中國企業改革內生決策：理論與實證*

徐 瑋 張保柱

（1、華中科技大學管理學院 湖北 武漢 430074；2、寧波銀億集團有限公司戰略發展部 浙江 寧波 315020）

一、引言

中國國有企業改革是在政府主導的前提下開展的，政府主導整個企業改革的全過程。政府干預理論認為，公有制企業是否改革是博弈的結果。在該理論中，政府對其所有的企業同時有政治利益和經濟利益的索求（Shleifer and Vishny，1994），擁有企業經營決策權的一方能夠決定企業中政治變量的大小，政治變量能夠給政府帶來政治收益，如本地勞動力的就業、企業稅收和利潤，以及政府代理人私人收益等。關于企業改革的研究可以分為兩類：一類是研究企業改革的效果，如比較改革前后企業生產效率的變化、盈利能力的變化（La Porta and Lopez-De-Silanes，1999;劉小玄，2003）；另一類是研究企業改革的原因，即哪些因素決定了公有制企業的私有化Che，2003;白重恩等，2006）。姚洋和支兆華（2000）認為政府行為對企業改革有著重要影響。也就是說除了企業內部經營因素外，地方政府的介入強度和方式對企業改革起著至關重要的作用。那么在政府主導的市場環境下導致企業改革決策的更深層次原因是什么，地方政府與企業管理者的博弈過程中的各自本質訴求在哪里，什么因素決定了地方政府對改組程度（國有資本退出程度）的偏好差異。本文的理論分析和模型將回答這些問題。

二、研究設計

（一）研究假設 本文對存在以下環境下作出假設：

（1）不存在腐敗時。在本模型中，假定地方政府官員面臨維持較高就業帶來的邊際收益q和較低稅收的邊際政治成本m（1-α）二者間的權衡。m表示政府官員對于財政收入的敏感性。（1-α）為企業收益的國家分享比例。對于較高的雇傭水平H，政府官員的效用是qH-m（1-α）H；較低的雇傭水平L時，其效用為qL-m（1-α）L。較低的勞動力雇傭水平這里意味著較高的經濟效率輸出；過高的支出水平H就意味著過多的雇工和工資支出（又稱為“冗工”或者“冗余勞動力”）。對于改制企業，當m（1-α）＞q時，官員會選擇較低的雇傭水平，否則，官員選擇較高的雇傭水平。對于私營企業，假定地方政府官員可以通過財政補貼來補貼企業使其維持較高的雇傭水平。假定補貼為t，由于國家擁有現金流的比例為（1-α），所以有效的補貼為αt。假定獲得凈補貼αt的成本為kαt，其中k為政府官員爭取補貼的邊際成本，這里k＜1，因為財政補貼的成本要小于政府官員自己掏腰包補貼（此時，k=1）的成本。當kα+m（1-α）＞q，政府官員不愿意通過補貼私營企業來維持較高就業。當q＞kα+m（1-α）時，由于政治收益顯著，官員會采用補貼來使私營企業維持較高就業。下面本研究進一步拓展該模型到決策層面。當q＞kα+m（1-α）時，無論是私營企業還是改制企業，官員會選擇較高的就業。對于改制企業，官員的效用為qH-m（1-α）H；對于私營企業，其效用為qH-m（1-α）H-kαt。很明顯，官員會選擇較多的改制企業。換言之，如果面臨較大的維持就業的壓力，地方政府會選擇較多的改制企業而不是私營企業。當m（1-α）＜q＜kα+m（1-α）時，對于改制企業，地方政府官員會選擇保持較高的就業。對于私營企業，則選擇較低的就業水平。對于改制企業，官員的效用為qH-m（1-α）H，私營企業則為qL-m（1-α）L。同樣的，改制企業占優，官員會選擇較多的改制企業。當q＜m（1-α）時，對于改制企業和私營企業，地方政府官員均選擇較低的就業水平。此時，官員的效用均為qL-m（1-α）L。對于進取的官員可能會選擇較多的私營企業。綜上分析，可假設如下：

