中國工業企業產能過剩影響的實證檢驗

淮陽婷，張倩肖

（西安交通大學 經濟與金融學院，西安 710061）

0 引言

“十二五”期間中國經濟增速持續放緩，經濟進入新常態，基礎工業企業產能嚴重過剩。受全球經濟增速放緩影響，國際大宗商品價格暴跌，國內市場需求疲弱，我國工業企業產能過剩問題日益突出。產品供應嚴重超過有效需求時，將會造成經濟資源的巨大浪費，無法提升經濟發展。產能過剩嚴重影響了我國經濟的正常運行和可持續發展。在此背景下，為積極有效地化解以鋼鐵、水泥等行業為代表的基礎工業產能嚴重過剩問題，本文從產權結構與經濟效率關系的角度出發，對我國不同產權結構的工業企業的經濟效率展開深入的分析，這對解決可持續發展問題具有深遠的意義。本文以2015年度國家統計局公布的我國31個省份的工業企業的資產總額和收入總額數據為基礎，建立了以總資產周轉率為主的工業企業的經濟效率指標。將工業企業按產權結構分為國有控股、私營企業和外商投資三類，運用單因素方差分析方法對產權結構因素的經濟效率效應展開分析。

1 研究方法

1.1 F分布及其意義

設X1，X2,…,Xn是來自總體N(0,1)的樣本，則稱統計量服從自由度為n的χ2分布，記為χ2～χ2(n)。

因為X1，X2,…,Xn是來自總體N(0,1)的樣本，所以有樣本Xn的均值為零，是樣本Xn的方差。χ2(n1)為n1個樣本的方差之和，則Un1為n1個樣本的均方差；χ2(n2)為n2個樣本的方差之和，Vn2為n2個樣本的均方差。隨機變量為兩組樣本和的均方差之比。

1.2 單因素方差分解

單因素方差分析是指對單因素影響結果進行分析，檢驗因素對結果有無顯著性影響的方法，顯著性的檢驗使用的是F檢驗法。用單因素方差分析的原理進行說明。

設因素A有s個水平A1,A2,…,As，在水平Aj(j=1,2,…,s)下，進行nj(nj≥2)次獨立試驗，得到如表1所示的結果。可以假定：各個水平Aj(j=1,2,…,s)下的樣本X1j,X2j,…,Xnjj來自具有相同方差σ2，均值分別為μj(j=1,2,…,s)的正態總體N(μj,σ2)，μj與σ2未知。且設不同水平Aj下的樣本之間相互獨立。

全部試驗結果的均值為，在水平Aj下的試驗結果平均值為，總偏差平方和為ST，即有：

ST能反映全部試驗數據之間的差異，因此可以稱ST為總變差。ST可以寫成：

注意到上式第三項（即交叉項）：

于是可以將ST分解為：

式中，SE的各項表示在水平Aj下，樣本觀察值與樣本均值的差異，這是由隨機誤差引起的，因此SE叫做誤差平方和；SE的各項示Aj水平下的樣本平均值與數據總平均值的差異，這是由水平Aj的效應引起的，因此SA叫做效應平方和。

1.3 F檢驗法

檢驗針對不同水平下的s個總體N(μ1,σ2)，…，N(μs,σ2)的均值是否相等，即檢驗下列假設：

如果檢驗結果是接受H0，則表示因素A對試驗結果沒有影響，因素A在不同水平下的試驗結果的均值相等；如果檢驗結果是拒絕H0，則表示因素A對試驗結果有影響，因素A在不同水平下的試驗結果的均值不相等。

1.4 總體均值μj估計

如果上文F檢驗的結果是拒絕H0，則表示因素A對試驗結果有影響，因素A在不同水平下的試驗結果的均值不相等，但并不知道在因素A的水平Aj(j=1,2,…,s)下總體N(μj,σ2)的均值μj是多少。總體均值μj的點估計值是樣本的一階原點矩：

