市場化改革與企業成本加成：異質性與影響機制

逯宇鐸 杜小飛

內容提要：選取中國工業企業數據，從成本加成視角實證檢驗市場化改革與企業盈利能力之間的關系，得到如下結論：市場化改革顯著促進了企業成本加成的提高。在此基礎上，針對企業異質性進行深入分析，發現市場化改革對于民營企業、中小型企業和高融資約束企業的成本加成促進作用更為突出。基于中介效應模型的作用機制檢驗表明，市場化改革既提高了企業的生產率水平，又緩解了企業的融資約束程度，兩種渠道綜合作用共同提升企業成本加成。

關鍵詞：市場化改革;企業成本加成;異質性分析

中圖分類號：F271 ? ?文獻標識碼：A ? ?文章編號：1003-7543（2019）06-0147-12

在經濟體制改革的引領下，我國經濟實現了快速增長，成為世界第二大經濟體。市場化改革相關政策的推行，不僅使宏觀經濟實現了質與量的雙重飛躍，而且使微觀企業有了更多獲得感。黨的十八大以來，全面深化改革的深入推進，極大地增強了企業發展信心，激發了企業創新創造活力。在此背景下，圍繞市場化改革的研究悄然興起，市場化改革的微觀成效評估成為學術界關注的焦點。這里考察市場化改革對企業成本加成產生的影響，進而探討異質性企業下市場化改革成效的差異性，揭示市場化改革影響企業成本加成的作用機理。

一、相關文獻綜述

市場化改革的相關研究備受國內外關注，學術界對此進行了廣泛而深入的探討，主要圍繞兩個主題展開。

一類是從生產率視角考察市場化改革成效。Bekaert et al. 以96個國家為研究對象，考察了金融市場化對生產率的影響，發現前者對后者具有顯著的促進作用[1]，Gehringer對歐洲市場化改革的研究也得到了類似結論[2]。然而，市場化對經濟社會的積極影響并非始終存在。呂健發現，2002～2006年市場化改革并沒有促進金融業全要素生產率的提高，反而呈現與之負相關的關系[3]。這與多數研究認為的市場化改革具有顯著的正向作用形成了鮮明對比。

另一類是從經濟增長視角考察市場化改革成效。樊綱等運用各省份市場化進程相對指數，從定量角度證實了市場化是經濟增長加速和全要素生產率提高的首要動力[4]。呂朝鳳、朱丹丹從市場潛力視角出發，考察了市場化與經濟增長的關系，結果發現市場化改革對經濟增長具有積極影響[5]。與之類似的還有Iradian的研究，他認為市場化改革是轉型經濟體經濟增長的主要原因[6]。此外，市場化對經濟增長方式也會產生影響。趙文軍、于津平發現市場化進程有助于粗放型經濟增長方式的轉變[7]。Su■jan & Redek通過構造市場化改革的不確定性指數進而考察其對經濟增長的影響，發現了與以往研究相悖的結論，即市場化改革對經濟增長存在負向影響，他們認為經濟轉型中的不確定性是出現這種現象的主要誘因[8]。

除此之外，從金融視角探討市場化改革的文獻也日漸豐富。姜付秀、黃繼承考察了市場化與企業資本結構動態調整之間的關系，他們發現市場化程度越高，企業資本結構的調整速度越快，并且偏離目標資本結構的程度會越低[9]。彭星等檢驗了存款利率市場化對城市商業銀行風險的影響，發現存款利率市場化及其價格競爭效應會加大城市商業銀行的破產風險，不利于其資本化水平的提高，且會加大不良貸款風險[10]。安輝、張芳針對我國利率市場化程度與商業銀行效率之間的關系進行實證分析發現，銀行綜合效率與利率市場化程度正相關，但國有商業銀行對利率市場化反應不明顯[11]。另外，也有研究從股票交易成本和交易深度、資本市場定價效率、銀行利率決定以及企業融資渠道等角度考察市場化的影響，這些研究基本上肯定了市場化改革的積極作用。

