劉廷華,周 瑾,劉 瀟
(1.山東理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,山東 淄博 255000;2.淄博市臨淄區(qū)人民檢察院,山東 淄博 255400;3.上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)經(jīng)研究所,上海 200433)
三十年改革開放我國(guó)實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng),創(chuàng)造了“中國(guó)奇跡”[1]。就GDP總量而言,我國(guó)已是世界第二經(jīng)濟(jì)大國(guó),但是這并不一定意味著我國(guó)已是世界經(jīng)濟(jì)強(qiáng)國(guó)。在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制下,國(guó)家競(jìng)爭(zhēng)力的根本在于企業(yè)效率。經(jīng)過(guò)改革,我國(guó)建立了現(xiàn)代企業(yè)制度實(shí)行了股份化,但是我國(guó)內(nèi)資企業(yè)能否逐步接近甚至趕超跨國(guó)企業(yè)生產(chǎn)效率前沿?這一問(wèn)題需要實(shí)證分析來(lái)解答。
本文使用我國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù),分析207萬(wàn)個(gè)企業(yè)年度觀測(cè)點(diǎn),比較不同產(chǎn)權(quán)企業(yè)的生產(chǎn)效率,分析不同效率水平下內(nèi)、外資企業(yè)的效率學(xué)習(xí)能力;研究不同市場(chǎng)化程度區(qū)域之間的產(chǎn)權(quán)效率問(wèn)題,使用收斂分析方法預(yù)測(cè)我國(guó)企業(yè)的效率趕超潛力;同時(shí)關(guān)注新成立企業(yè)的效率差異和學(xué)習(xí)能力,得到了較為全面的我國(guó)企業(yè)效率動(dòng)態(tài)變動(dòng)趨勢(shì)。
本文使用的樣本數(shù)據(jù)來(lái)源于我國(guó)工業(yè)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù),對(duì)包括全部國(guó)有和銷售額在500萬(wàn)元以上的非國(guó)有工業(yè)企業(yè)的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)整理。由于2008年以后的數(shù)據(jù)涉及統(tǒng)計(jì)變量缺失等問(wèn)題,為了嚴(yán)謹(jǐn)起見(jiàn),加之十年大樣本面板企業(yè)數(shù)據(jù)。截至2007年底,該數(shù)據(jù)庫(kù)共收錄了我國(guó)三十多萬(wàn)家企業(yè),其產(chǎn)值占我國(guó)工業(yè)總產(chǎn)值的95%,可以作為我國(guó)企業(yè)分析的有效樣本。在1998—2007年期間,樣本共包含2226264個(gè)觀測(cè)值。借鑒Cai和Liu(2009)[2]的方法,本文刪除了關(guān)鍵指標(biāo)缺失、職工人數(shù)少于8人以及明顯不符合會(huì)計(jì)原則的觀測(cè)值,以及關(guān)鍵變量的極端觀測(cè)值,最終得到2074240個(gè)觀測(cè)樣本。如此之大的樣本,可以克服加總性偏差和樣本選擇性偏差問(wèn)題。
關(guān)于企業(yè)所有權(quán)的分類,現(xiàn)有文獻(xiàn)通常根據(jù)企業(yè)注冊(cè)登記類型進(jìn)行定義。然而,根據(jù)注冊(cè)類型和實(shí)收資本這兩種方式比較企業(yè)產(chǎn)權(quán)類型,發(fā)現(xiàn)注冊(cè)為外資的企業(yè)數(shù)量要高于實(shí)收資本為外資的企業(yè)數(shù)量。借鑒路江涌(2008)[3]的研,本文將實(shí)收資本中外資或者港澳臺(tái)股份不低于25%的企業(yè)歸為外資企業(yè)(Foreign),低于25%的歸為內(nèi)資企業(yè)(Domestic)。內(nèi)資企業(yè)中再按照注冊(cè)資本金是否超過(guò)50%定義企業(yè)控股類型,即:國(guó)有資本金占總注冊(cè)資本的比重超過(guò)50%的為國(guó)有企業(yè)(State);若個(gè)人資本金占總注冊(cè)資本的比重超過(guò)50%的為民營(yíng)企業(yè)(Private);集體資本金比重超過(guò)50%的定義為集體企業(yè)(Collective);其他的內(nèi)資企業(yè)統(tǒng)一定義其他企業(yè)(Others)。
