市場結構門限效應研究

趙奚　孫巍

摘 要：本文選用近年來中國制造業細分行業數據，采用面板門限回歸模型，研究了技術進步對市場績效的影響。結果發現其市場結構存在兩個顯著的臨界值0.090和0.170，在臨界值兩側，技術進步對市場績效的影響具有顯著的市場結構門限特征：高壟斷行業的技術進步會鞏固其壟斷地位，導致行業績效下降；低壟斷行業的技術進步會使其行業利潤率趨近于完全競爭市場的零利潤，導致行業績效提高；處于兩者中間的壟斷程度，具有一定的不確定性。

關鍵詞：市場結構；門限效應；制造業；技術進步；市場績效

中圖分類號：F062.4 文獻標識碼：A 文章編號：1000-176X（2015）02-0038-06

一、問題的提出

Fare等[1]提出從西方研究與實踐的長期經驗可看出，技術進步是推進發達國家經濟增長的重要動力和源泉，技術進步對于企業的生存發展和國家的經濟增長都是重要誘因。然而不同市場中，技術進步在促進企業競爭力的同時，也會給市場機制的有效性帶來不同的影響。一旦市場失靈，或者市場的有效性明顯降低，必然會對居民的社會福利和宏觀經濟運行產生顯著影響。所以通過對中國企業技術進步的研究，探索技術進步與其所在行業的市場績效的關系，從而對于各行業的市場有效性及其動態演變尋求有針對性的市場監管和調控政策有重要的借鑒意義。

關于技術進步與市場績效的關系，可以追溯到產業組織理論中哈佛學派的SCP分析框架中結構、行為和績效之間存在的因果關系，即市場結構決定企業行為，企業行為決定市場運行的經濟績效。哈佛學派強調壟斷的市場結構會產生壟斷的市場行為，進而導致不良的市場績效，特別是資源配置的非效率。芝加哥學派反對哈佛學派的觀點，認為重點應放在對壟斷或寡占企業市場行為的干預上，因為惟有這些市場行為限制了產業發展，而未能提高生產效率，損害了消費者的福利。馬丁[2]提出芝加哥學派注重判斷市場效率是否提高，而不是只看結構是否損害了競爭。

根據產業經濟學中SCP分析范式的中心假說，即：可觀察到的市場結構特征決定了市場中企業的行為，干春暉[3]提出在給定市場結構的特征下，市場中企業的行為決定了市場績效中可衡量的方面。筆者認為在研究技術進步對于績效的影響分析中，不能單方面地脫離已有的市場結構來進行，應考慮到孫巍和趙奚[4]提出的市場結構因素。但是在現實中，依照壟斷程度的大小分，市場結構是各不相同的，那么在眾多的市場結構中，企業的技術進步對其行業的績效影響一樣嗎？是否會根據不同的市場結構而體現出截然相反的效果呢？

Cheung等[5]提出在已有的相關研究中，國內外文獻對技術進步與績效進行研究時大部分是研究技術進步與企業績效之間的線性關系，很少研究技術進步與行業績效之間的關系，尤其是非線性關系。姚洋和章奇[6]的研究表明，企業研發投入對企業效率的影響呈現顯著的正相關關系。朱衛平和倫蕊[7]的研究表明兩者之間不存在明顯的正相關關系。并且在現有的研究中，都忽略了已有的市場結構對二者關系的影響。

考慮到國內外文獻對技術進步與行業市場績效研究的不足，本文的出發點是從市場結構的視角研究技術進步對績效的影響，與以往的線性模型不同，希望驗證以下假設：

假設：中國制造業的企業技術進步對于市場績效的影響是非線性的，非線性關系的原因主要是市場結構存有差異，市場結構具有一定的門限效應，使得門限值前后技術進步對市場績效的影響不同。

綜上所述，本文的研究有助于清晰地分析中國制造業發展過程中技術進步對市場績效的影響，從而為政府對不同行業的扶植及促進采用不同的激勵制度。其中，對技術進步能帶來較高的績效提升的行業，應增加對其技術進步的鼓勵。而對于壟斷程度較高、規模經濟性較弱的行業，應防止壟斷程度的擴大。

二、研究方法

1.技術進步的度量

在本文的實證研究中，采用前沿技術變化這個指標作為企業技術進步的度量標準。筆者認為，一般用來度量技術進步的全要素生產率不能夠最精確地反映技術進步，因為全要素生產率包含有技術效率和規模效率變化，這兩項變化不是源于技術進步，而是與管理水平提高或管理制度的改變有關。為了進一步剔除與技術基本無關的相關效率進步，本文試利用生產前沿面的參數方法，分解出前沿技術變化，并用它來度量企業的技術進步。