綜觀上述關于市場化的研究成果不難發現，盡管現有關于市場化改革成效的研究已經非常豐富，但是針對企業市場定價行為的研究仍然比較匱乏，例如有關市場化改革影響企業成本加成的研究寥寥無幾。成本加成（部分文獻稱之為“加成率”）是指價格偏離邊際成本的幅度，用以反映企業在市場中的定價能力，能夠將價格維持在邊際成本之上較大空間的企業，其市場話語權較強，代表企業具有較強的盈利能力和競爭力。相較于生產率側重于反映企業技術水平，成本加成能夠更好地刻畫企業綜合實力，涵蓋了成本控制能力與市場定價能力兩個方面，更適合作為衡量企業盈利能力的指標，因而近年來被更多學者采用，進而開展相關研究。

關于企業成本加成的研究主要聚焦于貿易領域，例如出口、進口和中間品貿易自由化等。就出口方面而言，De Loecker & Warzynski針對斯洛文尼亞出口企業的研究顯示，較之非出口企業，出口企業的成本加成水平較高[12]。但我國出口企業呈現與之相反的特點，錢學鋒等、黃先海等以及盛丹、王永進的研究均證實，較之非出口企業，出口企業成本加成較低，原因在于我國廣泛實行的出口退稅以及補貼政策降低了出口企業成本加成[13-15]。相比而言，國內外關于進口貿易的研究結論較為一致，Altomonte & Barattieri對意大利企業的研究表明，進口滲透率的提高加劇了市場競爭，降低了企業的成本加成水平[16]。進口貿易這種促進競爭的現象在我國也得到了證實。與進出口貿易相反，多數研究表明中間品貿易自由化對企業成本加成存在積極影響。耿曄強、狄媛以及祝樹金等均發現中間品貿易自由化顯著提高了我國企業的加成率[17-18]。

通過梳理市場化與企業成本加成的相關文獻發現，目前還鮮有將制度變革與企業盈利能力相結合進行研究的成果。為此，本文以成本加成表征企業盈利能力，考察市場化改革的微觀成效。我們要回答的核心問題是：市場化改革是否顯著影響了企業成本加成？如果是，這種影響是促進還是抑制？是否會由于企業異質性而存在差異？傳遞機制又是什么？如果不存在顯著影響，是什么原因阻礙了市場化發揮作用？

二、理論分析與研究假設

在計劃經濟體制下，政府或多或少會干預企業經營，直接或間接地參與企業決策的制定，束縛了企業手腳，導致企業效率低下、績效平平。市場化改革的目的在于，充分發揮市場在資源配置中的決定性作用以及更好發揮政府作用，減少行政干預，培育競爭性市場，激發企業的創新意識，增強企業活力，提高企業效率。另外，計劃經濟時代，銀行的貸款決策也會受到政府影響[9]，這在一定程度上導致資金錯配，以致資本潛力得不到充分釋放。市場化改革政策的推行，擴大了我國金融市場的規模，金融服務效率得到提高;多層次資本市場初步建立，金融體系結構得到優化;信貸資金的分配更加市場化，資本配置效率得到顯著提升;企業融資環境日漸改善，融資難問題得到一定緩解。隨著市場化改革的不斷深入，資本市場和金融市場日趨完善，法律法規更加健全，知識產權保護制度逐步確立，市場秩序愈發平穩有序，企業營商環境持續改善，市場化改革紅利的釋放有助于推動企業盈利能力提升。據此，提出如下假設：

假設1：在其他條件不變的情況下，市場化改革能夠提高企業成本加成。

異質性企業貿易理論為解釋經濟發展中企業的差異化行為提供了理論基礎。那么，市場化改革的微觀成效是否也與企業異質性因素有關呢？從企業規模的視角來看，多層次資本市場體系的建立，為不同特征企業以及處于不同發展時期的企業提供了融資渠道，滿足了多層次資金需求，增強了資本市場服務實體經濟的能力。特別是加強了對實體經濟薄弱環節的支持，加大了對中小企業的融資支持力度。近年來，各地區金融機構推出了針對中小企業的貸款產品，將中小企業貸款作為重點業務進行拓展。從企業所有權性質的視角來看，市場化改革的重要表現之一是通過建立完善的市場體系，借助自由競爭、市場價格調節、宏觀調控等手段實現效益最大化和效率最優化。改革開放以來，隨著市場準入門檻逐步降低，優惠扶持政策不斷細化深化，財產保護制度基本確立，民營經濟不斷發展壯大，已成為推動經濟發展不可或缺的力量。從企業融資能力的視角來看，創業板、中小板股票交易市場的建立，既可以提高企業直接融資比例，又能夠降低企業融資成本。此外，城商行、信用社合并重組為區域性商業銀行，增加了企業間接融資規模，加強了對企業的支持力度。這一系列舉措切實降低了企業融資成本，尤其有助于緩解資金困難企業的融資壓力。據此，提出如下假設：

