湖南省不同企業動態規模效益的比較分析研究

摘 要：20世紀80年代到90年代初期，湖南省經濟主要是依靠農村廉價勞動力不斷涌入城鎮，進入大型企業工作，從而通過勞動力擴張這種方式來實現增長的。20世紀90年代中期以來，伴隨著資本的深化，原始的資本廣化發展方式很難再維持湖南省經濟的長期持續發展，這時伴隨著大型企業生產規模擴大而顯現出來的動態規模效益就發揮了比較明顯的作用。湖南省的企業按要求可分為工業和非工業部門，以及工業部門內國有企業和非國有企業兩個部分。通過糾偏模型進行分析，研究不同部門之間動態規模效益的大小以及穩定性，從而得出：在湖南省中非工業部門顯現出較大的動態規模效益，在工業內部國有企業和非國有企業的動態效益幾乎一樣大。因而，湖南省要想實現經濟的良好持續增長，就應該擴大非工業部門企業的規模，促進其外部效益的彰顯；同時，在工業部門內部要加大非國有企業的投入，從而實現投入產出比最高，實現經濟可持續發展。

關鍵詞：湖南??；企業；動態規模效益；糾偏模型

中圖分類號：F270.3 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）05-0046-05

改革開放三十多年來，湖南省經濟經歷了跨越式的發展。按照工業和非工業的劃分，工業部門生產總值擴大了114倍，非工業部門企業生產總值擴大了105倍；按照工業部門內部的國有企業和非國有企業劃分，兩者生產總值的增加也非常迅猛。20世紀90年代中期以來，湖南省的經濟發展模式也慢慢的發生了變化，原始的依靠勞動力擴張方式很難維持其不斷發展，這時伴隨著各部門企業規模不斷擴大所產生的動態規模效益就成為了支撐經濟增長的主要原動力。因此對湖南省內各類部門的動態規模效益進行比較分析研究顯得十分重要。

一、文獻回顧與評述

動態規模效益理論是站在新古典企業理論的對立面上提出的。新古典企業理論強調競爭和產權私有化是企業高效率的源泉，即競爭刺激了在給定技術條件下生產效率的提高，但是技術條件并非都是給定的，技術進步更像是企業效率提高的結果[1]。所以，新古典主義在解釋此種問題時是有誤差的。并且鄭毓盛和盧荻（Cheng and Lo，2002）發現，大型工業企業效率遠遠優于平均水平的業績表現，而大型企業幾乎大多是國有企業，是傳統經濟體制的核心[2]。因而這種現象和新古典理論所描述的完全相悖。

在這些與新古典理論不相符合現象的基礎之上，后凱恩斯經濟學家卡爾多（Kaldor，1968）提出了動態規模效益的概念。他在此種理論中提出，投資新的機器設備會帶來顯性技術進步，邊學邊干還會帶來隱形技術的進步，相當于人力資本效益的外溢；市場規模的擴大會帶來分工的細化，導致效率的提高，而所有這些效率的提高都是建立在規模擴大的基礎之上，因此這些伴隨擴展的生產率增長可以概括為動態規模效益。他提出的模型可以表述為：

p=a+bq

p表示勞動生產率，q表示產量的增長率。該式把產量增長率作為解釋變量，說明了規模的擴大會導致生產效率的提高，并且用增長率代替水平值，反應了規模效益在動態中產生這 一重要特征。卡爾多解釋若b（維爾敦系數）顯著大于0，則存在動態規模效益，b越大這種效益就越大。

經濟學家諾斯旺（Rowthon，1975）而后對卡爾多的計算方式進行了改進。他認為，卡爾多的算法不能很好地反映長期規律，因為工業和整體經濟的規模效益，是由于工業化初期工業部門可以以不變的價格從農業部門中獲得幾乎無限的廉價勞動力，但當農業剩余勞動力被耗盡，工資就會大幅上升，生產率增長就很難單純依靠規模擴張來實現。在此基礎上諾斯旺提出計算公式：

p=c+de

p是勞動生產率，e是就業增長率，回歸系數d稱做諾斯旺系數，反映的是排除干擾后需求拉動產生的長期效果。這里諾斯旺用就業增長率來代替產量增長率，體現了從長期來考慮，剩余勞動力終究會耗盡，勞動力數量會成為經濟增長的約束。