本文使用超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)來(lái)估算全要素生產(chǎn)率。因全要素生產(chǎn)率受到產(chǎn)權(quán)因素的影響,所以在超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)中納入所有權(quán)自變量。具體模型設(shè)定為:
其中,Yit代表企業(yè)i在t時(shí)期的產(chǎn)出;xikt為k種要素投入;Zit為所有權(quán)分類;Iit和Tt分別為企業(yè)所在的行業(yè)和年度虛擬變量;vi為觀察不到的不隨時(shí)間改變的個(gè)體效應(yīng);εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。具體而言,本文使用工業(yè)增加值來(lái)衡量產(chǎn)出變量,并且使用各行業(yè)的工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減,進(jìn)而求得價(jià)格指數(shù)調(diào)整后的Yit。中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒在2002—2007年間提供了38個(gè)行業(yè)工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù),但是在1998—2001年間只提供了14個(gè)生產(chǎn)部門的工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)。為了一致起見(jiàn),將39個(gè)兩位數(shù)行業(yè)指數(shù)對(duì)應(yīng)到14個(gè)工業(yè)生產(chǎn)部門中,然后折算成以1997年為基期的工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)。由于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局工業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)在樣本期間2001年和2004年出現(xiàn)工業(yè)增加值缺失的問(wèn)題,本文使用劉小玄(1995)[4]的方法進(jìn)行了相關(guān)調(diào)整。所用的2001年工業(yè)增加值是工業(yè)總產(chǎn)值減中間品投入加增值稅,2004年的工業(yè)增加值等于銷售收入加期末存貨減期初存貨減中間品投入加增值稅。在投入要素的測(cè)量上,使用固定資產(chǎn)凈值年平均余額來(lái)衡量資本投入要素,并使用以1997年為基期的固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減;使用全年職工就業(yè)人數(shù)來(lái)衡量勞動(dòng)投入要素;使用中間品投入合計(jì)作為中間投入要素,并且使用了原材料、燃料、動(dòng)力購(gòu)進(jìn)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減。
方程(1)可以簡(jiǎn)化為:
其中,X為投入要素向量以及行業(yè)、年份的虛擬變量,Z是所有權(quán)分類變量,E(vi)=E(εit)=E(viεit)=E(εitεis)=0(對(duì)于任意的t>s)。在計(jì)量方法上,本文認(rèn)為潛在的所有者可能會(huì)根據(jù)過(guò)去的生產(chǎn)效率沖擊調(diào)整所有權(quán)類型。這就是說(shuō),在方程(2)中所有權(quán)變量是一個(gè)“前定變量”,即E(Zitεit)=0 ,但是E(Zitεis)≠0(對(duì)于任意的t>s),E(Zitvi)≠0。在這種存在因果問(wèn)題的情況下,使用普通最小二乘方法以及隨機(jī)效應(yīng)模型會(huì)導(dǎo)致估計(jì)有偏。相對(duì)而言,固定效應(yīng)或者一階差分允許Zit與vi相關(guān),采用固定效應(yīng)回歸方法比較可行。然而,需要特別說(shuō)明的是,模型中的關(guān)鍵變量——所有權(quán),是一個(gè)相對(duì)穩(wěn)定的變量,隨時(shí)間推移沒(méi)有變化或者變化有限,若使用固定效應(yīng)估計(jì)會(huì)造成較大的估計(jì)偏誤[5]。因此,權(quán)衡比較之后,本文認(rèn)為使用隨機(jī)效應(yīng)模型更為適合,所以文中的分析主要依據(jù)隨機(jī)效應(yīng)的回歸結(jié)果。