利用隨機前沿生產函數模型度量全要素生產率變化率最早是由Aigner等[8]以及Wim和Julien[9]提出，根據 Kumbhakar[10]的總結，如果能夠獲得要素價格信息，基于面板數據的隨機前沿生產函數模型將全要素生產率的增長進行如式（1）形式的分解。

本文采用Christensen等[11]提出的以時變形式超越對數生產函數為藍本的隨機前沿生產函數模型度量全要素生產率變化率，對于由i個生產者在t時期內的面板數據，時變的生產邊界用超越對數生產函數形式如式（3）表示：

在式（3）中，vit～iidN0，σ2v是隨機噪音項，uit≥0是技術無效率誤差項。t作為回歸元用于捕獲技術變化的影響。分布假設沿用Battese和Coelli[12]提出的時變性技術效率設定形式，即vit～iidN0，σ2v，uit=ui·βt=ui·exp-ηt-T，且ui～iidN+μ，σ2u，σ2=σ2v+σ2u，γ=σ2u/σ2v+σ2u。其中，μ大于0表示技術非效率；η大于0表示技術非效率隨時間減小，反之亦然；γ表示技術非效率的因素對生產非效率的影響，其值越大說明生產非效率越是由技術非效率所導致。采用Jondrow等[13]提出的混合誤差分解方法（JLMS），從混合誤差項中分離出uit，估計出各個生產者的技術效率。

對式（1）的參數估計后可以將TFP的變化率分解為三項，如式（4），等式右邊第一項為前沿技術變化（FTP），第二項為相對前沿的技術效率變化率變化（TE），第三項為規模經濟效率變化（SE），如式（4）—式（7）所示：

本文利用Frontier 4.1采用極大似然估計法對式（3）進行估計，結果如表1所示。

于是，采用式（5）通過計算得到前沿技術變化FTP。

2.市場績效及市場結構的刻畫

對于市場績效的度量，本文擬采用利潤率來刻畫。關于市場績效的定義，微觀經濟學理論認為，在完全競爭的市場結構中，資源配置實現最優，該市場上的所有企業者只能獲得正常利潤，且不同產業的利潤率水平趨向一致。也就是說，孫敬水[14]提出行業間是否形成了平均利潤率是衡量社會資源配置效率是否達到最優的一個最基本的定量指標。市場集中度高或者進入壁壘高的行業享有高額利潤，貝恩假說表明，高集中度或高進入壁壘的行業市場績效較低，即市場機制的有效性較低，因為消費者支付了較高價格。因此市場績效與本文采用的利潤率指標呈負相關關系。

在產業組織理論中，市場結構是指在某一特定市場上的企業所構成的市場關系的特征和形式；換言之，一個特定市場中的各個市場主體在市場交易中的地位、作用、比例關系以及它們在市場上交換的商品特點即形成了具體產業的市場結構。因此，從根本上說，市場結構就是反映市場競爭和壟斷關系的概念。那么，從這個意義上來講，度量市場結構的實質就是度量市場的壟斷（或競爭）程度。

對于市場壟斷程度的度量相關指數有很多，本文選取Kalecki指數，其計算公式為：

μ=C+D+ST（8）

其中，μ為Kalecki[15]指數，C為行業的總利潤，D為行業總的折舊水平，S為行業總的薪金水平，T為行業總的收入水平。相比于計算市場集中度所需要大量（或全部）的企業數據，計算Kalecki指數僅需要整個行業總的利潤水平、折舊水平、薪金水平以及收入水平，具有較強的可操作性。雖然存在一定的缺陷，但出于數據的可獲得性，并相比于利潤率和行業的平均規模，Kalecki指數仍能較精確地反映出行業的壟斷（競爭）程度。

3.門限回歸模型

Hansen[16]提出門限回歸模型適用于具有個體固定效應的靜態面板數據，對于動態面板，則首先需要在不影響漸近分布的情況下，找到一種消除個體效應的方法，從而保證靜態面板門限模型的分布理論可以應用于動態面板門限模型。另外，門限回歸假設個體可依據觀測值進行分組，可認為是分組檢驗的分化，組內的個體間待估參數應該是一致的，即該模型不適用于面板的變系數模型，若采用變系數模型，數據分組后估計時會導致奇異矩陣，出現不可估的情況。Hansen給出的一般單門限模型如下：

