探究制造業上市公司增加值率變化的內在因素

探究制造業上市公司增加值率變化的內在因素

上海大學 姚佳

增加值率的增長速度已成為各地區各部門用于衡量經濟效益和經濟發展的重要衡量指標，但是由于缺乏對增加值率的相應研究，學界對這一結論仍有不少質疑。本文通過對2001～2013年A股上市企業制造業以及其29個子行業面板數據的分析，使用上市企業增加值率的計算方法，得出各經濟指標對制造業增加值率彈性的影響程度系數，佐證增加值率的上升能夠正確反映經濟效益指標的增長，并發現股票的市場效率與A股制造業增加值率的增長無關。

增加值率 經濟效益 上市企業 面板數據

1 問題的由來

增加值率的增長速度已成為各地區各部門用于衡量經濟效益和地區經濟發展的重要衡量指標，是從宏觀上度量一國經濟投入產出和經濟增長質量的綜合衡量指標，它不僅包含了全面產出的情況，還首次充分考慮了中間投入對經濟發展的影響。

根據報道，國家工信部在2011年發布的“十二五”計劃中明確了對全國工業增加值率30%的要求，其裝備工業司副司長王富昌在2010年的全國機械工業科技大會上也曾透露：“我國工業增加值率要由27%增加到30%，單位工業增加值能耗比要比‘十一五’末降低20%等。”緊接著，2012年5月7日國家工信部又在《高端裝備制造業“十二五”發展規劃》中提出：“到2015年，高端裝備制造業銷售收入超過6萬億元，在裝備制造業中的占比提高到15%，工業增加值率達到28%，國際市場份額大幅度增加”。并且“到2020年，工業增加值率較 ‘十二五’末提高2個百分點，將高端裝備制造業培育成為國民經濟的支柱產業”。除此之外，各地區也將工業增加值率作為發展地區經濟的衡量指標，如在上海市的經濟效益發展指標中指出：“到2015年工業增加值率增長速度預期為6%～7%，工業增加值率提高2.5個百分點。”

通過加強技術創新和節能降耗從而加快各行業各部門工業增加值率的增長速度將是“十二五”期間工業領域的重頭戲。

由此可見，增加值率作為衡量經濟效益的一項重要指標，不僅在學術中被廣泛提及，在實際生活中也被廣泛應用。然而對于增加值率是否能正確衡量經濟效益在學術界仍有一些質疑，一些學者認為增加值率的增長能正確反映經濟效益，而一些學者則不這么認為：

沈利生(2009)[1]通過對比我國和其他發達國家中間投入貢獻系數r，得出我國的經濟發展質量不高，并研究指出可以通過我國產業結構的調整和利用技術進步來增加我國中間投入的貢獻系數，進而提高工業增加值率促進我國經濟發展；

張杰、黃泰妍、蘆哲等(2011)[7]使用1998～2007年間的制造業企業面板數據，實證研究中國制造業企業利潤來源及差異的決定機制，發現全要素生產率越高、廣告投入強度越高、人力資本越高、市場勢力越強、產業單位活動數越多及更加注重新產品開發的企業有著更高的企業利潤，進而有更高的工業附加價值和工業增加值率；

蔡濤(2012)[4]卻在文中提出增加值率不能直接反映經濟效益，他通過彈性預測，得出我國的工業增加值率是隨著工業增加值的增長而下降，并從統計的角度揭示了經濟效率的下降是工業增加值率下降的充分而非必要條件,從而增加值率并不必然反映經濟效率；

王金照、王金石(2012)[5]通過對比美國、日本、德國、英國和印度等五國工業增加值率，發現產業結構和國際分工地位對一國工業增加值率具有重要影響。且研究得出我國多數行業處于國際分工的低端，工業增加值率遠低于美國、日本等發達國家。另外相比于發達國家，我國勞動者報酬占工業增加值的較小部分。提出要通過產業升級、提升國際分工地位來提高工業增加值率，要適度調整勞動者、企業和政府三者的分配關系，促進經濟均衡發展；

汪煒(2012)[8]探究增加值率的真實含義，分析上海市工業增加值率與上海市工業全員勞動生產率等經濟效益指標得出勞動效率和市場規模對增加值率有重要推動作用而經濟效益對增加值率則沒有；