假設2：市場化改革對異質性企業成本加成的提升作用存在差異性，對于中小企業、民營企業和融資困難企業而言，市場化改革對其成本加成的提升作用相對更大。

市場化改革的目的是借助市場競爭機制，釋放市場活力，提高資源利用率。在競爭性的市場環境中，企業想要長久存活且實現更高盈利，必須提高自身綜合競爭力，其關鍵在于提高生產率水平。伴隨著市場化進程的推進，對外開放程度進一步擴大，外資大量涌入，隨之而來的是先進的技術、管理理念以及生產設備等，這有助于提高我國企業的技術水平，進而提高企業生產率。同時，市場化改革增加了勞動力流動性，勞動力的遷移會帶動技術擴散以及信息傳播，進而通過模仿學習效應為其他企業所用，也有利于提高企業生產率水平。一言以蔽之，市場化改革通過競爭加劇效應、技術升級效應以及人員流動效應三種途徑促進企業生產率提高。根據MO模型[19]，生產率水平較高的企業，其成本加成水平也可能較高。因此，我們認為生產率渠道是市場化改革影響企業成本加成的主要渠道之一。

除此之外，市場化還可能通過融資渠道作用于企業成本加成。隨著市場化進程的逐步推進，信貸資金的分配在更大程度上由市場主導，國有大型企業因良好的銀企關系和政企關系長期存在的軟預算約束日漸式微，金融系統中非國有金融機構的比例以及非國有經濟部門貸款比例均有所提高。同時，金融業對外開放水平不斷提高，金融市場深度和廣度均有所擴大，企業融資渠道增多，融資方式更加多樣。這些制度變革為企業融資提供了便利，特別是民營企業和中小微企業的融資困境得到較大緩解，融資難度有所降低。此外，引進外資是市場化帶來的又一大融資改善舉措。外資進入不僅帶來了先進的技術和生產設備，而且直接增加了我國經濟發展所需要的資金數量，緩解了資金不足的壓力。據此，提出如下假設：

假設3：市場化改革通過提高企業生產率以及降低企業融資約束進而有利于企業成本加成的提高。

三、指標測度、數據選取與典型事實分析

（一）指標測度

1.市場化程度

本文選擇樊綱等[4]編制的市場化進程相對指數作為衡量市場化程度（market）的指標。該指數代表我國從計劃經濟向社會主義市場經濟過渡的體制改革，涉及經濟、社會、法律等諸多領域，涵蓋了政府與市場的關系、非國有經濟的發展、產品市場的發育程度、要素市場的發育程度以及市場中介組織發育和法律制度環境等五個方面，綜合反映了我國各地區市場化發育程度。需要說明的是，它主要體現各地區在市場化進程中的相對程度。

2.成本加成

成本加成（mkp）是指價格偏離邊際成本的幅度，衡量的是企業的市場定價能力和盈利能力。本文借鑒國際前沿的生產函數法，該方法由De Loecker & Warzynski[12]提出，使用工業增加值、固定資產凈值年均余額、全部職工人數、工業中間投入、應付工資及應付福利等指標對成本加成進行測算。根據他們的論證，成本加成可以表示為可變投入要素的產出彈性與支出份額的比值。公式如下：

μ■=θ■■/α■■（1）

式（1）中，μ■表示企業成本加成，θ■■表示可變投入要素的產出彈性，α■■表示總銷售額中可變投入要素的支出份額。可變投入要素V以勞動投入量表示，產出彈性用Levinsohn & Petrin[20]的半參數方法進行估計，支出份額根據工業企業數據庫的統計指標，利用公式（應付工資總額+應付福利總額）/主營業務收入進行計算。該方法的優點在于：放松了規模報酬不變的假設，無需區分特定的市場結構，也不需要使用企業的資本數據。