即總體N(μj,σ2)的均值μj的點估計值為樣本的均值，樣本均值可根據水平Aj(j=1,2,…,s)下的試驗結果X1j,X2j,…,Xnjj求得。

2 指標選取和數據來源

2.1 產能過剩指標選取

經濟效率有多種含義，在宏觀經濟范疇，一般指社會在一定的經濟投入的基礎上所能獲得經濟產出，相同的經濟投入，產出越高經濟效率就越高；在微觀經濟領域，經濟效率是指微觀企業在投入資產的基礎上所能獲得的價值產出。本文研究的是不同產權結構的工業企業的經濟效

因此，本文選擇總資產周轉率作為微觀企業經濟效率的分析指標。總資產周轉率也同樣反映了企業是否存在產能過剩問題。總資產周轉率較高，表明企業的資產運營能力強，各項資產得到充分有效的利用，不存在產能過剩問題；反之，如果總資產周轉率較低，表明企業的資產運營能力弱，各項資產沒有得到了充分有效的利用，存在產能過剩問題，總資產周轉率越低，產能過剩問題越嚴重。

產權結構是本文研究的因素，因此產權結構因素一共有s=3個水平，即A1=國有控股，A2=私營企業，A3=外商投資。經濟效率（總資產周轉率）是本文研究的試驗結果，我國大陸地區共有31個省份，因此每個水平Aj(j=1,2,3)下都有nj=31個試驗結果，總共有n=3*31=93個試驗結果。檢驗針對產權結構因素不同水平下3個總體率差異，因此本文的經濟效率指的是微觀企業的經濟效率。企業投入并擁有的各項資產是企業從事生產的基礎，企業的收入一般能較綜合地反應企業的經濟產出，因此企業的經濟效率就是指企業的收入與資產的比值，會計實務中也稱作資產周轉率。資產周轉率越高，代表企業資產的經濟效率越高，會計實務中一般認為企業總資產周轉率能夠較綜合全面反映企業資產運行的經濟效率，總資產周轉率計算公式如下：均值是否相等，即檢驗下列假設：

H0：μ1=μ2=μ3

H1：μ1，μ2，μ3不全相等

μ1為國有控股工業企業經濟效率（總資產周轉率）的均值，μ2為私營工業企業經濟效率（總資產周轉率）的均值，μ3為外商投資工業企業經濟效率（總資產周轉率）的均值。

2.2 數據說明

當前，我國的經濟體是一個以公有制經濟為主導，多種所有制經濟共同繁榮發展的經濟體。在企業產權資本結構中，除國有資本和集體資本外，我國還有法人資本、個人資本、外商資本和港澳臺資本。以各種資本來源在企業產權結構中的占比高低，我國的企業產權結構在當前主要可以分為三種形式：國有控股企業、私營企業和外商及港澳臺投資企業。

表1（見下頁）展示了截止2015年底我國工業企業的產權結構。我國工業企業實收資本總額為15.88萬億，國有控股工業企業仍是我國工業企業的主導。其中國有控股工業企業實收資本為6.71萬億，占資本總額的42.25%；私營工業企業實收資本總額為4.22萬億，占資本總額的26.57%；外商及港澳臺投資工業企業實收資本總額為4.95萬億，占資本總額的31.17%。

2.3 截面數據對比分析

2015年，根據統計局公布的我國各省工業企業資產總額和收入總額計算的三類不同產權結構企業的資產周轉率見表2。31個省份的三類產權結構的工業企業的資產周轉率共有93個樣本數據，樣本均值為1.01，即我國工業企業的資產平均一年周轉1.01次，也即投入的1元資產每年能夠產出1.01元的收入。國有控股工業企業的資產周轉率樣本均值為0.59，即國有控股工業企業的資產平均一年周轉0.59次，也即投入的1元資產每年能夠產出0.59元的收入；私營工業企業的資產周轉率樣本均值為1.43，即投入的1元資產每年能夠產出1.43元的收入；外商及港澳臺投資工業企業的資產周轉率樣本均值為1.01，即投入的1元資產每年能夠產出1.01元的收入。從2015年樣本數據看，國有控股工業企業的經濟效率最低，外商及港澳臺投資工業企業經濟效率居中，私營工業企業的經濟效率最高。