張杰、劉元春等(2013)[9]探討了企業出口和增加值率關系可能造成的作用效應及其內在機制，發現出口確實對中國制造業企業增加值率造成抑制效應，并且出口通過對企業研發和廣告投入的抑制強化了這種抑制效應；

牛凌云、竇麗琛(2000)[3]認為，影響增加值率的兩大因素是部門結構和專業化分工，且只有在同一行業，分工程度相似，生產相似的兩個企業間才能用增加值率來衡量經濟效率。

為此，本文將繼續前人的研究，使用2001～2013年A股制造業上市公司及其29個子行業企業的面板數據，再次深入研究增加值率變化的內在因素，從規模相似、分工程度相似的上市企業層面佐證前人的研究結果，同時還論證股票市場效率與制造業增加值率的關系。

2 實證研究設計

2.1 方法及數據

企業增加值率(Value-added ratio,VAR)的核算辦法，從定義上看，企業增加值是指企業在報告期內以貨幣表現的工業生產活動的最終成果，是企業全部生產活動的總成果扣除了在生產過程中消耗或轉移的物質產品和勞務價值后的余額，是企業生產過程中新增加的價值。在結合國家統計局對增加值率的定義，本文采用的增加值率(VAR)的計算公式為：增加值率VAR=上市企業增加值/上市企業總產值×100%。其中上市企業增加值=上市企業總產值-上市企業中間投入+本期應交增值稅。從單個企業角度來看，上市企業增加值率是指在一定時期內企業所創造的增加值占總產值比重，反映企業通過減少中間消耗所獲得的經濟效益。上市企業增加值率越高，盈利水平越高，投入產出的效果越佳。所以，企業增加值率的內涵其實質就是反映投入產出效率的重要指標，更是反映企業盈利的綜合指標。

根據上訴計算方法，本文結合以經濟效益，勞動效率，市場規模，股票價值這四個方向對上市企業增加值率進行內在因素的分析，其相應指標分別對應資產利潤率、凈資產收益率、全員勞動生產效率、銷售收入占比、市盈率和市凈率這六個指標。

所有數據選取wind資訊數據庫中2001～2013年以中國證監會分類的上市企業制造業面板數據，其中包括按中國證監會分類的29個制造業子行業。

2.2 模型設定及解釋變量

設定上海制造業各行業的增加值率為V，資產利潤率為A、全員勞動生產率為L、銷售收入比重為SA、市盈率PE、市凈率PB、凈資產收益率ROE。我們可以得到以下模型。

對公式1函數求全微分可得：

再兩邊同除以Y可得：

在對面板數據進行計量處理前，還存在面板模型選擇的問題。面板模型一般存在混合回歸模型、變截距模型和變系數模型三種情況，同時又根據模型影響形式的不同，可繼續分為固定效應和隨機效應模型。

對此，本文將就影響形式采用Hausman檢驗做進一步科學的檢驗。另外，對于混合回歸模型、變截距模型和變系數模型這三種模型的選擇，將根據eviews協方差檢驗做進一步的分析，從而做出正確的選擇。

2.3 計量計算

對全國A股上市公司制造業各個行業選取2001～2013年的相關數據，做簡單的計算處理，得到所要的指標結果，然后取得全國A股上市公司制造業的面板結構。

首先，本文使用LLC和ADF檢驗對這些指標數據做平穩性檢驗，結果發現原序列不存在平穩性且為非同階單整，對序列進行一階差分后進行單位根檢驗，發現一階差分的序列平穩。隨后采取Kao檢驗和Pedroni檢驗法對序列進行協整檢驗，結果顯示2001～2013年A股上市公司制造業面板數據存在協整關系，統計量值及P值為0.0000存在協整關系。

在進行完序列平穩性檢驗、協整檢驗后，將進行模型的判定，本文通過Hausman檢驗對彈性的影響形式及模型做進一步的證明，發現面板數據的P值為0.62%(＜1%顯著)拒接原假設，采用固定效用模型。

