果來看，與M指數(shù)相比，國有企業(yè)的ML指數(shù)有所提高，非國有企業(yè)的ML指數(shù)有所減小，且表現(xiàn)出明顯的區(qū)域特征：東部>中部>西部。這說明在考慮了資源環(huán)境約束后，雖然國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率仍然低于非國有企業(yè)，但國有企業(yè)、非國有企業(yè)的效率差異沒有預想中的那么大，不同所有制企業(yè)間的效率差異在一定程度上被高估了。

（三）國有企業(yè)、非國有企業(yè)ML指數(shù)差異的成因分析

在計算出國有企業(yè)、非國有企業(yè)的ML指數(shù)及其差異后，可利用式（12）對ML指數(shù)差異的成因進行實證分析。具體結果如表3所示。

從表3中的計算結果可以發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)檢驗和Hausman檢驗在1%的顯著性水平上較為顯著，說明應該選取固定效應的回歸結果。大部分變量的回歸系數(shù)均通過了5%的顯著性水平檢驗，說明系數(shù)的方向是較為可信的。在具體的回歸結果中，市場化水平（MAR）每提高1個單位，不僅會引起國有企業(yè)的ML指數(shù)（ML-SOE）提高0.5344個百分點，同時還會使非國有企業(yè)的ML指數(shù)（ML-NSOE）提高0.4769個單位，其結果將導致不同所有制企業(yè)的效率差異減小0.0893個單位。這說明隨著市場化改革的深入，國有企業(yè)不僅在公司治理結構方面做出了努力，同時還在環(huán)境業(yè)績方面具有優(yōu)勢，那么差異系數(shù)為負便不難理解了。經(jīng)濟結構的改善將極大地提升國有企業(yè)和非國有企業(yè)的ML指數(shù)。從結果來看，對非國有企業(yè)的正面影響要大于國有企業(yè)（估計系數(shù)分別為0.5128和0.3633）。因此，經(jīng)濟結構的改善將導致國有企業(yè)、非國有企業(yè)的效率差異拉大。除此之外，工業(yè)污染治理強度（CONSTR）和政府干預程度（GOV）的加強均會提高不同所有制企業(yè)的ML指數(shù)差異，說明政府對于非國有企業(yè)的管理力度還較低，監(jiān)管力度的加強將會對非國有企業(yè)產(chǎn)生更大的正面影響。開放度（OPEN）的提高將降低不同所有制企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（ML指數(shù)）差異，與本文的預期結果相一致。

最后，為了剔除模型的內生性，本文還利用SYS-GMM方法對ML指數(shù)效率差異（ML-DIFF）方程重新進行了估計，工具變量為MAR、CONSTR和GOV的滯后一階和二階。估計結果發(fā)現(xiàn)，估計系數(shù)均通過了5%的顯著性水平檢驗，系數(shù)方向也未發(fā)生變化。Sargan統(tǒng)計量為24.36，拒絕了模型存在過度識別的原假設，說明本文選擇工具變量的合理性。AR（1）和AR（2）統(tǒng)計量表明模型存在一階自相關，二階自相關則不存在，說明本文的研究結論是較為穩(wěn)健的。

四、結論和政策建議

研究結果表明：（1）與未考慮資源環(huán)境約束的M指數(shù)相比，國有企業(yè)的ML指數(shù)有所提高，非國有企業(yè)的ML指數(shù)則有所下降。盡管國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率低于非國有企業(yè)，但其間的效率差異在一定程度上被夸大了；（2）不同所有制企業(yè)的ML指數(shù)差異呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域特征：東部全要素生產(chǎn)率差異較低，中、西部的差異較高（且考慮了資源環(huán)境約束后，全要素生產(chǎn)率差異減?。?。那么，不同所有制企業(yè)ML指數(shù)差異變小的原因應該是環(huán)境污染具有典型的“外部性”特征。而在我國市場經(jīng)濟體系不完善、監(jiān)管水平和經(jīng)濟發(fā)展水平不高的大背景下，以“利潤最大化”原則作為決策基礎的非國有企業(yè)具有較強的“機會主義”，內部化環(huán)境外部性的動機還較弱。國有企業(yè)則因為規(guī)模較大，規(guī)模設備先進等原因使得其環(huán)境業(yè)績較高。

根據(jù)這個認識，本文通過選取合適的變量，對引起這種變化趨勢的原因進行了分解，結果發(fā)現(xiàn)市場化水平、開放度的提升將會縮減不同所有制企業(yè)的效率差異，經(jīng)濟結構、工業(yè)污染治理強度和政府干預則會拉大國有企業(yè)、非國有企業(yè)的效率差異。

據(jù)此，本文得出以下政策建議：

1.改善不合理的政府干預行為，推動國有資本資產(chǎn)化改革，優(yōu)化監(jiān)管結構。從本文的估計結果來看，過度的政府干預會對國有企業(yè)、非國有企業(yè)的ML指數(shù)的提升產(chǎn)生不利影響，而工業(yè)污染治理強度則會產(chǎn)生積極影響。這說明要履行政府的環(huán)境監(jiān)管職能，就必須要將政府的監(jiān)管行為納入市場中去，增強監(jiān)管的透明度。推動國有資本資產(chǎn)化改革，國家從擁有管理和控制企業(yè)轉向擁有和運作國有資本，政府不再直接管理和控制，有利于國有企業(yè)、非國有企業(yè)“一視同仁”，實現(xiàn)政府、市場和企業(yè)三者關系的良性互動。

2.繼續(xù)穩(wěn)步推進國有企業(yè)混合所有制改革尤其是要素市場化改革。本文研究發(fā)現(xiàn)市場化水平的提升會縮小不同所有制企業(yè)的效率差異。這主要是因為，隨著市場化改革的深入，競爭性約束將會被自發(fā)地“催生”出來，產(chǎn)權改革會引起國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。與之對應的是，非國有企業(yè)的“制度紅利”會出現(xiàn)邊際遞減趨勢，此消彼長，二者的負相關關系便不難理解了。從分指標的回歸結果來看，要素市場化改革對于國有企業(yè)ML指數(shù)的提升還不顯著，那么推進國有企業(yè)混合所有制改革和要素市場化改革應該成為下一步改革的一項核心任務。

3.優(yōu)化外貿和產(chǎn)業(yè)結構，提高經(jīng)濟增長質量。從不同所有制企業(yè)的ML指數(shù)影響因素的估計結果來看，開放度的提高雖然提高了國有企業(yè)和非國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，但在考慮資源環(huán)境約束后，其正向作用大大下降，且國有企業(yè)的ML指數(shù)下降的幅度超過了非國有企業(yè)。這說明，發(fā)達國家在開展國際貿易、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構時，也不可避免地將“污染密集”型行業(yè)通過FDI等形式轉移到了我國。如果說開展對外貿易曾經(jīng)對發(fā)展“比較優(yōu)勢行業(yè)”、緩解重工業(yè)比例過高起到過積極作用的話，那么在我國經(jīng)濟逐步進入“新常態(tài)”的今天，繼續(xù)單純依靠這種發(fā)展模式將無助于我國實現(xiàn)下一階段“優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級”的戰(zhàn)略轉型，也會對降低污染排放、建設資源節(jié)約型國家產(chǎn)生負面影響。

責任編輯：張友樹