H1：在其他條件相同的情形下，較高的q會導致較少的私有化

H2：在其他條件相同的情形下，較大的m會導致較多的私有化

H3：在其他條件相同的情形下，較大的m（1-α），會導致較多的私有化

（2）存在腐敗時。這里的腐敗經濟含義為企業管理者可以通過賄賂等方式來補償官員，使官員獲得收益而做出一定的讓步。以改制企業為例，官員選擇較高雇傭水平時的效用為qH-m（1-α）H，低雇傭水平時的效用為qL-m（1-α）L+b，b=a（H-L），這里的b即為賄賂，正好補償雇傭水平降低帶來的官員政治收益的損失。當q＞α+m（1-α）時，對于改制企業，官員選擇較高的雇傭水平時的效用為qH-m（1-α）H，對于私營企業，q＞α+m（1-α）即q＞kα+m（1-α），官員選擇補貼，此時官員效用為qH-m（1-α）H-kαt，很明顯，官員會選擇較多的改制企業。當q＜kα+m（1-α）時，對于改制企業，由于q＜α+m（1-α），官員選擇接受賄賂并允許較低的雇傭水平，此時的效用為qL-m（1-α）L+α（H-L)。對于私營企業，由于q較小，官員選擇不補貼私營企業，此時官員的效用為qL-m（1-α)L。同理，官員傾向于較多的改制企業。當q＞kα+m（1-α)且q＜α+m（1-α)時，對于改制企業，官員接受賄賂允許較低的雇傭水平，此時效用為qL-m（1-α)L+α（H-L)。對于私營企業，官員選擇補貼，效用為qH-m（1-α)H-kαt。其中t可以通過求解納什博弈均衡得出，此時的效用為q（H+L)/2-m（1-α)（H+L)/2-（H-L)/2（限于篇幅，推導過程略）。可以看出，選擇改制企業會給官員帶來更高的效用。綜上分析，存在腐敗時，官員青睞于改制企業而不是私營企業。假設如下：

H4：在其他條件相同的情形下，腐敗越嚴重，私有化越少

（二)數據來源 本研究的數據大部分從年鑒中提?。ㄖ袊I經濟統計年鑒，2000-2006；中國經濟普查年鑒，2004)，部分輔助數據來自數據庫（中國資訊行infobank）。數據時間序列為2001-2005。

（三)變量定義 為了分析中國企業改革過程中對私營和改制的選擇決策問題。本研究將有限責任公司和股份有限公司合并在一起稱為改制企業（即Corporatized Firms，下文同）；私營企業（Privated Firms）不變。本文這里認為改制企業和私營企業都是源自國有企業改組的過程：即國有資本不斷退出的過程。本文的核心問題為改制企業和私營企業的選擇決策問題，即對于二者比例大小的偏好：到底在什么情況下會選擇較多的改制企業，什么情況下會選擇較多的私營企業？為了描述這一選擇偏好，本研究采用各個地區的私有企業數目對于改制企業數目的比值作為模型的被解釋變量。同時還要定義反映地方政府就業壓力，稅收壓力、腐敗等影響改制和私營決策的變量。本研究的被解釋變量，采用年度每個地區的私營企業相對于改制企業的比例，PrivCorp。其中采用私營企業數目相對于改制企業數目的比例定義為ProvCorpN，私營企業工業增加值相對于改制企業工業增加值的比例定義為ProvCorpV。本文從數量和價值兩個角度來描述被解釋變量：數目比值更多的反映了中小企業的情形；工業增加值比例更多反映了大型企業的情形。本文用地區人均GDP（GDPi，t）和地區私營企業數目占所有企業數目的比值（Privi，t）的交叉項來描述該地區國有企業改組過程中的就業壓力（EmployPressi，t）。為了反映前期對當期決策的影響，交叉項均采用滯后一階項。人均GDP可反映當地的勞動力供應狀況。而私營企業相對于所有的數目比例則反映了該地區的勞動力市場發育情況。這個交叉項指標反應的是就業壓力水平，越大則就業壓力越小。本文采用2個變量來描述地方政府面臨的財政壓力（RevenPressi，t）。該地區國有企業虧損數目/國有企業數目和國有企業債務/權益比值的交叉項。國有企業虧損的越多，負債越嚴重，地方政府面臨的稅收壓力越大。另一個變量采用該地區企業虧損數目/企業數目和地方政府財政赤字/年度該地區GDP總值的交叉項。企業虧損越多，地方政府赤字比例越大則地方政府面臨的財政壓力就越大。即上述兩個交叉項變量描述了m。交叉項均采用一階滯后項來避免內生性問題。本文采用2個指標來描述不同地區間的腐敗程度差異。常用的就是樊綱和王小魯的市場化相對進程指標（樊綱和王小魯，2007）。這一指標涉及五個方面，分別是政府與市場的關系、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發育和法律制度環境。其中，第一個方面代表了各地區的政府腐敗程度。另一個指標采用的是蔡洪斌等人的調查數據ETC指數（Cai、Fang和Xu，2008）。Cai、Fang和Xu（2008）利用世界銀行和中國企業調查數據，整理了2000-2002年，18個城市2400個企業以及2001-2003遼寧的1070個企業等，根據企業接待、差旅費用等占銷售收入的比例數據，給出了各個地區的ETC數據。該數據為橫斷面數據，這里的序列數據做了簡化，即認為該數據時間尺度上保持不變；該結果與樊綱指數保持了一致，這里的結果給出的是采用樊綱做法的結果。本文采用2個指標來描述國家控制比例（1-α）。GovOwni，t為年度該地區所有規模以上企業中國有資本的比例。GovOwnNSi，t為非國有或者國有控制的企業中的國有資本比例。國有或者國有控制的企業多為大企業，因此GovOwnNSi，t大致描述了中小企業中的國有資本比例。之所以要區分大型企業和中小企業的國有資本比例，是因為地方政府對于規模不同的企業采用的改組方式是不一樣的。在模型中必須控制可能的選擇效應。首先，國家政策的抓大放小的影響，從規模角度，可能較小的企業政府更容易放掉而導致較多的私有化，為了控制這種效果的影響，采用私營企業和改制企業的平均規模（Sizei，t）作為控制變量（滯后一階）。其次，地方政府很可能把一些較好的企業由自己來控股，而把一些較差的企業當作包袱甩出去，讓民營資本來接盤。這就是所謂“抓大放小”的政策，實質上導致的是“抓好放差”的結果，即較好的企業可能更少的私有化。為了控制這一影響，本文采用改制企業的ROE與國有企業的ROE的差值來進行控制。同時在模型中本研究還控制了初值的影響，即前期的私營企業相對于改制企業的比例。上述控制變量均采用滯后一期，為的是避免它們與因變量可能存在的同時決定問題（黃玲文，姚洋，2007）。綜上分析，構建主模型如下（檢驗假說H1-H4）：

