湖南省不同企业动态规模效益的比较分析研究

摘 要：20世纪80年代到90年代初期，湖南省经济主要是依靠农村廉价劳动力不断涌入城镇，进入大型企业工作，从而通过劳动力扩张这种方式来实现增长的。20世纪90年代中期以来，伴随着资本的深化，原始的资本广化发展方式很难再维持湖南省经济的长期持续发展，这时伴随着大型企业生产规模扩大而显现出来的动态规模效益就发挥了比较明显的作用。湖南省的企业按要求可分为工业和非工业部门，以及工业部门内国有企业和非国有企业两个部分。通过纠偏模型进行分析，研究不同部门之间动态规模效益的大小以及稳定性，从而得出：在湖南省中非工业部门显现出较大的动态规模效益，在工业内部国有企业和非国有企业的动态效益几乎一样大。因而，湖南省要想实现经济的良好持续增长，就应该扩大非工业部门企业的规模，促进其外部效益的彰显；同时，在工业部门内部要加大非国有企业的投入，从而实现投入产出比最高，实现经济可持续发展。

关键词：湖南省；企业；动态规模效益；纠偏模型

中图分类号：F270.3 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2012）05-0046-05

改革开放三十多年来，湖南省经济经历了跨越式的发展。按照工业和非工业的划分，工业部门生产总值扩大了114倍，非工业部门企业生产总值扩大了105倍；按照工业部门内部的国有企业和非国有企业划分，两者生产总值的增加也非常迅猛。20世纪90年代中期以来，湖南省的经济发展模式也慢慢的发生了变化，原始的依靠劳动力扩张方式很难维持其不断发展，这时伴随着各部门企业规模不断扩大所产生的动态规模效益就成为了支撑经济增长的主要原动力。因此对湖南省内各类部门的动态规模效益进行比较分析研究显得十分重要。

一、文献回顾与评述

动态规模效益理论是站在新古典企业理论的对立面上提出的。新古典企业理论强调竞争和产权私有化是企业高效率的源泉，即竞争刺激了在给定技术条件下生产效率的提高，但是技术条件并非都是给定的，技术进步更像是企业效率提高的结果[1]。所以，新古典主义在解释此种问题时是有误差的。并且郑毓盛和卢荻（Cheng and Lo，2002）发现，大型工业企业效率远远优于平均水平的业绩表现，而大型企业几乎大多是国有企业，是传统经济体制的核心[2]。因而这种现象和新古典理论所描述的完全相悖。

在这些与新古典理论不相符合现象的基础之上，后凯恩斯经济学家卡尔多（Kaldor，1968）提出了动态规模效益的概念。他在此种理论中提出，投资新的机器设备会带来显性技术进步，边学边干还会带来隐形技术的进步，相当于人力资本效益的外溢；市场规模的扩大会带来分工的细化，导致效率的提高，而所有这些效率的提高都是建立在规模扩大的基础之上，因此这些伴随扩展的生产率增长可以概括为动态规模效益。他提出的模型可以表述为：

p=a+bq

p表示劳动生产率，q表示产量的增长率。该式把产量增长率作为解释变量，说明了规模的扩大会导致生产效率的提高，并且用增长率代替水平值，反应了规模效益在动态中产生这 一重要特征。卡尔多解释若b（维尔敦系数）显著大于0，则存在动态规模效益，b越大这种效益就越大。

经济学家诺斯旺（Rowthon，1975）而后对卡尔多的计算方式进行了改进。他认为，卡尔多的算法不能很好地反映长期规律，因为工业和整体经济的规模效益，是由于工业化初期工业部门可以以不变的价格从农业部门中获得几乎无限的廉价劳动力，但当农业剩余劳动力被耗尽，工资就会大幅上升，生产率增长就很难单纯依靠规模扩张来实现。在此基础上诺斯旺提出计算公式：

p=c+de

p是劳动生产率，e是就业增长率，回归系数d称做诺斯旺系数，反映的是排除干扰后需求拉动产生的长期效果。这里诺斯旺用就业增长率来代替产量增长率，体现了从长期来考虑，剩余劳动力终究会耗尽，劳动力数量会成为经济增长的约束。

上述两种方法用一阶差分代替变量的水平值，这种做法的好处是可以把随机趋势的单位根过程转为静止过程，避免了虚假回归，但是这也会忽略掉水平值中包含的反映长期趋势的信息部分，所以这两中模型在估计长期关系时并非最佳的选择。