3.控制變量

企業規模（size）：企業總資產的對數值，用于控制企業規模大小對成本加成的影響;資本密集度（kl）：企業固定資產凈值年均余額與全部職工人數之比的對數值，用于控制行業特征對企業成本加成的影響;企業年齡（age）：考察年與企業成立時間年的差值，用于控制企業經營年限對成本加成的影響;出口虛擬變量（export）：將出口交貨值不為零的企業定義為出口企業，export取值為1，將出口交貨值等于零的企業定義為非出口企業，export取值為0，用于控制企業是否從事出口貿易對成本加成的影響;補貼虛擬變量（subsidy）：將補貼收入不為零的企業定義為補貼企業，subsidy取值為1，將補貼收入等于零的企業定義為非補貼企業，subsidy取值為0，用于控制企業是否獲得政府補貼對成本加成的影響。

（二）數據處理

本文利用《中國工業企業數據庫》（1999～2007）考察市場化對企業成本加成的影響。該數據庫記錄了我國全部國有企業及主營業務收入在500萬元以上的非國有企業的基本信息。由于該數據庫非常龐大，統計過程中難免出現信息不全或不準確的情況，比如部分企業的某些重要指標缺失或者存在異常值等，這會對研究結論的可靠性造成影響。為保證研究樣本的精確性，使用前對數據庫進行如下處理：（1）統一四位碼行業代碼，我國于2002年頒布了新的行業分類標準，為了使統計標準一致，將1999～2002年的行業代碼進行了調整;（2）剔除重要信息缺失的企業，比如企業代碼、成立時間、所在地區以及登記注冊類型等基本信息，這些指標的缺失會限制回歸分析的進行;（3）剔除工業增加值、主營業務收入、全部職工人數、固定資產凈值年均余額、應付工資總額、工業中間投入、出口交貨值、補貼收入等主要指標中任意一個指標存在負值或者缺失值的企業，上述任一指標值出現缺失或者負值的現象，將會影響相關變量的測度;（4）剔除全部職工人數小于10的企業，這些企業的會計制度可能不健全，統計數據的可靠性相對較低;（5）剔除一年中重復出現的企業;（6）選擇成立時間在1949年之后的企業作為研究樣本，將成立時間限定在1949年之后，方便對企業年齡的把握，同時能夠確保企業融資約束程度測算結果的可靠性;（7）利用1999年為基期的工業生產者出廠價格指數、固定資產投資價格指數以及工業生產者購進價格指數分別對工業增加值和主營業務收入、固定資產凈值年均余額以及工業中間投入進行平減，以消除價格因素的影響。

需要特別說明的是，在計算企業成本加成時，需要用到可變投入要素的支出份額這一指標，本文中的可變投入要素以勞動投入量表示，勞動投入量的支出份額以職工工資和福利費之和占主營業務收入的比重表示。為確保研究樣本的有效性和合理性以及企業成本加成測算結果的可靠性，在基本篩選的基礎上，對數據進行了深度處理，將該比重小于5%的樣本企業進行了剔除，確保企業成本加成的測算結果位于合理區間。依據如下：企業人工成本是企業全部成本的主要構成部分，占據營業收入的比重也相應較大，我們認為，上述比重小于5%的樣本企業，可能是由于統計偏誤的原因，造成人工成本占比過小的現象，這會導致企業成本加成的測算結果偏離合理范圍。

（三）典型事實分析

我們分別從時間和空間兩個維度對市場化程度與企業成本加成的分布特點進行刻畫。首先，就時序變化特點進行分析。為深入理解二者間的關系，將全部地區分為兩類：大于等于當年全國市場化平均水平的地區定義為市場化程度較高地區，小于平均水平的定義為市場化程度較低地區，以便對比分析企業成本加成與地區市場化程度的變動特點（見圖1）。從整體來看，無論是市場化程度還是企業成本加成，在考察期內均呈現增大的趨勢，這說明我國市場化改革進程穩步推進，各地區市場化程度不斷提高。同時表明，伴隨著計劃經濟體制向社會主義市場經濟體制邁進，企業成本加成得到提升。由于決定成本加成大小的因素紛繁復雜，因而較之市場化程度企業成本加成的波動性更大。進一步，將兩類地區進行對比分析發現，從絕對水平看，地區市場化程度與企業成本加成之間在各個時間點下均具有高度同步性，即較高的地區市場化程度對應著較高的企業成本加成水平。從增長速度看，市場化程度較低地區的企業成本加成增速更加明顯，至考察期末與市場化程度較高地區的企業成本加成已十分接近，這可能意味著市場化程度較低的地區，經濟體制變革的紅利尚未充分釋放，借此契機，企業充分發揮后發優勢，借鑒已有發展經驗，可實現追趕式發展。