接下來，筆者在固定效應確定下，對模型的形式做判定。為了更好地選擇模型類型，我們將采用協方差檢驗。

見表1，由于面板中出現F1、F2統計量大于相應的臨界值的情況，說明該面板應當選擇變系數模型作為模型的形式。

本文利用面板的最小二乘法對面板的變系數模型的彈性系數值進行分析，其中上市企業制造業的市盈率(PE)和市凈率(PB)值估計均不顯著(P值分別為0.55和0.29)，拒絕上述模型中與增加值率相關的原假設；而資本利潤率(A)、全員勞動生產率(L)、銷售收入占比(SA)和凈資產收益率(ROE)的值均顯著，且重新算得的系數分別為7.91、0.0014、0.76和-2.89。

最后，我們檢驗制造業各子行業的增加值率和經濟效益、勞動效率、市場規模和市場效率變化的相關性，得到結果如表2所示。

觀察影響力系數的計量結果，我們發現資產利潤率、比較勞動生產率、銷售收入比重和市場效率各自的影響力系數各有不同，具體分析如下：

從資產利潤率的影響力系數上看，存在普遍呈現出正向系數和系數比較大的兩個特征。其中29個行業中23個行業的影響力系數為正，只有6個行業為負。從比較全員勞動生產率的影響力系數上看，全部趨近于零，且負數個數大于正數個數，這與整個制造業行業的分析結果基本相同。從銷售收入占比的影響力系數上看，29個行業間存在較大的差異性，其中負向影響力最大的是廢棄資源綜合利用業(-153)，而具有正向影響力的26個行業中，影響力最大的是印刷和記錄媒介復制業(650.2)，最小的是計算機、通信和其他電子設備制造業(0.3)。從凈資產收益率的影響力系數上看，大部分行業都為負向影響力，且負向系數較大。其中正向影響力系數的行業只有8個。行業間的關系系數分析有差異但基本都在制造業面板分析結果的周圍。

表1 制造業面板的模型形式選擇(eviews的協方差分析檢驗)

表2 估計得到的對增加值率的影響系數

3 結語

從上述的研究結果來看僅有資產利潤率A、全員勞動生產率L、銷售收入比重SA和凈資產收益率ROE對增加值率的影響具有一定作用，而股票市場的變動不具有對增加值率的影響作用。從影響系數來看，其中只有資本利潤率、勞動生產率、銷售收入比重()對增加值率的變動具有正向作用力，而凈資產收益率具有負向作用力。在作用力大小方面，呈現出：資產利潤率＞凈資產收益率＞銷售收入比重＞勞動生產率。這說明經濟效益對增加值率的變動具有重要的推動作用和直接關系，而股票市場的企業價值的衡量對增加值率則沒有推動作用。

所以，增加值率和經濟效益具有直接關系，而與股票價值無關。一方面需要指出的是，勞動生產率對增加值率的影響力很小，且在29個行業中多數行業影響力為負，這與我國上市公司分工充分有關，并且我國上市公司較大一部分為國企存在一定的無效率情況。另一方面，經濟效益的提高對增加值率有較大正向推動作用說明其對實體經濟有益，而金融市場對增加值率的無作用正好說明我國的金融體系還不具備對我國實體經濟推動作用的完善程度，大量資金融入不動產且大幅度縮小中小企業的融資空間使得中小企業不能得到健康發展，更好地解釋了我國金融市場對我國實體經濟的作用的不顯著。

[1] 沈利生.中國經濟增長質量與增加值率變動分析[J].吉林大學社會科學學報,2009(5).

[2] 遲秀萍.工業增加值率的計算及在效益分析中的應用[J].貴州化工,2003(08).

[3] 牛凌云,竇麗琛.關于工業增加值率指標的探討和分析[J].河北經貿大學學報,2000(06).

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[6] 上海市人民政府發展研究中心,上海市經濟和信息化委員會.上海工業持續發展的戰略研究[J].科學發展,2010(8).

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[8] 汪煒.探究增加值率的真實含義—一以上海制造業為例[J].商業時代,2012(36).

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[10] 高鐵梅.計量經濟分析方法與建模——Eviews應用及實例[M].清華大學出版社,2009.

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F275.5

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：2096-0298(2015)12(b)-023-05