上述兩種方法用一階差分代替變量的水平值，這種做法的好處是可以把隨機趨勢的單位根過程轉為靜止過程，避免了虛假回歸，但是這也會忽略掉水平值中包含的反映長期趨勢的信息部分，所以這兩中模型在估計長期關系時并非最佳的選擇。

恩格爾和格蘭杰后來又提出協整理論，認為要檢驗勞動生產率和產量之間的長期性關系，應看它們是否能通過某種線形組合得到一個靜態過程。如果這種組合存在，即認為兩者之間具有長期關系，即兩者協整，組合系數（稱作協整系數）是對長期聯系程度的測量[3]。

基于上述考慮，本文采用恩格爾-格蘭杰提出的協整理論方法來分析湖南省動態規模效益，從而分析湖南省的經濟情況。

二、湖南省經濟增長動態規模效益的實證檢驗

1.模型建立與數據的選取。

根據經濟學家文獻的卡爾多-維爾頓定律，生產率與產出之間存在著正的相關關系，原因可以概括為“邊干邊學”效應、專業分工深化、需求誘導技術創新投資等，這些被概括為動態規模效益。由于各種計算計算方式的局限性，我們采取恩格爾-格蘭杰的協整理論來構造動態規模效益糾偏模型[4]。其表達如下：

（1）

t=1978，1979，1980，……，2009

X代表勞動生產率（元/人），Q代表生產值（元）；頂上的小黑點表示該種變量的變化率；頂上的帽表示是對的潛在生產率的估計；前面的三角形代表多該種變量求一階差分；b反映短期關系，c反映長期對應關系。如果c值大于0，則存在動態規模效益，并且c值越大，這種效應越明顯。

數據方面，本文選取1978—2009年的湖南省數據，按照具體理論，大型企業在擴大自身規模的時候會帶來動態規模效益，這種效益的直接影響就是其生產效率比同類行業中其他企業要高，而具有較大規模的企業往往是工業部，以及國有企業。因此，我們在選取數據時把其范圍分為：工業部門、非工業部門，以及工業部門中的國有企業和非國有企業。這樣就能分析比較湖南省最要部門企業之間在擴大自身規模的情況下動態規模的大小。對于具體的數據用年勞動生產率計算X（元/人），年生產總值計算Q（元），同時用改進的卡爾多的長期動態規模效益計量表達式：

（2）

t=1978，1979，1980，……，2009

計算出X的潛在生產率的估計量，即。對于所有的生產值都按照1978年不變價格進行換算，得到實際值。原始數據來源于相應年份的《中國統計年鑒》和《湖南省統計年鑒》。

2.時間序列數據單位根檢驗

本文用到的數據都為時間序列數據，因此首先要對其進行單位根檢驗。單位根檢驗可以大致分為兩類。一類檢驗需要對被檢驗序列作可能包含常數項和趨勢項的假設，具體的包括Dickey-Fuller（DF）檢驗，Augmented Dickey-Fuller（ADF）檢驗、Dickey-Fuller Test with GLS（DFGLS）檢驗和Phillips-Perron（PP）檢驗，本文選取后三種檢驗方法來進行檢驗計算。另一類檢驗在提出原序列趨勢的基礎上，構造統計量檢驗序列是否存在單位根，這類檢驗包括Kwiatkowski，Phillips，Schmidt and Shin Test（KPSS）檢驗、Elliot，Rothenberg，and Stock Point Optimal Test（ERS）檢驗和Ng and Perron Test（NP）檢驗[5]。文中選取前兩種檢驗方法來進行檢驗。對于檢驗當中對于滯后階數的確定，我們使用Schwarz準則來自動確定。

對于（2）式中所要用到的時間序列數據做單位根檢驗，通過對勞動生產率增長率和產量增長率的時間圖形分析可知，兩者對于時間都是非線性的，因此在使用第一類方法計算時無須引入常數項和時間趨勢項。具體計算結果如下：

由于KPSS檢驗的原假設是原時間序列是平穩的，所以不顯著即表（1）中沒有*就表示序列是平穩的。再有，對于ERS檢驗，計算出來的檢測值對于只有30個觀測值的樣本可能不太準確，只能作為一個參考進行考慮。由表（1）可以看出:

工業中勞動生產率變化率（t）在ADF，PP和KPSS檢驗下不顯著，在DFGLS和ERS檢驗下顯著，而Δt在所有檢驗當中都拒絕單位根假設，即滿足I（0）過程，所以t是一階單整的，Δt是平穩的。產量變化率t在所有假設檢驗下都拒絕單位根假設，即滿足I（0）過程，是平穩時間序列。

非工業勞動生成率變化率（t）在ADF，PP和KPSS檢驗下不顯著，在DFGLS和ERS檢驗下顯著，而Δt在所有檢驗當中都拒絕單位根假設，即滿足I（0）過程，所以t是一階單整的，Δt是平穩的。產量變化率t在ADF，PP和KPSS檢驗下不顯著，在DFGLS和ERS檢驗下顯著，而Δt除了DFGLS檢驗，其他的檢驗都拒絕序列有單位根，因而可以認為Δt是平穩的，t滿足I（1）過程，即一階單整的。

工業中國有企業勞動生成率變化率（t）在ADF，PP和KPSS檢驗下不顯著，在DFGLS和ERS檢驗下顯著，而Δt在所有檢驗當中都拒絕單位根假設，即滿足I（0）過程，所以t是一階單整的，Δt是平穩的。產量變化率t在ADF，PP和KPSS檢驗下不顯著，在DFGLS和ERS檢驗下顯著，而Δt在所有的檢驗中都拒絕序列有單位根假設，因而可以認為Δt是平穩的，t滿足I（1）過程，即一階單整的。

工業中非國有企業勞動生產率變化率（t）在ADF，DFGLS，PP和ERS檢驗中都是顯著的，在KPSS檢驗中不顯著，所有檢驗都拒絕有單位根假設，說明原時間序列滿足I（0）過程，是平穩的。產量變化率（t）在ADF，DFGLS和PP檢驗中表現為不顯著，在KPSS和ERS檢驗中表現為顯著，綜合考慮t的單位根檢驗不顯著，拒絕有單位根假設，即原時間序列滿足I（0）過程，是平穩的。

對于這些檢驗可以發現必須對工業，非工業和工業中國有企業的時間序列變量進行協整檢驗。

3.時間序列的協整檢驗

由于工業、非工業和工業中國有企業的時間序列變量中絕大部分是非平穩的，因此要對其進行協整檢驗，觀察這些有波動的時間序列變量之間在長期情況下是否存在穩定的均衡關系。而對于工業中非國有企業來說，時間序列數據都是平穩的，也就不必做協整檢驗。本文使用Engle和Granger（1987）提出的協整檢驗方法。這種檢驗方法是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗，如果這個殘差是平穩的則說明因變量和自變量之間存在穩定的均衡關系。文章使用Augmented Dickey-Fuller（ADF）檢驗對（2）式的殘差進行單位根檢驗，檢驗中不帶有常數和時間趨勢，由SIC準則確定滯后階數。結果如下（表2）：

表2 （2）式回歸殘差單位根檢驗結果

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的水平上顯著。

從上面的檢驗結果可以看出，工業、非工業和工業中國有企業的時間序列在按照（2）式擬合后殘差都滿足I（0）過程，即殘差都是平穩的。按照Engle和Granger（1987）提出的協整檢驗方法的原理，工業、非工業和工業中國有企業的勞動率變化率和產量變化率存在協整關系，從長期看來兩者具有穩定的關系，因而滿足恩格爾和格蘭杰提出協整理論，可以使用公司（1）來計算。對于工業中的非國有企業來說，其本身平穩，因而長期也應該具有相對穩定的關系，運用公式（1）進行分析是合理的。

三、計量結果和分析

從上面的單位根檢驗和協整檢驗得出，可以按照運算式（2）來檢驗湖南省經濟1978—2009年間的工業與非工業，以及工業內部的國企和非國企的長期動態規模效率特征。計算結果見表（3）的2、3列。同時，為了更好地檢測工業與非工業、國企與非國企的動態規模效益的長期關系，需要同時考察對應時間序列的短期調整關系和相應的體質效率特征，因此可以利用式（1）恩格爾-格蘭杰糾偏模型來計算。預算結果見表3的4、5、6列。

