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陈林丨混合所有制改革中的垄断与竞争问题

经济学界头条2021-01-10 15:06:20

陈林丨暨南大学


原标题:自然垄断与混合所有制改革——基于自然实验与成本函数的分析

内容提要

混合所有制改革是当前理论探讨的热点,但很少有研究能够回答,改革应该如何推进的现实问题。而中共十八届三中全会决议等改革战略已针对城市公用行业等自然垄断领域,提出了具体的改革纲领。那么,自然垄断领域应该如何推进混合所有制改革,或者说,混合所有制改革应优先在哪些公用行业推进?

为此,本文基于威廉•鲍莫尔创立的成本函数分析法,使用1998-2008年全国规模以上城市公用企业数据,剔除产品价格因素的影响,测算出行业层面的自然垄断属性和企业层面的全要素生产率,并基于自然实验的三重差分法,对自然垄断、混合所有制改革与企业生产效率之间的关系进行了实证检验。

结果表明:1)在统计意义上,混合所有制改革不能显著提升自然垄断环节的企业全要素生产率;2)混合所有制改革不应该在全国范围和所有公用行业内“一窝蜂”地推进,这种不区分自然垄断与可竞争程度的改革尝试存在政策不确定性;3)相对于自然垄断环节,混合所有制改革后竞争性环节的生产效率将会得到更显著和更大的提升,体制改革的“政策红利”更大。因此,混合所有制改革应优先在竞争性环节开展。


关键词

混合所有制改革丨自然垄断丨成本函数丨自然实验丨三重差分法



一、引 言

垄断与竞争是经济学的永恒话题,亦是社会主义市场经济发展中不可回避的选择难题。中共十八届三中全会以来,国有企业改革与混合所有制经济发展正在加快,垄断的规模经济与竞争的市场活力之间如何平衡,成为了学术界亟需回应的理论问题。

作为垄断的一种特殊形式,十八届三中全会决议以两百多字的篇幅 ,在两处提出了涉及自然垄断的改革路径。更重要的在于,该决议为混合所有制与垄断性行业的交叉领域改革,进行了一次顶层设计 尝试——自然垄断环节必须保持国有资本控股;只有非自然垄断的“竞争性业务”,才鼓励放松其他资本的准入壁垒;自然垄断业务的主要改革路径则是“政企分开、政资分开、特许经营、政府监管”等规制模式改良,而不包括混合所有制改革。

简而言之,自然垄断领域不应进行混合所有制改革,而需改良现行的政府规制体系。

然而,在接下来的改革措施落实环节,顶层设计的思路荡然无存,体制改革重新回到各自为政的局面。首先,作为传统意义上的城市公用行业监管部门,住建部出台了《关于进一步鼓励和引导民间资本进入市政公用事业领域的实施意见》。该部门规章提出,“要进一步打破垄断”,但却没有区分自然垄断,因而“开放市政公用事业投资、建设和运营市场”是全行业的,并鼓励民间资本参与住建部辖下的所有公用行业的混合所有制改革。新制度既要“进一步打破垄断”,又要“严格按照特许经营制度的要求,规范市场准入”,却始终未能明确,哪些行业及其业务环节因非自然垄断而需放松规制,哪些行业因自然垄断而需实施特许经营。其实,这种混乱来源于国务院2010年出台的行政规范性文件《关于鼓励和引导民间投资健康发展的若干意见》,作为住建部规章的上位政策法规,该政策同样不区分是否自然垄断,“鼓励民间资本积极参与市政公用企事业单位的改组改制”。到了地方政府在编制下位法规时,各种政策混乱的现象就更为明显了。

改革实践混乱的根源或在于,经济学界一直难以彻底解决的“马歇尔矛盾”——是要发挥自然垄断的规模经济效应,抑或引入非国有资本激发市场竞争活力。从1848年自然垄断理论(约翰•穆勒,1991)诞生至今,最大的理论创新无疑是威廉•鲍莫尔使用“成本函数分析法”从数理上证明了自然垄断的存在性(Baumol,1977),进而提出了可竞争市场(Contestable Markets)理论。在一个同质品市场,规模经济将可能导致自然垄断行业的过度进入(竞争),反而损害市场活力与社会福利。