恩格尔和格兰杰后来又提出协整理论，认为要检验劳动生产率和产量之间的长期性关系，应看它们是否能通过某种线形组合得到一个静态过程。如果这种组合存在，即认为两者之间具有长期关系，即两者协整，组合系数（称作协整系数）是对长期联系程度的测量[3]。

基于上述考虑，本文采用恩格尔-格兰杰提出的协整理论方法来分析湖南省动态规模效益，从而分析湖南省的经济情况。

二、湖南省经济增长动态规模效益的实证检验

1.模型建立与数据的选取。

根据经济学家文献的卡尔多-维尔顿定律，生产率与产出之间存在着正的相关关系，原因可以概括为“边干边学”效应、专业分工深化、需求诱导技术创新投资等，这些被概括为动态规模效益。由于各种计算计算方式的局限性，我们采取恩格尔-格兰杰的协整理论来构造动态规模效益纠偏模型[4]。其表达如下：

（1）

t=1978，1979，1980，……，2009

X代表劳动生产率（元/人），Q代表生产值（元）；顶上的小黑点表示该种变量的变化率；顶上的帽表示是对的潜在生产率的估计；前面的三角形代表多该种变量求一阶差分；b反映短期关系，c反映长期对应关系。如果c值大于0，则存在动态规模效益，并且c值越大，这种效应越明显。

数据方面，本文选取1978—2009年的湖南省数据，按照具体理论，大型企业在扩大自身规模的时候会带来动态规模效益，这种效益的直接影响就是其生产效率比同类行业中其他企业要高，而具有较大规模的企业往往是工业部，以及国有企业。因此，我们在选取数据时把其范围分为：工业部门、非工业部门，以及工业部门中的国有企业和非国有企业。这样就能分析比较湖南省最要部门企业之间在扩大自身规模的情况下动态规模的大小。对于具体的数据用年劳动生产率计算X（元/人），年生产总值计算Q（元），同时用改进的卡尔多的长期动态规模效益计量表达式：

（2）

t=1978，1979，1980，……，2009

计算出X的潜在生产率的估计量，即。对于所有的生产值都按照1978年不变价格进行换算，得到实际值。原始数据来源于相应年份的《中国统计年鉴》和《湖南省统计年鉴》。

2.时间序列数据单位根检验

本文用到的数据都为时间序列数据，因此首先要对其进行单位根检验。单位根检验可以大致分为两类。一类检验需要对被检验序列作可能包含常数项和趋势项的假设，具体的包括Dickey-Fuller（DF）检验，Augmented Dickey-Fuller（ADF）检验、Dickey-Fuller Test with GLS（DFGLS）检验和Phillips-Perron（PP）检验，本文选取后三种检验方法来进行检验计算。另一类检验在提出原序列趋势的基础上，构造统计量检验序列是否存在单位根，这类检验包括Kwiatkowski，Phillips，Schmidt and Shin Test（KPSS）检验、Elliot，Rothenberg，and Stock Point Optimal Test（ERS）检验和Ng and Perron Test（NP）检验[5]。文中选取前两种检验方法来进行检验。对于检验当中对于滞后阶数的确定，我们使用Schwarz准则来自动确定。

对于（2）式中所要用到的时间序列数据做单位根检验，通过对劳动生产率增长率和产量增长率的时间图形分析可知，两者对于时间都是非线性的，因此在使用第一类方法计算时无须引入常数项和时间趋势项。具体计算结果如下：

由于KPSS检验的原假设是原时间序列是平稳的，所以不显著即表（1）中没有*就表示序列是平稳的。再有，对于ERS检验，计算出来的检测值对于只有30个观测值的样本可能不太准确，只能作为一个参考进行考虑。由表（1）可以看出:

工业中劳动生产率变化率（t）在ADF，PP和KPSS检验下不显著，在DFGLS和ERS检验下显著，而Δt在所有检验当中都拒绝单位根假设，即满足I（0）过程，所以t是一阶单整的，Δt是平稳的。产量变化率t在所有假设检验下都拒绝单位根假设，即满足I（0）过程，是平稳时间序列。