接下來，從空間維度進行分析。圖2呈現了我國31個省（區、市）的市場化程度與企業成本加成的空間分布特征。第一，我國各地區的市場化程度存在明顯差距，較高的地區有廣東、浙江、上海、江蘇等沿海省市，較低的地區主要有西藏、青海、甘肅以及新疆等地。沿海地區擁有深厚的歷史積淀和優越的發展條件，加之改革開放政策從“優先發展沿海地區”起步，政策傾斜使得沿海地區具備先發優勢，因而市場化程度較高。第二，各地區企業成本加成水平也存在較大差別，較高的地區有江蘇、山東、浙江、河南等，較低的地區有西藏、青海、甘肅和貴州等。企業發展受多種因素影響，區位因素是影響企業要素供給的關鍵，江蘇等地由于得天獨厚的區位優勢，要素供給相對容易，能夠節約大量運輸成本，加之具備勞動力優勢，恰好契合了我國改革開放早期以勞動密集型產業為主的產業結構，因而企業成本加成較高。第三，綜合來看，二者之間呈現極為相似的分布特點，除個別地區外，市場化程度與企業成本加成之間均存在高度一致性，市場化程度較高的地區，其企業成本加成也較大，二者之間可能存在正相關關系。

四、模型構建與結果分析

（一）模型構建

根據研究需要，采用如下基準回歸模型對市場化改革影響企業成本加成進行估計：

mkp■=α+β■market■+β■X■+λ■+ε■（2）

式（2）中，mkp■表示企業i在第t期的成本加成，market■表示地區j在第t期的市場化程度。X代表一組控制變量的集合，包括企業規模（size）、資本密集度（kl）、企業年齡（age）、出口虛擬變量（export）和補貼虛擬變量（subsidy）。λ■代表時間虛擬變量，以控制隨時間變化的其他宏觀經濟政策等對企業成本加成的影響。ε表示隨機擾動項，包含其他一切不可觀測的因素。

（二）變量描述性統計與相關性分析

表1呈現了各變量的統計性特征。從企業成本加成來看，平均值為1.769，Konings et al. 認為在非完全競爭市場加成率一般大于1[21]，本文的測算結果契合了這一觀點;25分位值為1.032，非常接近于臨界值1，這表明一部分企業處于虧損狀態，未能實現盈利;50分位值為1.636，小于平均值，這說明達到平均盈利能力的企業占比不到50%，僅少數企業具有較強盈利能力;最小值為0.222，標準差為0.921，最大值為3.760，說明我國企業的成本加成水平離散程度較大，企業盈利能力存在較大差別。從地區市場化指數來看，平均值為7.558，25分位值為5.730，說明我國多數地區的市場化程度處于較高水平;50分位值為7.630，大于平均值，表明50%以上地區的市場化程度達到了全國平均水平，我國市場化改革進程穩步推進;最小值為0，標準差為2.304，最大值為11.710。這說明各地區市場化改革進程并不同步，市場化程度參差不齊。控制變量的分布特點與已有研究類似，這里不展開分析。

表2（下頁）呈現了各變量的Pearson相關性檢驗結果。由相關系數的大小及顯著性可知，各變量之間的相關性普遍較低，且均在1%水平上通過了顯著性檢驗。為了確保解釋變量之間不存在多重共線性現象，又進行了VIF（方差膨脹因子）檢驗，由表2最后一行可見，所有解釋變量的方差膨脹因子均小于2，說明變量之間不存在多重共線性問題，計量經濟模型中的變量選取是合理的。具體來看，企業成本加成與所在地區市場化程度之間的相關系數為0.113，說明地區市場化進程的推進與企業盈利能力之間具有正相關關系，與上述理論分析一致。同時，企業成本加成與企業規模、資本勞動比以及補貼之間也存在正相關關系，而與企業年齡和出口貿易之間呈現負相關關系。