表1是不同所有權(quán)企業(yè)的生產(chǎn)效率比較結(jié)果,通過(guò)方程(1)得到不同類型企業(yè)生產(chǎn)效率之間的相對(duì)值。以國(guó)有企業(yè)為基準(zhǔn)組,其他類型所有權(quán)包括外資企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)。為得到較為穩(wěn)健的結(jié)果,同時(shí)報(bào)告了普通最小二乘(OLS)、中位數(shù)回歸(QREG)和隨機(jī)效應(yīng)(RE)的回歸結(jié)果。其中,OLS為采用robust方差法進(jìn)行的最小二乘回歸以控制個(gè)體之間異方差問(wèn)題,簡(jiǎn)寫為OLS_Robust。在計(jì)量方法上,表1說(shuō)明了在超大樣本中多種方法下的結(jié)果一致性。
表1 不同所有權(quán)企業(yè)的平均生產(chǎn)效率比較
在不同方法的使用中,表1發(fā)現(xiàn)Foreign和Private兩個(gè)產(chǎn)權(quán)系數(shù)的顯著為正且Foreign的系數(shù)高出Private約10個(gè)百分點(diǎn)。這意味著,我國(guó)企業(yè)效率水平的優(yōu)先順序是外資企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)和國(guó)有企業(yè)。許斌(2004)[6]分析世界銀行對(duì)于我國(guó)少數(shù)企業(yè)進(jìn)行調(diào)查的企業(yè)數(shù)據(jù),也得到相同結(jié)果。
方程(1)和方程(2)適用于不同企業(yè)的效率比較,但是沒(méi)有匯報(bào)生產(chǎn)率數(shù)值。為了觀察不同類型企業(yè)的生產(chǎn)率高低水平,表2中使用Levinsohn 和Petrin(2003)[7](以下簡(jiǎn)稱LP法)來(lái)測(cè)算企業(yè)生產(chǎn)率。該方法將中間品投入作生產(chǎn)率沖擊的代理變量,使得計(jì)算結(jié)果較使用生產(chǎn)函數(shù)法更為精確。
表2 實(shí)際TFP值(LP法)
表2匯報(bào)了三種類型企業(yè)的生產(chǎn)率水平。可以發(fā)現(xiàn),不管是效率均值還是中位值,外資企業(yè)都高于內(nèi)資企業(yè),且內(nèi)資中的民營(yíng)企業(yè)高于國(guó)有企業(yè)。
我國(guó)企業(yè)數(shù)量眾多。不僅是生產(chǎn)率水平的均值和中位值很重要,生產(chǎn)率的分布也是需要研究的。實(shí)際上,生產(chǎn)率水平的分布問(wèn)題已成為近年來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的重點(diǎn)[8,9]。表3將國(guó)家統(tǒng)計(jì)局工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中的全部企業(yè)按照每年的效率水平進(jìn)行排序,以第33百分位和第66百分位為分界點(diǎn),分別按照不同年份將樣本等分成低效率、中效率和高效率三組,進(jìn)而得到不同所有權(quán)類型的企業(yè)在不同效率組中的分布狀況。本文發(fā)現(xiàn),外資企業(yè)、國(guó)有企業(yè)分別在高效率組、低效率組中占比最高,而民營(yíng)企業(yè)在不同效率組中均介于外資企業(yè)與國(guó)有企業(yè)之間,且分布相對(duì)均勻。這再度印證了我國(guó)企業(yè)效率水平的產(chǎn)權(quán)優(yōu)序,由高到低為外資、民營(yíng)和國(guó)有。
表3 企業(yè)生產(chǎn)效率分布情況 (單位:%)
改革開放以來(lái),我國(guó)經(jīng)濟(jì)制度變化顯著,包括現(xiàn)代企業(yè)制度。在制度變遷之中,我國(guó)不同產(chǎn)權(quán)的企業(yè)生產(chǎn)效率水平有無(wú)改變?樊綱等(2011)[10]研究發(fā)現(xiàn) 1998—2002年期間市場(chǎng)化進(jìn)程發(fā)展緩慢,2003—2007年市場(chǎng)化進(jìn)程加速。所以,表4以2002年為分界點(diǎn),將樣本數(shù)據(jù)分成兩個(gè)時(shí)間段。分別使用隨機(jī)效應(yīng)和分位數(shù)回歸方法進(jìn)行回歸,RE回歸結(jié)果衡量的是平均效率水平,Quantile衡量的是不同分位數(shù)水平。其中,第一列和第三列是以國(guó)有企業(yè)(state)為基準(zhǔn)組,第二列是以民營(yíng)企業(yè)為基準(zhǔn)組(private)。