与之不谋而合的是,十八届三中全会决议明文指出,自然垄断、规模经济正是相关体制改革的关键。不难看出,这是一次具有较高的理论高度,能够牵住改革“牛鼻子”的顶层设计。在社会主义市场经济中,是否能客观度量出自然垄断,决定着今后相关体制改革的成效。

在实践中,自然垄断行业究竟是否应该进行混合所有制改革?城市公用行业的混合所有制改革是“一窝蜂”上马,还是应该按自然垄断属性进行分类,优先在竞争性环节推进改革?本文认为,解答上述问题关键在于厘清垄断性行业的成本特征,还需要回到成本函数分析法。这是因为,自然垄断最显著特征是其成本函数的“次可加性(Subadditivity)”,要研究这些领域的产权改革,不可能离开其行业异质性与成本特征。



二、理论与假说


混合所有制改革有两条主要的理论与实践脉络。一是,内部员工持股的混合所有制经济。在马克思的“自由人联合体” 理论基础上,前南斯拉夫为国有企业制定了工人参与生产管理与剩余分配的“工人自治”制度。在1950-1980年间,这种混合式的“社会所有制”经济在前南斯拉夫国民经济中占绝对统治地位(张德修,1983)。内部员工拥有剩余索取权并参与分配,实质上就是早期的针对内部的混合所有制经济。二是,从外部引入其他形式股本的混合所有制经济。在马克思的产权理论中,全民所有制与股份制是兼容的,二者是内容和形式的关系,股份制是国有企业组织形式和资本组织形式,甚至是“过渡点”(吴易风,1995;何秉孟,2004)。东欧各国在20世纪后半段逐渐发展出最早的引入集体经济成分的混合所有制企业(林水源,1985)。时至今日,员工持股和引入外部资本,依旧是混合所有制经济的主流模式,即中共十八届三中全会决议提出的“允许混合所有制经济实行企业员工持股,形成资本所有者和劳动者利益共同体”,“国有资本、集体资本、非公有资本等交叉持股、相互融合的混合所有制经济,是基本经济制度的重要实现形式”,“允许更多国有经济和其他所有制经济发展成为混合所有制经济。”

其实早在1993年,中共中央便首次推出了“混合所有”的改革设想,即中共十四届三中全会提出的“随着产权的流动和重组,财产混合所有的经济单位越来越多,将会形成新的财产所有结构。”多年改革与发展经验表明,混合所有制改革确实能够给国有经济发展带来积极的作用。

然而,在自然垄断领域,混合所有制改革或许存在更多的政策不确定性。这是因为,自然垄断行业的成本函数与别不同。

第一次工业革命后,约翰•穆勒、阿尔弗雷德•马歇尔等经济学者发现,英国的城市照明、给排水等市政管网建设具有资产专用性、沉没成本大与规模经济(后期还有范围经济)等特征,并归纳出“自然垄断”的学术概念——在位企业数量越少,社会生产总成本越低。这种成本函数特殊的行业与竞争性行业完全不同——垄断或寡头的市场结构才会带来最大的社会福利,因为过度竞争或会损害自然垄断行业的社会福利水平。Baumol(1977)、Panzar和Willig(1981)等人从数理模型的角度进行了全面的补充完善。其后,Willner(1994)试图突破De Fraja和Delbono(1989)混合所有制改革理论模型的边际成本递增、规模报酬递减的成本函数假设,加入平均成本可变的二次项成本函数,首次考察了规模经济对混合所有制改革的影响。由于规模经济是自然垄断的基本特征(充分非必要条件),因此,该文可以视为研究自然垄断行业内混合所有制改革的首篇理论探索论文。

沉没成本、网络外部性也是自然垄断行业常常表现出来的特征。Estrin和da Meza(1995)使用前者,Willner(2006a)同时使用二者,作为自然垄断行业的模型假设,研究自然垄断与混合所有制改革的关系。结果发现,除非国有企业改革后出现非常显著的成本下降,又或者沉没成本很低(自然垄断属性弱),否则,自然垄断行业理应保留较高比重的国有资本和政府规制。Willner(2006b)进一步证明了,只要行业是具有规模经济特征的自然垄断行业,即便国有企业与民营企业没有边际成本差异(即民营企业没有效率上的比较优势),相比于纯民营和纯国有的经济结构,混合所有制也能带来更大的社会总福利。