估計時首先需要消除個體影響，Hansen的方法是通過組內去均值消除個體效應，然后再利用OLS進行估計，本文不再累述。

綜上所述，筆者將用生產前沿面方法分解出的前沿技術變化FTP來度量企業的技術進步，用利潤率來刻畫績效，用Kalecki指數μ來表示市場的壟斷程度，最后采用面板的門限回歸完成在市場結構門限效應下的企業技術進步對行業績效的影響分析。

三、指標選取及模型設定

1.指標選取及數據來源

本文運用隨機前沿生產函數法分解得到前沿技術變化FTP涉及的投入指標中，選擇固定資產凈值年平均余額和流動資金年平均余額之和作為生產資本投入指標，選擇制造業分行業全部從業人員年平均人數作為勞動投入指標，并選取工業增加值作為產出指標。以上數據均來源于《中國工業經濟統計年鑒》和《中國勞動力統計年鑒》中的1996—2009年的規模以上制造業28個行業的分行業數據。其中，作為資本投入指標的固定資產凈值年平均余額和流動資金年平均余額，以及作為產出指標的工業增加值都包含了當年的價格因素，需要消除價格變動的影響，本文以1995年作為基期，參照李京文和鐘學義[17]以及孫巍等[18]提出的價格平減處理方法對樣本期間各年的投入和產出指標分別進行了可比性處理。

文中市場結構用Kalecki指數來度量，其中利潤水平為行業的利潤總額，折舊水平為當年的累計折舊減去上年的累計折舊，而累計折舊則根據國家統計局的統計標準用固定資產原價減去固定資產凈值計算得出，薪金水平為行業的工資總額，行業的總收入水平為工業總產值。所涉及到的數據均來源于《中國工業經濟統計年鑒》中的1996—2009年的規模以上制造業28個行業的分行業數據。對于行業勞動力成本指標，本文采用全部從業人員年平均人數和年均工資的乘積，即工資總額表示。該數據來源于《中國勞動力統計年鑒》1996—2009年的規模以上制造業28個行業的分行業數據，另外，度量績效的利潤率本文用行業利潤總額除以總產值得到。

2.模型設定

根據SCP分析范式影響市場績效的決定因素是市場結構，而供給和需求是影響市場結構的主要因素，所以設定模型時必須考慮供給和需求因素。借鑒李何研究市場供求特征對于市場結構的影響分析的方法，采用平均行業規模S/N和邊際替代率K/L刻畫行業的技術特征來反映市場的供給方面，行業總產值增長率GR用來反映市場需求。本文沿用這一思路，本文采用前沿技術進步FTP刻畫行業的技術特征，并用來反映市場的供給，通過這樣的替換，完成筆者想要的技術進步對市場績效的影響分析。需求方面仍然采用行業增長率GR來反映。另外對于Hansen的門限回歸模型，考慮到估計需要首先剔除個體的固定效應，本文直接采用面板數據的固定效應模型，于是本文核心面板模型形式如下：

接下來基于式（10）完成門限模型的設定。

門限回歸這一非線性的計量模型，其實是分組檢驗的分化。依據式（10），如果市場結構存在一個臨界值K，本文市場結構用Kalerki指數μ度量，使得在μ>K和μ≤K兩個區域內，對應的技術進步FTP對于市場績效利潤率R的作用有顯著的差異，那么K就是市場結構的一個門限值。首先在計量回歸模型中設置虛擬變量：

當K越接近真實門限值，兩個參數θ1和θ2的估計值差異越大，方程的殘差平方和也就越小。本文將在軟件Eviews6.0上，通過反復嘗試不同的K值，找出使殘差平方和最小的方程，由此來確定市場結構的門限值及其個數。

分別對不同選值在軟件Eviews6.0上采用模型（2）進行面板OLS估計，圖1是12次估計所得的殘差平方和分布曲線，由圖1可知臨界值（兩個極小值點）可能為K1=0.090和K2=0.170。而介于二者之間的波動較大，不太明顯，可能源于中間市場結構技術進步對于績效的影響不確定，由于臨界值選取的改變，有時導致促進有時導致制約，從而更加印證本文的市場結構門限效應的合理性。所以筆者最終選取雙門限回歸模型進行實證研究。

四、實證研究及結果分析

1.面板雙門限模型回歸

針對有兩個門限值的情況進行回歸，首先給出模型的方程形式，設虛擬變量：

最終采用的面板雙門限模型為：

估計結果如表3所示，由于Hansen估計時直接剔除，我們關注的主要是在市場門限效應下，技術進步對績效—利潤率的影響，即θ1、θ2和θ3的估計值，表3中并未給出個體固定效應αit的估計值。