表4 分不同時(shí)間段的產(chǎn)權(quán)效率比較
比較1998—2002年與2003—2007年兩個(gè)時(shí)間段,發(fā)現(xiàn)后一個(gè)時(shí)間段中的差值均小于前一時(shí)間段。在RE回歸中,外資企業(yè)高于國(guó)有企業(yè)的效率從2002年前的0.988縮小至2002年后的0.723。三個(gè)分位數(shù)回歸也展示了類似的結(jié)果,低效率水平的外資國(guó)有差距縮小更為顯著。這意味著,隨著時(shí)間的推移,國(guó)有企業(yè)與外資企業(yè)之間的效率差距存在明顯的縮小趨勢(shì)。
從表4的第一列中可以看出,外資企業(yè)效率水平顯著高于國(guó)有企業(yè),這一差距存在于不同分位數(shù)比較中,在低效率組的差距最大。有別于第一列結(jié)果,外資和民營(yíng)企業(yè)差距(Foreign-Private)的10分位數(shù)回歸結(jié)果顯著為負(fù)。這意味著,在低效率水平上,民營(yíng)企業(yè)優(yōu)于外資企業(yè)。但是在其他效率水平上民營(yíng)與外資企業(yè)存在差距,特別是在高效率水平上??v向?qū)Ρ劝l(fā)現(xiàn),外資與民營(yíng)企業(yè)的差距隨著時(shí)間推移有縮小趨勢(shì),效率越高的組別差距縮小越快。第三列比較了內(nèi)資企業(yè)中的民營(yíng)企業(yè)與國(guó)有企業(yè)之間的效率。本文發(fā)現(xiàn),民營(yíng)和國(guó)有企業(yè)差距(Private-State)在不同水平下均顯著為正。這再次說(shuō)明,國(guó)有企業(yè)的效率在不同分布之中均低于民營(yíng)企業(yè)。在時(shí)間分段的比較之中可以看出我國(guó)國(guó)有企業(yè)生產(chǎn)效率有所提高。
隨著企業(yè)年齡的增長(zhǎng),不同產(chǎn)權(quán)的企業(yè)生產(chǎn)效率將發(fā)生怎樣的變化?不同類型的內(nèi)資企業(yè)學(xué)習(xí)能力如何?
本文在模型(2)的基礎(chǔ)上,加入所有權(quán)分類變量與時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)τ的交互項(xiàng),得到方程(3)。
其中,τ為樣本期內(nèi)企業(yè)為某種所有權(quán)持續(xù)的時(shí)間。為了考察樣本期內(nèi)企業(yè)效率隨著所有權(quán)持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)度的變化趨勢(shì)和比較不同產(chǎn)權(quán)企業(yè)的學(xué)習(xí)能力問(wèn)題,表5排除了在樣本期內(nèi)所有權(quán)發(fā)生變更的企業(yè)。
表5 學(xué)習(xí)能力比較
在表5中,外資企業(yè)Foreign系數(shù)和民營(yíng)企業(yè)Private為正在不同回歸方法下顯著為正,效率高于做為基準(zhǔn)組的國(guó)有企業(yè)。在平均值RE回歸、中位值QREG(50)回歸和高效率組QREG(90)回歸中,F(xiàn)oreign系數(shù)高于Private。表5再次印證了產(chǎn)權(quán)效率優(yōu)先順序?yàn)橥赓Y、內(nèi)資和國(guó)有。但是,在低效率組QREG(10)回歸中,Private系數(shù)高于了Foreign。這意味著,在低產(chǎn)權(quán)效率10分位數(shù)的分布組中,民營(yíng)企業(yè)的效率高于外資企業(yè)。
在表5中,與時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的交乘系數(shù)用以衡量不同所有權(quán)類型企業(yè)效率隨時(shí)間變化情況,可以在一定程度上檢驗(yàn)企業(yè)的學(xué)習(xí)能力。結(jié)果顯示,不管是平均水平還是各分位數(shù)水平,時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)與民營(yíng)企業(yè)的系數(shù)τ*Private均顯著為正。這意味著,民營(yíng)企業(yè)具有顯著的學(xué)習(xí)能力,效率不斷提高。而且,時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)與民營(yíng)企業(yè)的系數(shù)τ*Private均高于時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)與外資企業(yè)的系數(shù)τ*Foreign,這表明民營(yíng)企業(yè)的學(xué)習(xí)能力普遍高于外資企業(yè)。