总之,现有的理论研究表明,成本函数的形式影响着混合所有制改革绩效的方方面面。

关于国有企业改革的制度绩效,最主要的评价标准是效率。学界围绕着效率问题展开了经久不衰的讨论。一部分学者认为,国有企业改革可以带来效率方面的提升(杨小凯,1997;张维迎,1999;张五常,2004;许召元和张文魁,2015;吴振宇和张文魁,2015)。另一部分学者认为,国有企业改革并不必然能够带来效率的提升,更无法克服国有经济的政策性负担问题(林毅夫等,1997;林毅夫和刘培林,2001;刘春和孙亮,2013;刘慧龙等,2014)。

双方给出的经验证据同样聚焦于效率问题,较早展开研究的是Shleifer等(1997,1998),他们认为:政府的干预会使国有企业偏离效率目标,因此国有企业经历体制改革后会有更高的效率。后续还有大量的实证研究证明:国有企业改革确实有利于提高企业层面的生产效率(刘小玄,2004;谭劲松和郑国坚,2004;刘小玄和李利英,2005;宋立刚和姚洋,2005;Jefferson和Su,2006;Dong等,2006;胡一帆等,2006;李楠和乔榛,2010;刘瑞明和石磊,2010;余明桂等,2013;李文贵和余明桂,2015;刘晔等,2016)。

另一方面,林毅夫和李志赟(2004)的研究却表明,国有企业经营绩效低下是因为企业承担了政策性负担,从而导致了“软预算约束”问题;要想取得国有企业改革成功,就必须首先剥离他们的政策性负担,然后再解决其效率问题。白重恩等(2006)的实证研究同样表明,由于国企存在政策性负担,改革后会带来一定的社会成本(裁员和减薪可能会带来社会不稳定而影响整个经济的发展),认为首先应从降低政策性负担入手来进行国企改革。近期也出现了部分质疑国有企业改革效率提升效应的实证研究。张晨和张宇(2011)指出改制后的国有企业的效率并没有显著提升,现存的国有与非国有企业也不存在效率差异。刘春和孙亮(2013)发现,政策性负担的增加对国企部分民营化后的经营绩效有显著负面影响,会加剧其业绩滑坡。显然,效率问题一直是混合所有制改革讨论的焦点。

有鉴于此,在混合所有制改革的诸多政策效应中,本文将研究视角聚焦于效率方面的讨论,主要考察改革的效率提升效应。基于以上分析,本文提出有待检验的假说1。

假说1:在城市公用行业的自然垄断环节,混合所有制改革不能显著提升企业生产效率。

在现实中,自然垄断领域的产品往往具有强烈的公共产品性质,其产量、价格、质量均涉及国计民生,是牵一发而动全身的经济领域。在近年国外的体制改革实践中,产权问题似乎已不再是具有公共产品性质的自然垄断行业改革的首要问题。比如,在20世纪70年代以来开始实施自然垄断行业混合所有制改革的英国,其学术界就产生了关于“国家垄断变成了私人垄断”及改革绩效不显著的非议(肖兴志,2001)。之后英国政府对体制改革路径进行了重大调整:“将原有庞大的统一体系分解,实现非自然垄断业务的有效竞争和自然垄断业务的有效规制(肖兴志,2011,第115页)”。对于公用行业的非自然垄断环节、可竞争业务,产权改革依旧是可行的办法。

在自然垄断行业的垄断性与竞争性环节界定方面,国内学界进行了多方面的探讨(戚聿东,2002;林木西和和军,2004;李怀,2004;陈学云和江可申,2008)。正因如此,中共十八届三中全会才会提出“国有资本继续控股经营的自然垄断行业,实行以政企分开、政资分开、特许经营、政府监管为主要内容的改革,根据不同行业特点实行网运分开、放开竞争性业务”,“政府定价范围主要限定在重要公用事业、公益性服务、网络型自然垄断环节”。近期亦有张晨和张宇(2011)的研究发现,国有企业效率在垄断性行业与竞争性行业中的表现截然不同。

