產業生命周期視角下產業績效和產業集中度的關系研究

摘 要：產業集中度與產業績效的關系研究一直是學術界研究的熱點，傳統研究傾向于圍繞兩者的關系展開，但至今尚未形成統一結論。筆者在兩者關系的探討中加入產業生命周期理論框架，以基礎化工行業上市公司2002—2018年數據為例，探討產業生命周期框架下產業績效與產業集中度的關系。同時還引入產權性質因素，區分產業中的國有企業和民營企業，通過構建產業績效與產業集中度的回歸方程，得出結論：基礎化工行業的產業績效與產業集中度的關系會隨著產業生命周期的變化而變化，當產業處于成長期時，兩者不存在相關性，當產業處于成熟期時，兩者則存在正向的回歸關系。

關鍵詞：產業績效 產業集中度 產業生命周期理論 基礎化工行業

一、文獻綜述和提出問題

（一）產業集中與產業績效的研究

關于產業集中度與產業績效的關系研究一直是學術界的熱點。哈佛學派通過SCP模型認為，高度集中的產業結構會使產業中的企業傾向于合謀，進而損害產業效率。Bain（1951）曾對42個產業進行研究，發現高度集中的產業的利潤比較不集中產業要高出4.3%的利潤差[2]。哈佛學派認為，正是因為高度集中的產業中存在著產業合謀等原因，從而使產業獲得較高的利潤率，其實產業的效率并不高。Stigler（1963）通過對美國68個產業的集中度與產業績效的相關性進行考察，結論是，產業結構競爭比較充分的情況下，產業績效與產業集中度間不存在相關性，但在產業結構趨于寡占市場時，產業集中度與產業績效存在較強的正相關[3]。國內學者也對產業集中度與產業績效的關系做了較多研究，爭議較大。戚聿東（1998）選取產業內前8家企業的銷售收入占行業銷售收入合計數的比值衡量產業集中度，銷售利稅率、資金利稅率和權益利潤率作為產業績效，得出的結論：集中度20%以下的3個產業群組，產業集中度與產業績效呈正相關，但超出20%以上，這種關系就不再有規則[4]。陸奇斌等（2004）采用消費者滿意度的數據衡量產業績效，結論是：產業績效決定市場結構，而不是市場結構決定產業績效[5]。此外，有些學者在研究產業績效與產業集中度關系問題時，開始注意到產權結構的影響。劉小玄（2003）在研究產業結構與產業績效關系時，加入企業產權結構的變量，他認為，非國有產權結構往往與可競爭的產業結構（產業集中度相對低）相結合，從而決定較好的產業績效，而國有產權結構往往與較高的產業集中度相結合，從而決定不良的產業績效[6]。孫早，王文（2011）則通過控制產業結構，進而推出產權結構對產業績效的影響[7]。

綜上所述，無論是國外還是國內，關于產業績效與產業結構的關系探討還存在較大的爭議，尤其是在我國，因為產權結構的關系，產業績效與產業集中度的關系的探索還需要進一步深入研究。

（二）產業生命周期的研究

R.Vernon（1966）基于國際投資、國際貿易的角度對于產業階段作了初始階段、成熟階段以及標準化階段劃分，之后，學術界關于產業生命周期的研究重點從國際轉向了國內[9]。目前，國外在研究產業生命周期時，主要沿著技術外生和技術內生兩大分支發展[10]（李靖華，郭耀煌，2001）。1975年、1978年William J.Abernathy和James M.Utterback從外生技術的角度提出了A-U模型，認為，產業技術引入提升推動了產業結構的變化;Klepper和Graddy（1990）通過“創新增加-成本下降-價格下降-收益降低-進入減少”邏輯主線，建立了以技術內生化的產業生命周期理論[11]。國內學者在產業生命周期的理論探索相對較少，更多是從產業生命周期的現實分析角度，比如林善浪（2005）采用產量指標來研究我國家電產業的生命周期[12]，范從來，袁靜（2002）以產業增長率對1987年—2000年上市公司所處行業的產業階段進行劃分[13]。肖立強（2010）從產業規模、利潤率、產出增長率、技術進步和技術成熟度四個角度對汽車產業生命周期做出判定[14]。