非工业劳动生成率变化率（t）在ADF，PP和KPSS检验下不显著，在DFGLS和ERS检验下显著，而Δt在所有检验当中都拒绝单位根假设，即满足I（0）过程，所以t是一阶单整的，Δt是平稳的。产量变化率t在ADF，PP和KPSS检验下不显著，在DFGLS和ERS检验下显著，而Δt除了DFGLS检验，其他的检验都拒绝序列有单位根，因而可以认为Δt是平稳的，t满足I（1）过程，即一阶单整的。

工业中国有企业劳动生成率变化率（t）在ADF，PP和KPSS检验下不显著，在DFGLS和ERS检验下显著，而Δt在所有检验当中都拒绝单位根假设，即满足I（0）过程，所以t是一阶单整的，Δt是平稳的。产量变化率t在ADF，PP和KPSS检验下不显著，在DFGLS和ERS检验下显著，而Δt在所有的检验中都拒绝序列有单位根假设，因而可以认为Δt是平稳的，t满足I（1）过程，即一阶单整的。

工业中非国有企业劳动生产率变化率（t）在ADF，DFGLS，PP和ERS检验中都是显著的，在KPSS检验中不显著，所有检验都拒绝有单位根假设，说明原时间序列满足I（0）过程，是平稳的。产量变化率（t）在ADF，DFGLS和PP检验中表现为不显著，在KPSS和ERS检验中表现为显著，综合考虑t的单位根检验不显著，拒绝有单位根假设，即原时间序列满足I（0）过程，是平稳的。

对于这些检验可以发现必须对工业，非工业和工业中国有企业的时间序列变量进行协整检验。

3.时间序列的协整检验

由于工业、非工业和工业中国有企业的时间序列变量中绝大部分是非平稳的，因此要对其进行协整检验，观察这些有波动的时间序列变量之间在长期情况下是否存在稳定的均衡关系。而对于工业中非国有企业来说，时间序列数据都是平稳的，也就不必做协整检验。本文使用Engle和Granger（1987）提出的协整检验方法。这种检验方法是对回归方程的残差进行单位根检验，如果这个残差是平稳的则说明因变量和自变量之间存在稳定的均衡关系。文章使用Augmented Dickey-Fuller（ADF）检验对（2）式的残差进行单位根检验，检验中不带有常数和时间趋势，由SIC准则确定滞后阶数。结果如下（表2）：

表2 （2）式回归残差单位根检验结果

注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的水平上显著。

从上面的检验结果可以看出，工业、非工业和工业中国有企业的时间序列在按照（2）式拟合后残差都满足I（0）过程，即残差都是平稳的。按照Engle和Granger（1987）提出的协整检验方法的原理，工业、非工业和工业中国有企业的劳动率变化率和产量变化率存在协整关系，从长期看来两者具有稳定的关系，因而满足恩格尔和格兰杰提出协整理论，可以使用公司（1）来计算。对于工业中的非国有企业来说，其本身平稳，因而长期也应该具有相对稳定的关系，运用公式（1）进行分析是合理的。

三、计量结果和分析

从上面的单位根检验和协整检验得出，可以按照运算式（2）来检验湖南省经济1978—2009年间的工业与非工业，以及工业内部的国企和非国企的长期动态规模效率特征。计算结果见表（3）的2、3列。同时，为了更好地检测工业与非工业、国企与非国企的动态规模效益的长期关系，需要同时考察对应时间序列的短期调整关系和相应的体质效率特征，因此可以利用式（1）恩格尔-格兰杰纠偏模型来计算。预算结果见表3的4、5、6列。

从回归结果可以看出，（2）式中所有部门的β值都为正，说明在各部门中都存在动态规模效益。具体就各部门对照而言，工业部门的β小于非工业β值；工业内部国有企业的β值小于非国有企业的β值，并且在统计上不显著。而对于（1）式而言，所有c值都为正，这也印证了存在动态规模效益的假设。按照各部门之间的对比发现，工业部门的b、c值都比非工业部门小；工业部门中的国有企业与非国有企业相比，b值几乎相同，而c值方面非国有企业的值要高些。