不区分自然垄断与非自然垄断环节,很可能是导致城市公用行业混合所有制改革成效不显著,存在政策不确定的主要原因。结合以上分析,在假说1的基础上,本文提出假说2。

假说2:不区分自然垄断与竞争性环节,混合所有制改革就不能显著提升企业生产效率。

因此,如果一个城市公用行业不具有自然垄断属性,那么放松民间资本进入,鼓励员工持股,实施混合所有制改革自然会产生效率提升效应。为此,得到假说3。

假说3:在非自然垄断的竞争性环节,混合所有制改革对市政公用企业的生产效率具有显著的积极效应。

综上所述,在自然垄断的城市公用行业,其改革模式不能简单地落入混合所有制改革的窠臼,而混合所有制改革应优先在非自然垄断的竞争性环节推进。

垄断与国有经济均是中国经济学讨论中的热点问题,本文尝试在威廉•鲍莫尔创立的成本函数分析法(Baumol等,1982)研究框架上,将二者结合起来。



三、研究设计


(一)样本选择

在中国,可能具有自然垄断属性的城市公用行业主要包括供电、供热、燃气供应、供水、污水处理、垃圾处理、市政园林等。鉴于数据可得性,本文选择“4420电力供应”、“4430热力生产和供应”、“4500燃气生产和供应业”、“4610自来水的生产和供应”、“4620污水处理”等5个四位数代码产业为研究对象,数据来源为“中国工业企业数据库”的1998-2008年间全国规模以上企业数据。

本文根据控股情况来确定企业产权性质。不考虑法人资本的影响,本文将国有资本、集体资本、个人资本、港澳台资本、外商资本其中一项在“实收资本合计”中占比超过50%,或国有资本、个人资本、港澳台资本、外商资本其中一项为“实收资本合计”中的最大资本时,同时“国有控股情况”登记为“国有绝对(相对)控股”、“私人控股”或“港澳台商控股”或“外商控股”的样本,界定为国有企业、集体企业、民营企业、港澳台企业、外资企业。当国有、集体资本控股的企业增加了非国有资本,并实现非国有资本控股,则定义该样本为实施了混合所有制改革的企业。

(二)实验时间不唯一的自然实验及“观测期”法双(三)重差分计量模型

改革是一个动词,是一个动态的过程。如何量化产权改革的动态过程,是国有企业改革研究中不可回避的问题。为此,白重恩等(2006)使用“中国工业企业数据库”的企业层面数据,在其计量模型首次引入了“是否已经改革”的时间差分变量,尝试刻画改制前后企业绩效的动态变化。李楠和乔榛(2010)、余明桂等(2013)、陈林和唐杨柳(2014)、余明桂等(2016)、盛丹和刘灿雷(2016)进一步将“是否参与改革”的分组差分变量与时间差分变量相结合,进行了基于自然实验(Natural Experiment)的双重差分(Difference in Differences)法研究。

但双重差分法并不完全适用于本文的研究主题,因为该框架无法考察自然垄断与国有企业改革绩效的交互作用。为检验假说1和假说3,本文将进一步使用三重差分(Difference in Difference in Differences)法进行研究。三重差分法在国外应用很广(Gruber,1994;Meyer,1995;Yelowitz,995;Huttunen等,2013;Garthwaite等,2014;Chen,2017),国内亦有邓柏峻等(2014)、付明卫等(2015)、汪德华(2016)等研究。

一般的三重差分研究均是,构建在“实验时间唯一(政策同时冲击)”的自然实验框架之上。比如,Garthwaite等(2014)的政策冲击是发生在2005年的美国公共医疗保险改革,Huttunen等(2013)的政策冲击是2006年元旦实施的欧盟工薪税补贴改革,Yelowitz(1995)的政策冲击是发生在1991年的美国妇女医疗保险扩张计划,Gruber(1994)的政策冲击是发生在1978年的美国联邦政府劳动保险制度改革。上述研究的共同点在于:实验对象遭受的是全美、全欧盟统一的政策冲击。国内相关研究也大部分构建在实验时间唯一的自然实验之上(陈林和伍海军,2015)。

然而,混合所有制改革在各地推进的时间不一致,不同企业实施混合所有制改革的时间也不一样。为此,本文参照余明桂等(2013)的“观测期”法,将实验时间不一致的实验组样本,组织成为实验时间近似一致的自然实验样本。