總的來說，關于產業生命周期的判定，有從廠商數目的變化角度、有從產業增加值增長率的角度，也有從財務數據如利潤率的角度進行區分。介于數據的可得性，以及實際因素的分析，本文采用產業增長率變化作為產業生命周期劃分依據。

（三）問題的提出

通過文獻的梳理，我們不難發現學者們對于產業集中度與產業績效的關系研究往往局限于兩者相互影響的探討。學者們傾向于更新數據，或者采用新的計量工具，卻忽視了兩者可能受共同因素的影響，從而導致在研究兩者關系時發現存在不規則的情形，對于產業績效與產業集中度的關系探討一直未能現成一個定論。事實上Stigler（1963）在研究產業集中度與產業績效時已經考慮到市場廠商數目的多寡問題，結合Gort和Klepper1982年的研究成果，我們可以推斷，產業生命周期存在可能對產業集中度與產業績效存在共同影響，同時，不同的產業生命周期，產業集中度和產業績效的相關關系可能存在變化。為此，我們提出如下假設：

假設一：當產業處于初創期和成長期時，產業績效與產業集中度相關性較弱

假設二：當產業處于成熟期時，產業績效與產業集中度存在較強的相關性

此外，在研究基礎化工行業產業集中度時，本文引入了產權性質因素。原因在于盡管國有企業和民營企業一起參與到基礎化工行業，但兩者的運營方式存在差別。這種差別在過去幾年的去產能中更加明顯。國有企業既是市場的行為主體，同時在某種程度上也是國家產業政策的延伸。政府可以根據國家的產業政策與國有經濟的戰略部署，有針對性地對國有企業的經濟行為進行鼓勵或限制[15]（王鳳榮等，2016）。中國經濟自2011年起開始一路下滑，其中一個重要的原因是中國重化工行業出現嚴重的產能過剩。國有企業作為政府的產業政策延伸，必定要執行中央的去產能政策，包括并購產業內經營不善的企業、關閉落后產能等。因此國有企業部分的產業集中度提高往往帶有政策因素，而不是市場經濟行為因素，從而使得產業績效與產業集中度的關系探討增加了干擾因素。為此，本文將國有經濟和民營經濟做了切割，分別探討基礎化工行業產業生命周期不同階段，國有經濟部分和民營經濟部分的產業績效與產業集中度的關系。

二、實證研究

本文探討的是在不同的產業生命周期下，產業績效與產業集中度的相關性。

設產業績效為roe，產業集中度為C01。由于產業的供給會對產業的績效產生影響，因此需要將產業的供給的變量作為控制變量。假設企業的預期屬于適應性預期，并且經濟增長率一定程度上能夠反映行業景氣度，因此企業會根據當年的經濟增長率決定未來3～4年的產出，進而影響了未來3～4年后的經營績效。為此，采用g的滯后三期g（-3）作為回歸模型的控制變量。

1.化工產業經濟周期的判定

本文以產業增長率作為劃分產業經濟周期的重要指標，考慮到產業增長率可能會受到經濟周期的影響，采用公式：

實際產業增長率=（1+產業增長率）/（1+GDP經濟增長率）-1

通過剔除經濟周期的影響，當該指標大于0時，說明產業發展快于國民經濟的發展，產業處于成長期，當該指標在0上下小幅度波動時，說明產業發展緩慢，已經進入成熟期。考慮到基礎化工行業除了受經濟周期因素的干擾外，自身還有規律性，因此上述指標比較的判斷只是一個粗線條的判斷，具體還需要結合圖表做進一步的分析。

如圖1所示，中國的基礎化工行業的行業增長率似乎并不具有明顯的規律性。其實，這是考慮了基礎化工行業國有經濟部分的影響的結果。如果剔除了國有經濟部分，則我們看到圖2。

從該圖中，我們可以看到，基礎化工行業民營經濟部分的產業增長率已經趨于平穩，并且貼近于0民營經濟的產業增長率剔除了經濟周期性的影響。從民營經濟部分的角度看，基礎化工行業已經進入了產業生命周期成熟階段。