按照上面的比较，回归结果表明：工业部门并不比非工业部门有更强的动态规模效益，而且国有企业也不比非国有企业动态规模效益要大。对于湖南省而言，这实际上正好反映了其特殊或者可以说是中国特殊的经济增长方式：我们取的是改革开放后的经济时间序列数据，而在改革的前半期，湖南省的工业化并不是采取“资本深化”模式，而是进行着一种单纯的非熟练劳动力从农业部门向工业部门转移，从而推动工业企业规模扩大的过程，可以说湖南省工业化的实质是劳动力不断堆积的一个过程，工人在工作中没有产生“边干边学”效益，专业分工也未能深化，技术创新的速度相应的比较慢。因而，湖南省工业部门的动态规模效益不及非工业。同样，湖南省在工业部门中，国有企业大多从事于钢铁、有色、化工为主体的传统工业，这些产业技术含量低，同时，因为是传统工业，其技术创新相应的更难；而非国有企业大多从事的是装备制造（工程机械）、高新科技类行业，这类产业科技含量高，技术创新相对容易，员工在工作中学习到的知识容易实现创新应用，并且由于这类产业附加值较高吸引投资也就相应的较多，所以非国有企业比国有企业动态规模效益要高[6]。

短期来看，湖南省非工业比工业部门具有更强的短期调整能力，说明非工业部门的资源配置效率高于非工业部门。因为工业部门的生产计划大多具有很强的长期性，短期调整能力相应的赶不上生产灵活的非工业部门。进一步讲，湖南省工业内部国有企业与非国有企业的短期调整能力相当接近，非国有企业稍微高点。这是因为，国有企业具有很强的刚性制度导向，生产命令的下达不太会因为外部条件的变化而改变，因而对于短期波动的自我调整能力显得能力有限；同时，对于地方上的国有企业，中央的导向作用就相应的被削弱了，这类国有企业拥有一定自我调节能力，并且改革开放以来，湖南省赋予国有企业更多的自由安排权利，因而，在短期内动态规模效益可能与非国有企业相差无几，从而说明了两者短期调整系数b差不大的结果。

四、回归结果的检验

为了更好地说明工业与非工业、国企与非国企b和c对应系数的显著性差异，必须对不同部门之间系数是否相等进行检验。这里可以认为，当对运算式（1）中系数进行分类比较时，原有的分类时间序列数据就变成了相应的面板数据，因此，可以运用面板数据中的检验方法来检验。构造假设[7]：

H0：模型（3）中的解释变量系数对于所有截面成员（分别对工业和非工业比较，国有和非国有比较）都是相同的（斜率系数是齐性的），但截距项是不同的，即该模型是变截距模型（4）。

H1：模型（3）中的解释变量系数和截面系数项都是相同的，即该模型为混合回归模型（5）。

（3）

（4）

（5）

模型形式检验根据以下两个构造的F统计量来计算:

~F [（N-1）（K+1），NT-N（k+1）]

~ F [（N-1）k，NT-N（k+1）]

其中，N为截面成员的个数，本文为2;T是观察期数，本文为30; k是非常数项解释变量的个数，本文为2; RSS1，RSS2，RSS3分别是模型（3），（4），（5）的回归残差平方和。

在原假设H0，H1成立的条件下，统计量F2，F1分别服从特定的自由度分布。

模型检验的过程如下:先检验H1，如果统计量F2统计量小于某个检验水平，则不能拒绝原假设H1，不需要检验H0，从而方程（5）拟合样本是合适的;若拒绝原假设H1，则需继续检验H0。如果检验统计量F1小于某个检验水平，则不能拒绝原假设H0，选择模型（4）是合适的，若拒绝H0，则选择模型（3）。

按照上面的方法进行计算得到表（4）的结果：

当置信水平为95%情况下，F1（0.95，3，54）=2.776，F2（0.95，2，54）=3.168。从表（4）中的数据可知，湖南省工业与非工业的F1检验结果拒绝对应系数相等的虚拟假设；F2拒绝工业与非工业出截距项以外相应系数相等假设。因而，工业和非工业企业之间相应系数存在明显差异。对于湖南省的国有和非国有企业来说，F1不能拒绝对应系数相等的虚拟假设，因此没必要计算F2，所以可以得出国有和非国有企业之间系数可能一致。说明即使存国有企业和非国有企业在动态规模效益上存在差异，这种差异也不会太大，正如我们看到计算国企和非国企时b值差别不大。