2.回歸結果分析

由估計結果可以看出模型的整體擬合度0.738處于較高水平，說明模型包含了主要解釋變量，另外除θ2在10%水平下顯著，其余參數均在1%水平下顯著。

由計量結果可知，當市場壟斷程度較低，即μ≤0.090時，技術進步對于績效的影響參數θ1估計值為-0.108，表示低壟斷行業的技術進步會使其行業利潤率趨近于完全競爭市場的零利潤，績效提高；當市場壟斷程度最高，即μ>0.170時，技術進步對績效的影響參數θ3的估計值為0.244，技術進步會鞏固其壟斷地位，導致行業績效的下降；當市場壟斷程度處于中間時，即0.090<μ≤0.170時，技術進步對績效的影響參數的估計值θ2為0.049，其值相對較小，僅從估計結果來看，與高壟斷市場相近，其技術進步會導致行業績效的降低。但是由圖1及其顯著程度不如前面兩種情況，僅在10%水平下顯著（概率=0.0981），可知該部分具有一定的不確定性，隨著壟斷程度的改變，其對績效的影響會有所波動。由θ1、θ2和θ3的估計值差異及其顯著性可知，技術進步對市場績效的影響具有顯著的市場結構門限效應。

從現實意義來看，競爭企業和壟斷企業對于技術進步的態度不同，對于單個企業，競爭企業迫于壓力，會努力爭取技術進步，進而獲得前期的高于邊際成本的利潤，所以會一直處于尋求技術進步的狀態，使得市場機制能夠有效地運行，市場績效不斷提升；而壟斷企業則將其視為一種鞏固其地位的策略，只有遭到挑戰或者新技術能為其帶來巨大利潤時，才會被迫選擇技術進步。因此壟斷企業是被動的，讓其追求技術進步的原因是其可獲得比當前較高的利潤，使得價格越發偏離邊際成本，在這個過程中市場機制的有效性不斷下降，即市場的績效趨于下降。

五、結論與建議

本文提出了企業技術進步與市場績效二者之間的非線性關系，并且在現有的技術進步對績效的相關研究中，考慮到現有市場結構的作用，采用門限回歸模型驗證了筆者提出的假定：中國制造業的企業技術進步對于市場績效的影響是非線性的，非線性關系的原因主要是市場結構存有差異，市場結構具有一定的門限效應，使得門限值前后技術進步對于市場績效的影響不同。

經實證研究發現中國制造業市場結構存在兩個顯著臨界值0.090和0.170，在每個臨界值兩側，技術進步對于績效的影響存在很大差異，體現了技術進步與績效的非線性關系。從結果來看，技術進步對市場績效的影響具有顯著的市場結構的門限效應：

首先，中國制造業中壟斷程度比較高的行業，技術進步會增強在位企業的市場地位，更好地阻礙新的企業進入，從而降低市場的有效性，即市場績效下降。其次，中國制造業壟斷程度比較低的行業中，技術進步會加劇市場競爭，進而導致整個行業利潤率水平下降，市場配置資源的效率提高，市場機制的有效性提高，即市場績效提升。最后，處于兩者中間的壟斷程度，具有一定的不確定性。

中國制造業技術進步在各類行業中的不同結果表明，應該針對不同行業考慮不同的產業調控政策。政府在鼓勵研發創新的過程中，對于制造業要依據已有的市場結構特征，對于競爭性較強的行業，由于利潤率較低，資本積累較慢，對其自主創新應給予資金支持，對其已有創新采取一定的保護，保持其追求技術進步的研發積極性。而對于壟斷程度較高的行業，應該采取相應政策，在鼓勵其創新，調動技術進步積極性的同時要防止壟斷程度進一步擴大，及時監控和規制企業壟斷狀態下實施的不合理的歧視性策略。

綜上所述，本文的研究驗證了在中國制造業市場結構的門限特征下，技術進步對行業績效具有非線性影響的理論預期。因此，政府在計劃影響其行業績效，調整行業秩序以及促進產業結構升級時，都可以根據行業市場結構門限值兩側的不同特征，采取相應的激勵或者抑制政策來達到合適的效果。因此在中國產業升級的背景下，這一研究對把握產業現狀，制定合理的產業政策以及有效維護產業安全有著至關重要的理論和現實意義。參考文獻：

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（責任編輯：劉 艷）