（三）基準回歸

根據公式（2），以各地區市場化程度為主要解釋變量，考察其對企業成本加成的影響，具體結果如表3所示。作為參照，第（1）列中解釋變量只包括市場化一個變量，并未引入其他控制變量，結果顯示，市場化改革對企業成本加成存在顯著為正的作用效果。考慮到經濟系統中可能存在其他影響企業成本加成的因素，引入控制變量再次進行回歸，如第（2）列顯示，市場化改革依然有利于企業成本加成的提高。在此基礎上，進一步控制了時間固定效應，結果如第（3）列所示，市場化改革對企業成本加成的促進作用仍然顯著，使成本加成提高了5.39個百分點，這表明經濟體制改革顯著促進了企業盈利能力的提升，驗證了假設1。

其他變量的結果分析如下：第一，企業規模的回歸系數正向顯著。規模較大的企業，多為行業內的領導者，對于產品的市場定價具有相當影響力，加之大企業更容易實現規模經濟，成本控制能力較強，因而成本加成也相應較高。第二，企業資本密集度的回歸系數正向顯著。一般來說，資本密集度越大的行業，研發投入比例也越高，更加注重科技創新能力與技術水平的提高，產品的科技含量較高，市場定價隨之提高，因而具有較高的成本加成。第三，企業年齡的回歸系數負向顯著。存活時間越久的企業，更有可能處于學習曲線的下降階段，對于國內外先進管理理念的敏感性下降，承接新技術的能力也有可能出現下滑，制約了企業發展，表現為企業成本加成水平較低。第四，出口企業的回歸系數負向顯著。正如前文所述，我國出口企業具有一定特殊性，出口退稅、補貼等優惠政策以及行業內部的激烈競爭均收窄了價格與成本之間的距離，造成了出口企業成本加成偏低的事實。第五，補貼企業的回歸系數正向顯著。政府補貼可以增加企業資金規模、緩解融資約束、拓寬投資領域、激發創新意識，對于企業發展具有積極作用，促進了企業成本加成的提高。

（四）基于企業異質性的回歸

基準回歸基于全部企業展開，代表的是市場化改革對企業成本加成的平均影響。企業異質性特點是否會影響市場化改革的成本加成效應，并未得到體現，這無疑影響了對市場化改革的深入認識。接下來引入企業異質性，從企業所有權性質、規模大小與融資約束程度三方面考察市場化改革對企業成本加成的異質性影響。

首先，根據企業所有權性質將全部企業分為國有企業和民營企業兩類，檢驗結果見表4第（1）、（2）列。市場化改革對企業成本加成的正向促進作用在兩類企業中均顯著存在，但影響程度存在差別，對民營企業成本加成的促進作用略大。隨著市場化程度的提高，資本市場和金融市場日趨完善，稅收制度更加公平合理，知識產權保護制度逐步健全，企業營商環境更加優良，這些皆有利于企業發展壯大。特別是對于民營企業而言，制度的改進與優化更是從根本上改善了企業境況，尤其是市場進入門檻的降低，進一步拓寬了民營企業的行業選擇，對于企業成本加成的提升更加顯著。

其次，按照企業規模將全部企業分為大型企業和中小型企業，檢驗結果見表4第（3）、（4）列。兩類企業下均能觀測到市場化改革對成本加成的顯著促進效應，尤其是對中小型企業的成本加成促進作用更明顯。中小型企業多處于初創期或者成長期，具有基礎薄弱、技術水平相對落后以及創新能力不足等特點，但這恰恰說明企業具有較大的發展空間，可以在市場化改革進程中充分利用后發優勢，借助先行企業在市場化改革中探索的經驗與溢出效應，降低自身面臨的市場風險與不確定性，實現更快更好追趕。正是由于這些有利條件的存在，中小型企業成本加成在市場化改革進程中表現為加速提升態勢。

最后，按照融資約束程度將全部企業分為高融資約束企業和低融資約束企業，檢驗結果見表4第（5）、（6）列。市場化改革對不同融資約束企業的成本加成均具有正向促進作用，但對融資約束嚴重企業的成本加成促進作用更顯著，這說明市場化改革的推行使得融資困難企業的盈利能力得到更加明顯的提高。市場化改革促進了金融業的發展，拓寬了企業融資渠道，增加了企業融資方式，改善了企業融資環境。尤其是對于融資約束嚴重的企業，市場化改革有效緩解了其融資難、融資貴的不利局面，增加了企業可支配資金數量，企業可以用于研發創新、引進先進技術與人才等經濟活動，進而有利于成本加成的提高。