具體的，基礎化工行業的產業生命周期以2012年為界。2012年以前，基礎化工行業的行業增長率存在一定的波動，而2012年及以后，行業增長率的則趨于平穩。結合產業生命周期理論，我們可以認為，基礎化工行業在2012年以前是處于行業的成長期，而2012年及以后則屬于行業的成熟期。2002年—2011年，整個產業尚屬于成長期，因此產業波幅較大，而2012年—2018年，產業逐漸進入成熟期，產業波幅趨于平緩，隨著產業內一系列并購重組浪潮后，產業結構將逐漸穩定，行業增長率也將歸于穩定。但我們也看到，2015年以后，基礎化工行業的增長率出現了小幅增長，這個原因在于2015年以后，政府對化工產業進行了去產能，尤其是加大了對經營不擅的企業的清理力度，加快對這類企業重組出清，從而導致整個基礎化工行業的收益率都有一定的提高。

2.指標的選取

（1）關于產業集中度，采取了赫芬達爾—赫希曼指數（HHI指數）作為測度指標。HHI指數是某個特定行業市場所有企業的市場份額的平方和，公式表示為：

本文采用的HHI指數是以基礎化工行業上市公司的營業收入占比為市場份額，以2002年—2018年的數據構建而得（排除了不具備完整數據的上市公司，剩余47家上市公司的數據），基礎化工產業的產業集中度用c01表示。

圖3 基礎化工產業2002年—2018年產業集中度的變化情況如圖3，我們可以看到基礎化工行業的產業集中度變化情況。在2002年—2013年，基礎化工行業的產業集中度比較穩定，但在2014年及以后，化工行業的產業集中度開始出現上揚，尤其是2016年以后，行業的產業集中度達到了一個新的高度。

剔除國有經濟部分后，則基礎化工行業民營企業的產業集中度走勢如圖4。

從圖4可知，自2002年起，基礎化工領域民營經濟部分呈現逐年快速上升的趨勢，這個過程一直到2012年。2012以后，行業集中度增長開始放緩。隨后，民營經濟的行業集中度甚至出現了下滑，這是源于2012年以后經濟整體形勢下滑明顯，行業內產能過剩導致民營企業縮減產能甚至關停產能。隨著幾年的并購重組以及弱化產能的退出，2016年以后，民營企業的產業集中度再次出現上升，回復并超過2013年的歷史高點。

（2）產業績效的衡量指標是凈資產收益率，以產業的凈利潤除以產業所有者權益所得。產業凈利潤取的是上述47家上市公司（下同）2002年—2018年的凈利潤和，所有者權益則是2002年—2018年的所有者權益之和。基礎化工產業的產業績效用roe表示，基礎化工產業的國有經濟部分產業績效用roes表示，基礎化工產業的民營經濟部分產業績效用roep表示。首先，先觀察基礎化工產業的產業績效，如圖5。

由圖6知，基礎化工產業的ROE與基礎化工產業國有經濟部分保持高度的擬合性，但基礎化工產業民營經濟部分在與其他兩條軌跡保持一定擬合性的同時，還保持一定的特性，表現為2012年以前，民營經濟的ROE變動曲線的波動幅度要大于國有經濟ROE的波動幅度，但2012年以后，民營經濟的ROE波動的幅度則要小于國有經濟ROE的波動幅度。由于民營經濟受到產業政策的影響相對較小，因此我們可以粗略認為基礎化工行業的民營經濟代表市場和產業影響的結果，相比之下，可以看出國有經濟部分的績效穩定性較好，存在著市場以外的因素影響。

（3）產業集中度與產業績效的集中觀察? 將凈資產收益率與產業集中度放在一張表中，得到圖7：

從圖7可知，在2011年以前，基礎化工行業的凈資產收益率有其自身的運行規律，與產業集中度的平穩運行相比，前者的波幅較大，但在2012年前后，兩者的相關性得到了加強。

由于所采用的數據中國有經濟所占的比重較大，因此分解后的國有經濟的產業集中度與凈資產收益率的變化情況與上圖類同，見圖8。

在2008年以前，民營經濟的凈資產收益率保持波動，而產業集中度則保持平穩狀態，這個現象在2008年的金融危機顯得更為突出，產業集中度仍處于平穩，而凈資產收益率卻出現了極大的下降，隨后在2010年又迅速拉升。一直到2012年，凈資產收益率開始出現平穩跡象。2014年及以后，產業集中度開始上揚，產業績效也呈同向變化。盡管之后兩者波動幅度有所不同（主要是受2014—2016年國有企業并購重組對行業集中度的數據產生干擾的影響），但相關性得到了加強，這個現象在2016年以后顯得更加顯著。