五、政策建议

通过上面不同类型企业的长期与短期的动态规模效益计量分析，对湖南省各企业的动态规模效益特征和相应的政策建议做出如下总结：

其一，就工业部门和非工业部门的企业比较，短期和长期内两者都存在较大的不同，非工业部门相比工业部门在两个时段的分析中都明显具有较高的动态规模效益。原因可以归结为湖南省的工业化进程在很长一段时期是依靠劳动力扩张来发展的，因而相应的技术创新、劳动效率和工人边学边干所产生的外部效益显得有限。所以，在中国经济从资本广化向资本深化渐进的时期，湖南省应该顺应趋势，工业发展应改变以往的无效率增长，取而代之以高投入高产出高科技为核心的资本密集型技术密集型的产业结构发展模式。同时，更应该重视非工业的发展，因为其具有相对较高的动态规模效益，自身的发展过程中能对外界产生很高的正效应，能够不断的促进技术创新，所以，湖南省应该加大力度推进非工业的发展，使的有限的资源配置在合理的安排下发挥最大的经济效益。

其二，对于工业内部的国有企业和非国有企业而言，非国有企业在短期和长期比较而言具有较高的动态规模效益，但是两个类型企业的效益值相差不大。原因是，国有企业具有很强的政策导向，生产安排的刚性较大，非国有企业就没太多这方面的约束，再加上非国有企业大多从事新兴行业，技术含量高，因此长生的外部影响就较大，但是由于改革的原因，国有企业具有了更多自，所以在总的比较中两者相差不大。湖南省在大力推进全省经济发展时，在工业部门内部应该兼顾国有企业和非国有企业的影响，把发展重点放在改善基础，发展具有相对优势且容易见效的高科技企业，具体的对于国有企业这样一个庞大而且制度因素复杂的部门主要侧重点应该放在经营权的放宽上，政府应给予其更多的自主经营权，帮助改革实现市场化，推动其发展，而对于非国有企业应该更加大力扶持，保持其从事行业所具有的高技术创新性，并且不断提高生产效率的提高，使得新型产业所具有的较强的动态规模效益得到最大化。

总的来说，湖南省不论是工业还是非工业、国企还是非国企都显示出比较强的长期动态规模效益。具体来说，非工业在长期和短期都比工业部门企业具有更强的动态规模效益，原因可以归结为湖南省的工业增长实行的是“资本广化”模式，工业规模的增大大多是靠劳动力从农业部门向非工业部门转移的推动，加之工业生产部门计划性太强，从而导致了短期调整能力较弱。而在工业内部由于湖南省的国有企业从事的大多为技术含量较低的钢铁、有色、化工业，并且国有企业制度导向性严重，最终导致了其无论短期还是长期动态规模效益不如非国有企业，但是这种差异性并不是很大。可见，在湖南省推动国有企业改革、实践两型社会中，国有企业焕发了新的青春。因此，湖南省在推动经济良好持续发展的时候，应不断扩大非工业部门企业的规模，实现其较高的动态规模效益，带动经济向前发展；同时，不能忽视工业部门的发展，虽然工业部门不如非工业部门具有很高的动态规模效益值，但是它的值也为正，说明其在自身发展规程中也对外部经济大环境的发展起到了促进作用，因此工业部门的发展也应加强。而对于工业部门内部的国有和非国有企业来说，两者对外部影响为正，大小相差无几，所以都不能忽略。从动态规模效益这个角度来看，这样的发展配置安排才能实现投入产出比最高，实现湖南省经济长期可持续发展。

参考文献：

[1] CHENG，Y.S.，LO，D.Explaining the Financial Performance of China’s Industrial Enterprise: Beyond the Competiton-Ownership Controversy[J].The China Quarterly，2002，170:413-430.

[2] 曾品固，卢荻.需求、体质特性与中国工业企业的动态规模效益——纠偏模型分析证据[J].经济学家，2005，（5）：85-90.

[3] ENGLE，R，C，GRANGER.Co-integration and Error Correction: Representation，Estimation，and Testing [J].Econometrica，1987，55（2）:251-276.

[4] 黎贵才，卢荻.资本深化、资源约束与中国经济可持续增长[J].经济学家，2011，（5）:74-81.

[5] 王鹏，王良健，王丽娟.基于DEA的湖南省制造业创新效率分析[J].科技管理研究，2009，（6）:172-175.

[6] 李子奈，叶阿忠.高等计量经济学[M].北京:清华大学出版社，2003:147-151.

[7] 高铁梅.计量经济分析方法与建模——Eviews应用及实例[M].北京：清华大学出版社，2009:230-289.

[8] 殷醒民.中国制造业资本深化的部门效益——基于1998—2007年相关数据的分析[J].学习与实践，2008，（11）：58-65.