綜上，市場化改革顯著提高了全部企業的成本加成，特別是民營企業、中小型企業和融資難企業，在經濟體制變革下呈現更強勁的發展勢頭，假設2得到驗證。從更深層次來看，上述三類企業由于政策限制以及融資約束等實際困難，在經濟發展中處于劣勢地位。但它們同時又是拉動投資、刺激消費、促進經濟增長的主力軍，蘊藏著巨大的市場潛力，市場化改革能夠在更大程度上帶動這些企業的發展，對于提高整個社會的平均發展水平是極為有利的。

五、市場化改革影響企業成本加成的機制檢驗

（一）市場化改革影響企業成本加成的作用機制檢驗

本文利用中介效應模型對市場化改革影響企業成本加成的作用機制進行檢驗。中介效應模型的構建分為三個步驟：第一步，構建因變量與自變量的回歸模型，如式（3）;第二步，構建中介變量與自變量的回歸模型，如式（4）、式（5）;第三步，構建因變量與同時包括中介變量和自變量的回歸模型，如式（6）。

mkp■=a■+a■market■+a■X■+λ■+ε■（3）

tfp■=b■+b■market■+b■X■+λ■+ε■（4）

SA■=c■+c■market■+c■X■+λ■+ε■（5）

mkp■=d■+d■market■+d■tfp■+d■SA■+d■X■+λ■+ε■（6）

上述公式中，tfp■表示企業i在第t期的全要素生產率，利用Levinsohn & Petrin方法[20]進行測算。SA■表示企業i在第t期的融資約束程度，計算公式為：sa=-0.737×size+0.043×size2-0.04×age。其中，size表示企業規模，用企業總資產的對數值表示;age表示企業年齡，用考察年與企業成立時間年的差值表示。sa指數為負且絕對值越大，說明企業的融資約束程度越嚴重。為了便于比較，本文對其進行取絕對值的正向化處理，處理后該指數（SA）與融資約束程度呈現同方向變動關系，即SA指數越大，企業面臨的融資約束越嚴重。

利用公式（3）～（6），對市場化改革影響企業成本加成的作用機制進行分析（見表5，下頁）。第（1）列的回歸結果同基準回歸相一致，即市場化改革有利于企業成本加成的提高，這里不再贅述。第（2）列顯示市場化改革使得企業全要素生產率平均提高了2.05個百分點，且在1%顯著性水平上成立，表明市場化改革正向作用于企業生產率，驗證了生產率渠道的分析。第（3）列顯示市場化改革使得企業融資約束程度下降了3.05個百分點，且依然通過了較高水平的顯著性檢驗，表明市場化程度的提高緩解了企業的融資約束程度，驗證了融資渠道的分析。

接下來，針對中介效應模型最后一個也是最主要的環節進行驗證，即同時包含中介變量與自變量的回歸模型，具體見表5第（4）列。成本加成對生產率的回歸系數顯著為正，表明生產率越高的企業，其成本加成水平也較高，印證了MO模型[19]的推斷。企業生產率越高，其邊際成本就越低，因此成本加成水平也相應較高。SA的回歸系數顯著為負，說明企業融資約束程度越高，對成本加成的制約效應越大。企業受制于資金短缺的困境，無法實現最優投資決策，限制了企業研發投資和創新能力的提升以及參與國際貿易的深度等，制約了企業成本加成的提高。綜合表5的回歸結果來看，市場化改革通過提高生產率和降低融資約束兩個渠道提高企業成本加成具有實證依據，假設3得到驗證。

（二）中介效應檢驗

對以上中介效應回歸結果進行檢驗。下面以生產率渠道為例進行分析，具體操作為：

（1）檢驗系數a■的顯著性，如果顯著，按中介效應立論;如果不顯著，按遮掩效應①立論[22];無論是否顯著，都需進行步驟（2）的檢驗。

（2）依次檢驗系數b■、d■的顯著性，如果均顯著，則說明存在間接效應，進行步驟（4）;如果存在至少有一個系數不顯著的情況，則進行步驟（3）。

（3）利用Bootstrap法判斷系數b■×d■的顯著性，如果乘積顯著，則同樣可以說明存在間接效應，繼續步驟（4）;如果不顯著，則認為間接效應不存在，即終止對中介效應的分析。