變量定義見（表1）。

三、實證結果分析

（一)回歸分析 回歸結果如（表2）和（表3）所示。上面兩表分別給出了被解釋變量為數目比值和工業增加值比值時的回歸結果?；貧w采用31個地區的5年面板數據，樣本點為124，其中2001年的數據用來產生一階滯后項。結果分析如下：（1）就業壓力變量。就業壓力越小，私營企業相對于改制企業比例就越大。驗證了假說H1，即較高的q導致較少的私有化，結果顯著。（2）財政壓力變量。2個變量均與被解釋變量正相關，說明了面臨財政壓力較大地方政府會傾向于選擇較多的私有化，支持了假說H2。結果顯著。（3）腐敗指標。本研究的腐敗測度與被解釋變量負相關，即腐敗越嚴重的地區，私有化相對于改制就越少；假說H4得以支持。結果顯著。（4）關于國家控制指標。（表2）模型（1）結果顯示國家資本比例與被解釋變量正顯著相關，支持假說H3。但進一步的分析發現，這種正的關系主要源于GovOwnNSi，t-1與私有化比率的正相關（見表2模型（2），當加入GovOwnNSi，t-1時，GovOwnNSi，t-1則不顯著）。換句話說，總體看來，國有資本有助于推動私有化，但是這種正的關系更多是由于中小企業的私有化所貢獻的。（表3）的結果進一步說明了大型企業私有化時，則沒有明顯的顯著正關系。（表2）和（表3）中本文都控制了企業的規模。其中規模變量在（表2）中不顯著，在（表3）中顯著。即“抓大放小”主要在工業增加值比例模型中得以體現。這說明了相對于私營企業而言，規模較大的改制企業與私有比例負相關，說明地方政府在改組過程中確實考了企業的規模。在（表2）中發現CROEmGROEi，t-1與被解釋變量的顯著負相關。說明了改組過程中選擇效應的存在，即質量較好的企業會被政府保持控制而不是放手去私有化。在（表3）中則負相關的顯著性水平降低，說明對于規模較大的企業，選擇效應不明顯。即對于大型企業，即使經濟效益不好，地方政府也不會輕易放手。

表2 采用企業數目比例的私營改制決策分析模型回歸結果表

表3 采用企業工業增加值比例的私營改制決策分析模型回歸結果表

（二）穩健性檢驗 為了進一步驗證結果的穩健性，本研究構建差分模型來進行結果檢驗。即

模型1A中ΔPriv/Corpi，t在表2中對應數目比例增量，在表3總對應工業增加值比例增量。差分模型的回歸結果（1A）支持了模型（1）的回歸結果。

四、結論

本文在引入BSV模型的基礎中，進一步拓展該模型到決策層面，并給出地方政府官員對于部分私有化（改制）和完全私有化（私營）二者的選擇偏好和決策區間。實證結果表明，中國的企業改革決策驗證了拓展了的BSV模型的推論，中國的地方政府官員一樣面臨著就業壓力等政治收益的訴求和企業經濟效益表現二者的權衡。這種權衡導致了地方政府對企業的干預影響了企業改革后存在形式的選擇：有的地區存在較多的改制企業，有的地區則傾向于更多的私營企業。地方政府官員對于自身政治收益的關切導致了其他條件相同的情形下，就業壓力大的地方政府會選擇較多的改制企業；如果地方的財政壓力相對于其他地區更為嚴重的話，則地方政府官員傾向于較多的私營企業。腐敗較嚴重的地區，改制企業比例也較高。

［1］白重恩、路江涌、陶志剛：《中國國有企業改制效果的實證研究》，《經濟研究》2006年第8期。

［2］樊綱、王小魯、朱恒鵬：《中國市場化指數——各地區市場化相對進程2006年報告》，經濟科學出版社2007年版。

［5］Boycko，M.，Shleifer，A.，Vishny，R.A Theory of Privatization，The Economic Journal，1996.