招標代理企業所有制形式與信用綜合評價關系
——基于邏輯回歸

丁 俊

(福州地鐵集團有限公司 福建福州 350000)

0 引言

我國現有的招投標采購制度歷史不長，在“放管服”大背景下，招標代理行業面臨全新的機遇與挑戰。本文以國企招標代理企業為研究對象，研究招標代理企業所有制形式與信用綜合評價的關系。

1 假設提出

縱觀招投標歷史，目前熟悉的很多招投標辦法都能找到最初的源頭，比如，招投標中廣泛運用的密封投標，最早源于1809年的美國法律[1]。至少要有3個有效投標人，則源于1861年的美國一項聯邦法案[2]。我國最早出現招標活動始于1864年的法國駐上海領事館工程，該工程在中國采用招投標方式選擇中標方[3]。我國真正組織實施的招投標活動，出現于1902年的湖北制革廠，該廠采用招商比價方式確定制造商[4]。

何錄華認為[5]，改革開放以后，我國開始實施現代意義的招投標制度，大體可以分為起步階段、大發展階段、深化改革階段。目前，我國在正處在大發展階段到深化改革階段的轉折點上。

從具體的年限來說，1980年～2000年是起步階段，這一階段比較有代表性的事件有武漢洗衣機廠零部件招標采購以及魯布革水電工程招標項目。前者第一次試點采用招標采購，解決國產化代替進口的問題；后者是我國改革開放后第一個利用世界銀行貸款，對外公開招標的水利水電建設重點工程。

2000年～2013年是大發展階段，這一時期代表事件有2000年頒布實施的《招標投標法》。這一階段，我國從立法上明確了招投標制度，招投標行業得到了迅速發展。

2013年至今是深化改革階段。在該屆政府簡政放權的思路下，國務院于2013年11月取消通信建設項目招標代理企業資質認定，取消機電產品國際招標機構資格審批。財政部于2014年8月取消財政部及省級人民政府財政部門負責實施的政府采購代理企業資格認定行政許可事項。2017年12月取消招標代理企業資格審批。同月，國家發改委取消了中央投資項目招標代理企業資格認定相關工作。自此，招標代理企業資格認定退出了在我國的歷史舞臺。

從表1可以清楚地發現，招標代理企業資格認定取消后對行業的影響。2015年～2016年招標代理企業數量緩慢增長，到了2017年不升反降，而2018年后又呈現井噴式增長。邁克爾·波特于20世紀80年代初提出波特五力模型，認為同行業內現有競爭者的競爭能力、潛在競爭者進入的能力、替代品的替代能力、供應商的討價還價能力與購買者的議價能力是決定競爭規模和程度的5種力量。根據波特五力模型，資格認定的取消降低了行業的入行門檻，打破了行業壁壘，有更多的競爭者可以自由進入這個行業。因此，這個行業的競爭變得更加劇烈。在這種競爭環境下，國有企業性質的招標代理企業作為我國經濟建設的中堅力量是否依然具備優勢值得研究。

表1 近5年工程招標代理企業統計數據

國有企業性質的招標代理企業，其優勢在于：首先是國有企業的金字招牌，與政府、事業單位、其他國企都有密切的關系，具有先天的資源優勢，這是很多私企無法比擬的[6]。其次是國企的制度完善，業績眾多、資金技術雄厚，對自身的信譽要求較高，有著較好的影響力和號召力。最后，國企人員相對穩定，相對于人員流動較大的私企，人員廉政風險較低。基于此，提出本文的假設：

假設H：相比于非國有招標代理企業，國有招標代理企業的信用綜合評價的正向影響關系表現得越強。

2 實證研究設計

2.1 數據來源與處理

本文選取福建省工程建設項目招標代理機構信用評價系統(http://220.160.52.164:98/zbdl)中2019年度排名信息為研究樣本，共搜集1840家招標代理信息。招標代理的企業信息從天眼查(https://www.tianyancha.com/)收集而來，利用股權結構圖予以確認企業的所有制形式。對于部分信息缺失的企業，則通過網頁搜索、瀏覽招標代理公司網站等方法予以完善。

本文初始得到樣本1840個，剔除62家經營狀態為已注銷的企業，最終采用1778個樣本。

2.2 變量定義與度量

汪迪通過研究招標代理機構信用評級的意義認為[7]，招標代理行業的行規確定評級所要考察的具體指標，包括征信的加分指標和失信的減分指標，為定量評判企業的綜合能力。基此，本文采取福建省工程建設項目招標代理機構信用評價系統中2019年度信用綜合評價。本文所指的信用綜合評價是評價實施單位依據《福建省工程建設項目招標代理機構信用綜合評價暫行辦法》(閩建筑〔2017〕24號)，對工程招標代理企業在福建省行政區域內從事工程建設項目招標代理業務的市場行為和成果質量進行量化評分，具體的變量定義及度量方法見表2。