表1 2015年底我國工業企業實收資本

表2 2015年不同產權結構總資產周轉率對比

3 實證分析

3.1 產權結構因素方差分解

根據效應平方和SA的計算公式有：

因為有s=3，故，即F檢驗值的分子的自由度為2。產權結構因素效應的均方

根據誤差平方和SE的計算公式有：因為有s=3,n=93，故，即F檢驗值的分母的自由度為90。誤差的均方=0.1808。

產權結構單因素方差分析結果如表3所示。

表3 產權結構單因素方差分析表

3.2 產權因素效應的F檢驗

2015年不同產權結構經濟效率(總資產周轉率)的樣本值顯示，國有控股工業企業的經濟效率最低，其2015年度31個省份的工業企業總資產周轉率的均值為0.59；外商及港澳臺投資工業企業經濟效率居中，其2015年度31個省份的工業企業總資產周轉率的均值為1.01；私營工業企業的經濟效率最高，其2015年度31個省份的工業企業總資產周轉率的均值為1.43。但是，我們并不知道不同產權結構的工業企業總體的經濟效率差異，為了檢驗上文中對不同產權結構的工業企業總體的經濟效率差異作出的假設，有F檢驗值：

F值為30.2290，在組間自由度為2，組內自由度為90時得出的顯著性水平α的值為0.000≤0.05，因此拒絕原假設H0：μ1=μ2=μ3，接受備選假設H1：μ1，μ2，μ3不全相等。即經濟效率（總資產周轉率）的方差主要來源于產權結構因素的影響，國有控股工業企業、私營工業企業和外商投資工業企業的資產周轉率水平存在顯著的差異。

另外也可以將F值作為接受或拒絕原假設的判斷依據。選擇α=0.05的顯著性水平，查F(2,90)的概率分布表得k=F0.05(2,90)=3.11，有:

F的值有偏大的趨勢，落在了拒絕原假設的范圍內，因此拒絕原假設H0：μ1=μ2=μ3，接受備選假設H1：μ1，μ2，μ3不全相等。即經濟效率（總資產周轉率）的方差主要來源于產權結構因素的影響，國有控股工業企業、私營工業企業和外商投資工業企業的資產周轉率均值存在顯著的差異。

3.3 產權效應下總體均值估計

在工業企業的產權結構為A1（國有控股）的水平下，經濟效率（總資產周轉率）變量的總體均值μ1的點估計量為：

在工業企業的產權結構為A2（私營企業）的水平下，經濟效率（總資產周轉率）變量的總體均值μ2的點估計量為：

在工業企業的產權結構為A3（外商投資）的水平下，經濟效率（總資產周轉率）變量的總體均值μ3的點估計量為：

從產權結構因素的不同水平下的工業企業經濟效率變量總體均值的點估計量可以看出，國有控股工業企業的經濟效率最低，外商及港澳臺投資工業企業經濟效率居中，私營工業企業的經濟效率最高。

4 結論

本文將我國的工業企業按產權結構劃分為國有控股工業企業、私營工業企業、外商及港澳臺投資工業企業三大類，運用單因素方差分析方法對我國31個省份的三類工業企業2015年度的資產周轉率展開方差分析，將方差分解為產權因素的效應平方和與誤差平方和兩部分。F檢驗結果表明，我國31個省份的三類工業企業資產周轉率變量的方差主要來自于產權結構因素的效應，國有控股、私營和外商投資三類工業企業的資產周轉率的樣本均值不相等，因此產權結構對我國工業企業的效率具有顯著的影響。然后本文對國有控股、私營和外商投資三類工業企業的資產周轉率的總體均值進行了點估計，綜合方差分析和點估計結果表明，國有控股工業企業的經濟效率最低，外商及港澳臺投資工業企業經濟效率居中，私營工業企業的經濟效率最高。研究結果顯示，國有控股工業企業的資產運營能力最弱，存在嚴重的產能過剩問題，未來我國化解工業企業嚴重產能過剩的矛盾主要集中在國有控股工業企業。