從回歸結果可以看出，（2）式中所有部門的β值都為正，說明在各部門中都存在動態規模效益。具體就各部門對照而言，工業部門的β小于非工業β值；工業內部國有企業的β值小于非國有企業的β值，并且在統計上不顯著。而對于（1）式而言，所有c值都為正，這也印證了存在動態規模效益的假設。按照各部門之間的對比發現，工業部門的b、c值都比非工業部門??；工業部門中的國有企業與非國有企業相比，b值幾乎相同，而c值方面非國有企業的值要高些。

按照上面的比較，回歸結果表明：工業部門并不比非工業部門有更強的動態規模效益，而且國有企業也不比非國有企業動態規模效益要大。對于湖南省而言，這實際上正好反映了其特殊或者可以說是中國特殊的經濟增長方式：我們取的是改革開放后的經濟時間序列數據，而在改革的前半期，湖南省的工業化并不是采取“資本深化”模式，而是進行著一種單純的非熟練勞動力從農業部門向工業部門轉移，從而推動工業企業規模擴大的過程，可以說湖南省工業化的實質是勞動力不斷堆積的一個過程，工人在工作中沒有產生“邊干邊學”效益，專業分工也未能深化，技術創新的速度相應的比較慢。因而，湖南省工業部門的動態規模效益不及非工業。同樣，湖南省在工業部門中，國有企業大多從事于鋼鐵、有色、化工為主體的傳統工業，這些產業技術含量低，同時，因為是傳統工業，其技術創新相應的更難；而非國有企業大多從事的是裝備制造（工程機械）、高新科技類行業，這類產業科技含量高，技術創新相對容易，員工在工作中學習到的知識容易實現創新應用，并且由于這類產業附加值較高吸引投資也就相應的較多，所以非國有企業比國有企業動態規模效益要高[6]。

短期來看，湖南省非工業比工業部門具有更強的短期調整能力，說明非工業部門的資源配置效率高于非工業部門。因為工業部門的生產計劃大多具有很強的長期性，短期調整能力相應的趕不上生產靈活的非工業部門。進一步講，湖南省工業內部國有企業與非國有企業的短期調整能力相當接近，非國有企業稍微高點。這是因為，國有企業具有很強的剛性制度導向，生產命令的下達不太會因為外部條件的變化而改變，因而對于短期波動的自我調整能力顯得能力有限；同時，對于地方上的國有企業，中央的導向作用就相應的被削弱了，這類國有企業擁有一定自我調節能力，并且改革開放以來，湖南省賦予國有企業更多的自由安排權利，因而，在短期內動態規模效益可能與非國有企業相差無幾，從而說明了兩者短期調整系數b差不大的結果。

四、回歸結果的檢驗

為了更好地說明工業與非工業、國企與非國企b和c對應系數的顯著性差異，必須對不同部門之間系數是否相等進行檢驗。這里可以認為，當對運算式（1）中系數進行分類比較時，原有的分類時間序列數據就變成了相應的面板數據，因此，可以運用面板數據中的檢驗方法來檢驗。構造假設[7]：

H0：模型（3）中的解釋變量系數對于所有截面成員（分別對工業和非工業比較，國有和非國有比較）都是相同的（斜率系數是齊性的），但截距項是不同的，即該模型是變截距模型（4）。

H1：模型（3）中的解釋變量系數和截面系數項都是相同的，即該模型為混合回歸模型（5）。

（3）

（4）

（5）

模型形式檢驗根據以下兩個構造的F統計量來計算:

~F [（N-1）（K+1），NT-N（k+1）]

~ F [（N-1）k，NT-N（k+1）]

其中，N為截面成員的個數，本文為2;T是觀察期數，本文為30; k是非常數項解釋變量的個數，本文為2; RSS1，RSS2，RSS3分別是模型（3），（4），（5）的回歸殘差平方和。

在原假設H0，H1成立的條件下，統計量F2，F1分別服從特定的自由度分布。

模型檢驗的過程如下:先檢驗H1，如果統計量F2統計量小于某個檢驗水平，則不能拒絕原假設H1，不需要檢驗H0，從而方程（5）擬合樣本是合適的;若拒絕原假設H1，則需繼續檢驗H0。如果檢驗統計量F1小于某個檢驗水平，則不能拒絕原假設H0，選擇模型（4）是合適的，若拒絕H0，則選擇模型（3）。