表2 變量定義與度量

2.3 回歸模型設定

回歸分析是確定兩種或兩種以上變量間相互依賴的定量關系的一種統計分析方法。為了檢驗所有制形式(自變量)與企業綜合信用評價(因變量)之間的關系，本文構建了如下的回歸模型：

credit_scoring=β0+β1ownership_from+∑αicontroli+ε

其中：β0、β1、αi是揭示因變量與各自變量之間關系的系數；

β0為回歸常數，β1、αi為回歸系數；

ε為誤差項。

Controli為控制變量，包含業績(achievement)、不良信息(bad_inf)、注冊省份(province)、成立年限(age)4個變量。

根據假設H的理論預期，模型中ownership_form的系數β1應顯著為正。

3 實證分析結果

3.1 描述性統計分析

表3列出了主要變量的描述性統計結果。從表3可以看出：信用綜合評價(credit_scoring)平均值為0.96，說明96%的招標代理企業的信用評價是合格的。業績(achievement)的平均值為3.08，標準差為11.834，偏斜度為右偏，說明兩級分化較大，大多數企業業績低于3個，極差更能證明兩級分化較大。注冊省份(province)平均值為0.85，說明85%的招標代理企業注冊省份為福建省。所有制形式(ownership_form)的平均值為0.05，說明僅有5%的招標代理企業為國企，全國工程招標代理企業國企的同年比例是3.7%[8]。

表3 描述性統計結果

3.2 獨立樣本T檢驗

根據招標代理企業是否為國企分為2個樣本，國企招標代理企業樣本(ownership_form=1)以及非國企招標代理企業樣本(ownership_form=0)，進而分析這兩個樣本的均值是否有差異。從檢驗結果可知，credit_scoring、achievement、兩個變量通過了方差齊性Levene檢驗，即方差相等的假設成立，province、age、bad_inf3個變量未通過方差齊性Levene檢驗，即方差相等的假設不成立，進而可以推斷出國企與非國企招標代理企業相比，它們credit_scoring、achievement、bad_inf的平均值不存在差異，province、age的平均值存在差異，具體來說，國企的招標代理企業具有顯著更低的注冊在福建省的比例以及顯著更長的成立年限，如表4所示。

表4 獨立樣本T檢驗結果

3.3 邏輯回歸分析

表5展示了回歸分析結果。由于因變量與自變量都為二分類變量，故，全部采用邏輯回歸模型，估計國有招標代理企業對信用綜合評價的的影響。其中，模型1納入了所有變量，模型2采用向前逐步回歸法篩選變量。相比模型1，模型2剔除了省份(province)變量，所有回歸模型的對數似然估計值都在5%的統計水平下顯著。

模型1和模型2的結果都顯示了，ownership_form的系數在5%的統計水平下顯著為正，即表明相比于非國有招標代理企業，國有招標代理企業的信用綜合評價的正向影響關系表現強，回歸模型的分析結果與假設H的預期相符。具體來說，模型2中ownership_form的回歸系數為2.466，為信用評價合格組與信用評價不合格組中的國企與非國企招標代理企業比例的對數值之差，其相應的優勢比[9]OR=11.778，即當信用綜合評價由不合格(取值為0)變為合格(取值為1)時，國企的概率與非國企概率的比值是變化前的相應比例的11.778倍，可以近似地認為信用綜合評價由不合格(取值為0)變為合格(取值為1)時，國企的概率是非國企概率的11.778倍。

另外，無論模型1還是模型2，成立年限(age)都與信用綜合評價(credit_scoring)在5%的顯著水平下呈負相關關系，即成立的年限越長，信用綜合評價反而越低，這也就意味著那些成立時間較長的招標代理企業在信用評價上并沒有較大的優勢。業績(achievement)與信用綜合評價(credit_scoring)在5%的顯著水平下呈正相關關系，不良信息(bad_inf)與信用綜合評價(credit_scoring)在5%的顯著水平下呈負相關關系，這與現實完全符合，業績(achievement)的系數較小，意味著需要大量的業績數量才能提升信用綜合評價。不良信息(bad_inf)系數較大，意味著不良信息個數即便少也會較大程度影響信用綜合評價。

表5 邏輯回歸分析結果

4 結論

本文采取福建省工程建設項目招標代理機構信用評價系統中2019年度信用綜合評價數據，對1778個數據作為研究樣本進行實證相關檢驗。結果表明，所有制形式(ownership_form)的系數在5%的統計水平下顯著為正，即表明相比于非國有招標代理企業，國有招標代理企業的信用綜合評價的正向影響關系表現強，回歸模型的分析結果與假設H的預期相符。

在當前政府簡政放權背景下，作為國民經濟支柱的國有招標代理企業仍然具備一定的優勢，應利用優勢，做強做優做大國有招標代理企業。