（4）檢驗系數d■的顯著性，如果顯著，則說明存在直接效應，進行步驟（5）;如果不顯著，則說明只有中介效應，不存在直接效應。

（5）比較b■×d■與d■的符號是否一致，如果同號，則屬于部分中介效應;如果異號，屬于遮掩效應。

以上檢驗步驟是以生產率渠道為例展開的，對于本文另外一個作用機制——融資渠道的檢驗，檢驗原理、檢驗步驟與生產率渠道類似，區別僅在于步驟（2）、（3）、（5）中檢驗系數由b■、d■轉變為c■、d■，具體檢驗結果見表5。由表5的回歸系數及顯著性可知，系數a■、b■、c■、d■、d■和d■在1%的顯著性水平上全部通過了檢驗，且b■×d■、c■×d■均與d■的符號相同，說明存在部分中介效應，即市場化改革部分地通過提高企業生產率水平以及降低企業融資約束程度進而正向作用于企業成本加成，再次驗證了假設3。

六、結論與政策建議

經濟體制改革是全面深化改革的重點。如何處理好政府與市場之間的關系，以及如何在市場化改革進程中更好地服務于企業，激發企業創新創造活力，進而帶動經濟全面發展，是需要重點關注的問題。為了加深對市場化改革的認識，本研究以企業成本加成為切入點，利用中國工業企業數據，考察了市場化改革對企業成本加成的影響，旨在從更深層次上理解市場化改革政策，為有效提升企業盈利能力提供借鑒。主要結論如下：第一，市場化改革顯著提高了企業的成本加成水平。進一步的異質性檢驗顯示，市場化改革對企業成本加成的正向促進作用在民營企業、中小型企業和高融資約束企業中更加突出。第二，生產率渠道和融資渠道是市場化提升企業成本加成的主要傳遞機制。市場化改革一方面提高了企業的生產率水平，另一方面緩解了企業的融資約束程度，兩種渠道綜合作用共同推動企業成本加成的提高。

根據研究結果，提出如下政策建議：第一，充分發揮市場化改革對于提升企業盈利能力的積極作用。一要繼續深化“放管服”改革。建立健全完善市場體系，同時加強監管，確保市場環境公平有序，增強企業發展信心。二要推進政府職能從管理到服務的轉變。減少政府對企業的干預，破除政府職能錯位、越位的體制機制障礙，從根本上解除阻礙企業發展的絆腳石，使政府更好地服務于企業。第二，針對異質性企業實施精準扶持，做到有的放矢。一要減少民營企業投資中的政策歧視。降低民間資本進入門檻，放寬民間資本準入領域。對于民間資本投資中遇到的土地、資金、人才等實際困難，政府應提供切實可行的解決方案。二要化解中小企業、融資難企業的融資困境。拓寬企業融資渠道，為企業提供多樣化的債券融資工具。創新企業融資扶持方式，發展規范的供應鏈金融服務。第三，重視金融發展和對外開放的作用。一要繼續擴大金融業開放力度，引入競爭機制，倒逼金融業深化改革，從而更好地為實體經濟服務。二要發展普惠金融，使金融服務向小微企業、民營企業等傾斜，打通金融服務實體經濟的“最后一公里”。三要通過降低金融業杠桿率，完善信息披露制度，加強金融監管，加大對違法行為的懲治力度，防范化解金融風險。四要放寬外資準入限制，優化外資投資環境，簡化外資準入程序，強化知識產權保護，從而實現更高水平的對外開放，促進經濟實現高質量發展。

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Market-oriented Reform and Firms’ Markups：

Heterogeneity and Impact Mechanism

LU Yu-duo ?DU Xiao-fei

Abstract： This paper empirically tests the relationship between market-oriented reform and firms' profitability from the perspective of markups using the Data of Chinese Industrial Firms， and arrives at the following conclusions： market-oriented reform significantly promotes firms’ markups. On the basis， we analyze the firms’ heterogeneity and find that the above promotion of market-oriented reform has a greater role in private， small and medium and high financial constraint firms. As for the specific mechanisms， the test based on mediating effect model shows that market-oriented reform not only improves firms’ productivity， but also alleviates firms’ financial constraint， which jointly enhance firms’ markups.

Key words： market-oriented reform; firms’ markups; heterogeneity analysis