3.實證結果

將2002年—2018年的數據以2012年為一個節點，分為兩部分，第一部分是2002年到2011年，為化工行業的成長期;第二部分是2012年到2018年，為化工行業的成熟期。

首先是對基礎化工產業的產業績效與產業集中度進行回歸分析，采用公式（1）對2002—2011和2012—2018年的數據進行回歸分析，采用公式（2）對2012—2018年的數據進行回歸分析，回歸結果如表1。

從表1可知，按照公式（1）對2002—2011年數據進行回歸，回歸結果顯示，C01和G（-3）的系數都沒通過P檢驗（按照5%的顯著性要求，下同）;按照公式（1）對2012—2018年數據進行回歸，則回歸結果產業集中度C01通過了P值檢驗，但經濟增長率g（-3）沒有通過P值檢驗。按照公式（2）對2012—2018年數據進行回歸，則回歸結果通過了P值檢驗，但可決系數的值較低，說明模型中還需要添加新的變量。事實上，基礎化工產業自2012年以后，其國有經濟部分受產業政策的影響較大，因此其產業績效在受到產業集中度影響的同時，還受到產業政策因素的干擾。

同樣的，我們得到國有經濟部分的回歸結果，如表2。

從表2可知，基礎化工行業國有經濟部分的回歸結果與基礎化工行業的回歸結果類同。按照公式（1）對2002—2011年數據進行回歸的回歸結果顯示，C01和G（-3）的系數都沒通過P檢驗;按照公式（1）對2012—2018年數據進行回歸的回歸結果產業集中度C01通過了P值檢驗，但經濟增長率g（-3）沒有通過P值檢驗。按照公式（2）對2012—2018年數據進行回歸，則回歸結果通過了P值檢驗，但模型的擬合度相對于基礎化工行業的擬合度更低一些。這是因為這部分產業績效受到產業政策的干擾更為直接，因此兩者的回歸結果中應該至少包括產業政策的影響因素。

我們再來觀察民營經濟部分的產業績效與產業集中度的回歸結果，如表3。

按照公式（1）對2002—2011年數據進行回歸的回歸結果顯示，C01和G（-3）的系數都沒通過P檢驗;按照公式（1）對2012—2018年數據進行回歸的回歸結果產業集中度C01和預期經濟增長率g（-3）通過了P值檢驗。按照公式（2）對2012—2018年數據進行回歸，則回歸結果同樣通過了P值檢驗。但比較2012年—2018年的公式（1）和公式（2）的結果，我們發現加入經濟增長預期以后，可決系數提高了，模型的擬合度更好了。說明，基礎化工行業的民營經濟部分的績效還是受市場參與者的預期影響。

總的來說，基礎化工行業民營經濟部分的產業績效與產業集中度在2012年以前即成長期不存在回歸關系，但2012年以后即成熟期，兩者的回歸結果顯著。同時，當我們在模型中不考慮預期時，產業績效與產業集中度的回歸結果仍然顯著，但模型的擬合度下降了。可見，預期是產業績效的有效控制變量，即市場參與者的預期仍舊是引起民營經濟部分的產業績效變動的重要原因。之所以基礎化工產業國有經濟部分未能發現預期經濟增長率對產業績效的作用，原因很可能是產業政策替代了國有企業的預期，從而使的預期不再成為產業績效的有效控制變量。

三、結論

本文以基礎化工為例，探討了在產業生命周期的框架下，盡管存在產權性質問題的干擾，產業績效與產業集中度存在較強的回歸關系。當在產業處于初創成長期時，產業內的企業傾向于開拓市場，產業績效與產業集中度無關，這個與哈佛的SCP范式相左。當產業處于成熟期時，產業內的企業則更傾向于市場的爭奪，隨著產業集中度的提高，產業績效也會提高。值得一提的是，上述規律其實是適用于資本密集型的行業。因為在資本密集型的行業，產業存在規模經濟效應，產業集中度的提高才會提升產業績效。目前的研究尚無充分證據說明，勞動密集型行業或者技術密集行業會有這樣的效果。

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（沈偉志，中國社會科學院研究生院）