需要注意的是,民營(yíng)企業(yè)在高效率水平上的學(xué)習(xí)能力為0.023,遠(yuǎn)大于外資企業(yè)的0.007;這說(shuō)明較之外資企業(yè),處于高端效率水平的民營(yíng)企業(yè)學(xué)習(xí)能力尤為突出。這與上文發(fā)現(xiàn)的民營(yíng)企業(yè)在高效率水平上與外資企業(yè)的差距縮小程度最大的結(jié)論是一致的。但τ*State的系數(shù)在OLS_Robust回歸方法中與RE回歸方法中結(jié)果不一,出現(xiàn)了矛盾。這意味著國(guó)有企業(yè)的學(xué)習(xí)能力并不穩(wěn)定。一定程度上,分位數(shù)回歸表明了這種不穩(wěn)健的原因。在中位值QREG(50)回歸和低效率組QREG(10)回歸中,時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)與國(guó)有企業(yè)的系數(shù)τ*State顯著為正;但是在高效率組QREG(90)回歸中,τ*State顯著為負(fù)。這意味著,國(guó)有企業(yè)在中、低效率水平上學(xué)習(xí)能力顯著,在高效率組中滯后不前或者存在下降趨勢(shì)。這表示我國(guó)部分高端國(guó)有企業(yè)業(yè)績(jī)和效率難以持續(xù)提高,反而可能固步自封、逐步下滑。綜上,我國(guó)內(nèi)資企業(yè)具有一定的學(xué)習(xí)能力,高端民營(yíng)企業(yè)具備著趕超生產(chǎn)效率前沿的潛力。
樊綱等(2011)[11]測(cè)算的地區(qū)市場(chǎng)化指數(shù)是近來(lái)制度研究多數(shù)采用的量化指標(biāo)。該指數(shù)從政府與市場(chǎng)關(guān)系、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)育、要素市場(chǎng)發(fā)育、市場(chǎng)中介組織發(fā)育、法律制度環(huán)境等方面綜合衡量市場(chǎng)化進(jìn)程。本文將1998—2007年間各地區(qū)平均的市場(chǎng)化進(jìn)程指數(shù)進(jìn)行排序,分別標(biāo)記為市場(chǎng)化進(jìn)程高、中、低三組①市場(chǎng)化進(jìn)程高的地區(qū)包括:廣東、浙江、上海、江蘇、福建、天津、北京、山東、遼寧和重慶十個(gè)地區(qū);市場(chǎng)化進(jìn)程中間的地區(qū)包括:四川、河北、安徽、湖北、海南、河南、湖南、江西、廣西和吉林十個(gè)地區(qū);其余為市場(chǎng)化進(jìn)程相對(duì)落后的地區(qū),具體包括:黑龍江、內(nèi)蒙古、山西、云南、陜西、貴州、寧夏、甘肅、新疆、青海和西藏十一個(gè)地區(qū)。,然后根據(jù)方程(4)分別對(duì)每一組進(jìn)行回歸,檢驗(yàn)不同制度背景下企業(yè)的學(xué)習(xí)效應(yīng)差異。
表6 不同制度背景下的企業(yè)學(xué)習(xí)能力分析
表6匯報(bào)了企業(yè)在不同制度區(qū)域背景下所表現(xiàn)出來(lái)的學(xué)習(xí)能力。時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)與民營(yíng)企業(yè)的系數(shù)在市場(chǎng)化進(jìn)程中區(qū)為0.055,高區(qū)為0.031。也就是說(shuō),隨著市場(chǎng)化水平的發(fā)展,民營(yíng)企業(yè)在投資、融資方面享受著的待遇逐漸公平化,這些制度環(huán)境有利于民營(yíng)企業(yè)的發(fā)展和效率水平的提高。同樣,在市場(chǎng)化進(jìn)程高區(qū)子樣本回歸中,時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)與國(guó)有企業(yè)的系數(shù)τ*State顯著為正;這就是說(shuō),國(guó)有企業(yè)在市場(chǎng)化進(jìn)程高的地區(qū)效率也存在著顯著的提高。不過(guò),在市場(chǎng)化進(jìn)程中區(qū)和低區(qū),國(guó)有企業(yè)由于其壟斷地位、預(yù)算軟約束、政府扶持等問(wèn)題,效率日趨下行。外資企業(yè)也受益于市場(chǎng)化進(jìn)程,在高區(qū)τ*Foreign系數(shù)顯著為正,但是低于民營(yíng)企業(yè)τ*Private。這意味著,我國(guó)市場(chǎng)化程度高的區(qū)域,民營(yíng)企業(yè)有著高于外資企業(yè)的學(xué)習(xí)能力,生產(chǎn)效率存在趕超趨勢(shì)。總體而言,市場(chǎng)化進(jìn)程逐漸完善的制度環(huán)境更加有利于企業(yè)提高其生產(chǎn)效率。所以,本文認(rèn)為市場(chǎng)化改革是我國(guó)企業(yè)生產(chǎn)效率提高的重要來(lái)源。