按照上面的方法進行計算得到表（4）的結果：

當置信水平為95%情況下，F1（0.95，3，54）=2.776，F2（0.95，2，54）=3.168。從表（4）中的數據可知，湖南省工業與非工業的F1檢驗結果拒絕對應系數相等的虛擬假設；F2拒絕工業與非工業出截距項以外相應系數相等假設。因而，工業和非工業企業之間相應系數存在明顯差異。對于湖南省的國有和非國有企業來說，F1不能拒絕對應系數相等的虛擬假設，因此沒必要計算F2，所以可以得出國有和非國有企業之間系數可能一致。說明即使存國有企業和非國有企業在動態規模效益上存在差異，這種差異也不會太大，正如我們看到計算國企和非國企時b值差別不大。

五、政策建議

通過上面不同類型企業的長期與短期的動態規模效益計量分析，對湖南省各企業的動態規模效益特征和相應的政策建議做出如下總結：

其一，就工業部門和非工業部門的企業比較，短期和長期內兩者都存在較大的不同，非工業部門相比工業部門在兩個時段的分析中都明顯具有較高的動態規模效益。原因可以歸結為湖南省的工業化進程在很長一段時期是依靠勞動力擴張來發展的，因而相應的技術創新、勞動效率和工人邊學邊干所產生的外部效益顯得有限。所以，在中國經濟從資本廣化向資本深化漸進的時期，湖南省應該順應趨勢，工業發展應改變以往的無效率增長，取而代之以高投入高產出高科技為核心的資本密集型技術密集型的產業結構發展模式。同時，更應該重視非工業的發展，因為其具有相對較高的動態規模效益，自身的發展過程中能對外界產生很高的正效應，能夠不斷的促進技術創新，所以，湖南省應該加大力度推進非工業的發展，使的有限的資源配置在合理的安排下發揮最大的經濟效益。

其二，對于工業內部的國有企業和非國有企業而言，非國有企業在短期和長期比較而言具有較高的動態規模效益，但是兩個類型企業的效益值相差不大。原因是，國有企業具有很強的政策導向，生產安排的剛性較大，非國有企業就沒太多這方面的約束，再加上非國有企業大多從事新興行業，技術含量高，因此長生的外部影響就較大，但是由于改革的原因，國有企業具有了更多自主權，所以在總的比較中兩者相差不大。湖南省在大力推進全省經濟發展時，在工業部門內部應該兼顧國有企業和非國有企業的影響，把發展重點放在改善基礎，發展具有相對優勢且容易見效的高科技企業，具體的對于國有企業這樣一個龐大而且制度因素復雜的部門主要側重點應該放在經營權的放寬上，政府應給予其更多的自主經營權，幫助改革實現市場化，推動其發展，而對于非國有企業應該更加大力扶持，保持其從事行業所具有的高技術創新性，并且不斷提高生產效率的提高，使得新型產業所具有的較強的動態規模效益得到最大化。

總的來說，湖南省不論是工業還是非工業、國企還是非國企都顯示出比較強的長期動態規模效益。具體來說，非工業在長期和短期都比工業部門企業具有更強的動態規模效益，原因可以歸結為湖南省的工業增長實行的是“資本廣化”模式，工業規模的增大大多是靠勞動力從農業部門向非工業部門轉移的推動，加之工業生產部門計劃性太強，從而導致了短期調整能力較弱。而在工業內部由于湖南省的國有企業從事的大多為技術含量較低的鋼鐵、有色、化工業，并且國有企業制度導向性嚴重，最終導致了其無論短期還是長期動態規模效益不如非國有企業，但是這種差異性并不是很大?？梢?，在湖南省推動國有企業改革、實踐兩型社會中，國有企業煥發了新的青春。因此，湖南省在推動經濟良好持續發展的時候，應不斷擴大非工業部門企業的規模，實現其較高的動態規模效益，帶動經濟向前發展；同時，不能忽視工業部門的發展，雖然工業部門不如非工業部門具有很高的動態規模效益值，但是它的值也為正，說明其在自身發展規程中也對外部經濟大環境的發展起到了促進作用，因此工業部門的發展也應加強。而對于工業部門內部的國有和非國有企業來說，兩者對外部影響為正，大小相差無幾，所以都不能忽略。從動態規模效益這個角度來看，這樣的發展配置安排才能實現投入產出比最高，實現湖南省經濟長期可持續發展。

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[責任編輯 海 川]