根據(jù)數(shù)據(jù)特征和研究目的,本文應(yīng)用Barro和Salaimartin(2004)[14]提出的條件β收斂模型,設(shè)定動(dòng)態(tài)條件收斂模型為:
其中,tfpit為企業(yè)的生產(chǎn)效率,使用LP法分行業(yè)計(jì)算求得。Zit為所有權(quán)變量(包括Foreign和Private),κ衡量不同所有權(quán)類型企業(yè)的穩(wěn)態(tài)效率水平,η代表不同類型所有權(quán)企業(yè)收斂到各自特定穩(wěn)態(tài)水平的速度。具體收斂速度β的計(jì)算是η的自然對(duì)數(shù)的負(fù)值。也就是說(shuō),當(dāng)lntfpt-1為負(fù)數(shù)時(shí),企業(yè)出現(xiàn)穩(wěn)態(tài)收斂。Iit代表行業(yè)虛擬變量,控制行業(yè)特定效應(yīng)(如:技術(shù)水平)影響穩(wěn)態(tài)水平,Pt為年度變量。方程(4)允許不同所有權(quán)類型企業(yè)的穩(wěn)態(tài)效率水平和各自的收斂速度存在差異。
表7 不同所有權(quán)類型企業(yè)的條件(β)收斂參數(shù)
表7前三列數(shù)據(jù)匯報(bào)了分別使用OLS_Robust、QREG中位數(shù)回歸和RE隨機(jī)效應(yīng)的結(jié)果。在不同回歸方法得到的Foreign和Private系數(shù)均顯著為正,說(shuō)明不同產(chǎn)權(quán)企業(yè)的穩(wěn)態(tài)效率水平不同,外資企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)的穩(wěn)態(tài)效率值均顯著高于國(guó)有企業(yè)。然而,F(xiàn)oreign的回歸系數(shù)僅少許大于Private,說(shuō)明民營(yíng)企業(yè)與外資企業(yè)的穩(wěn)態(tài)效率水平差距并不顯著。在不同的回歸方法中,外資企業(yè)lntfpt-1*Foreign和民營(yíng)企業(yè)lntfpt-1*Private的系數(shù)顯著為負(fù),意味著外資企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)趨向各自相對(duì)穩(wěn)態(tài)效率水平收斂,但是民營(yíng)企業(yè)的收斂速度更快。這與表5發(fā)現(xiàn)的民營(yíng)企業(yè)較強(qiáng)的學(xué)習(xí)能力是一致的。從長(zhǎng)期來(lái)看,民營(yíng)企業(yè)具備效率趕超潛力。然而,lntfpt-1的系數(shù)顯著為正,意味著國(guó)有企業(yè)并沒(méi)有向自身較低的穩(wěn)態(tài)水平收斂。
本文采用我國(guó)工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù),對(duì)不同所有權(quán)類型企業(yè)的生產(chǎn)效率變動(dòng)情況進(jìn)行了系統(tǒng)分析,主要得出以下結(jié)論:我國(guó)內(nèi)資企業(yè)與代表世界效率前沿的外資企業(yè)之間存在較大的生產(chǎn)效率差距,但這一差距存在逐漸縮小趨勢(shì)。究其原因,一方面在于我國(guó)內(nèi)資企業(yè)具有非常顯著的學(xué)習(xí)能力,特別是民營(yíng)企業(yè);另一方面,新成立的國(guó)有企業(yè)較在位的國(guó)有企業(yè)效率更高。企業(yè)所處地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程的改善能夠促進(jìn)內(nèi)資企業(yè)提高其學(xué)習(xí)能力。收斂分析結(jié)果表明,民營(yíng)企業(yè)的穩(wěn)態(tài)效率水平和收斂速度水平與外資企業(yè)非常接近。這意味著,在現(xiàn)有的條件下我國(guó)民營(yíng)企業(yè)有潛力逐步追趕上代表世界生產(chǎn)效率前沿的外資企業(yè)效率水平;當(dāng)然,這絕非一蹴而就之事,需要我國(guó)政府為民營(yíng)企業(yè)的學(xué)習(xí)和趕超創(chuàng)造優(yōu)越的外部環(huán)境。