首先,将整个时间跨度大致平均分为三个区间,以2002-2005年(四年)为本次公共政策实验的观测期,1998-2001年(三年)则是混合所有制改革前的阶段,2006-2008年(三年)则是混合所有制改革后的阶段,以此检验实验组与对照组的组间及混合所有制改革前后的绩效差异。

为检验假说2,本文将自然垄断与非自然垄断样本混同一起回归,考察混合所有制改革成效是否受到影响,设计双重差分计量模型:

Yit为被解释变量,Reform1it为样本是否参与混合所有制改革的分组变量,时间差分变量Time1it是代表混合所有制改革前后时间段的虚拟变量,γi为不可观测的个体固定效应,γt为年份固定效应(年份虚拟变量),γind为行业固定效应(行业虚拟变量),控制不同行业之间的不可观测因素,εit为随机扰动项。考虑到个体与时间固定效应的影响,本文参照Chen(2017)、孙浦阳等(2017)、石晓军和王骜然(2017)、石光和岳阳(2016)、付明卫等(2015)、Garthwaite等(2014)、简泽(2013)、Lu等(2013)为式(5)加入γit,并参考汪德华(2016)加入行业固定效应γind

若企业在2002-2005年实施混合所有制改革,则将其界定为实验组,分组虚拟变量Reform1it取值1;1998-2008年没有发生混合所有制改革的样本定义为对照组,Reform1it=0。时间差分变量Time1it2002年前取值为0,2005年后取值为1。DD1it=Reform1it×Time1it为双重差分估计量,如果混合所有制改革能够提升企业生产效率,其回归系数应显著为正。分组与时间差分变量具体取值如下:

三重差分计量模型设为:

Unnatureit为自然垄断分组变量,当样本所属城市公用行业为自然垄断时取值为0,反之则取值为1,该变量反映了企业所属行业的自然垄断与可竞争程度,具体估算见下文。三重差分估计量DDD1it=Reform1it×Time1it×Unnatureit,是实验处理(政策实施)对实验因变项(被解释变量)的影响是否显著的判别依据。其回归系数α1正是研究者最关心的实验变项(三重差分估计量)对实验组样本的因变项(被解释变量)的实验效果,即自然垄断与混合所有制改革的综合政策效应。若回归结果的α1≠0并显著,则表明只要样本处于非自然垄断状态,混合所有制改革对被解释变量的影响将是显著的。

以上即是一次实验时间不唯一的自然实验设计,本文将这种基于“观测期”法的双(三)重差分计量模型记为DID(1)(DDD(1))。本文假设政府是实验操作者,实验的起始和结束时间为1998年和2008年(即数据样本的时间跨度)。政府进行实验的目的是,考察实验变项(混合所有制改革)能否影响实验因变项(全要素生产效率)。

本次自然实验可以与医学实验进行类比,实验者要对一种抗器官移植排斥的新药进行实验,首先将实验小白鼠随机分为四组:1)器官移植并吃药;2)器官移植但不吃药;3)吃药但不实施器官移植;4)不吃药亦不实施器官移植。其中α5显著为正表明,接受手术并服药的患者在整个实验期间的健康程度显著高于另外三组;α6显著为正表明,两组服药的患者在实验后的健康程度显著高于没服药的两组;α7显著为正表明,两组实施手术的患者在实验后的健康程度显著高于没手术的两组。对于一个常规手术,α7基本显著为正,但对于一个高风险的器官移植手术,是否服用抗排斥类药物可能成为手术成功的关键,从而引起α7不显著,甚至为负值。如果抗排斥药物存在一定毒性,没进行手术而服药的患者可能因而影响了健康,那么α6就不显著,甚至为负值。实验预期目标就是,实验后第1组的“生活质量指数”得到提高并显著高于第2-4组,即α1234567较为显著且加总值为正。至于本文,混合所有制改革就是器官移植手术,非自然垄断就是抗排斥新药,实验的目标是证明:手术(混合所有制改革)的成功离不开药物(非自然垄断)的辅助。

在统计意义上,当混合所有制改革的时间不一致,可能无法保证自然实验的E[εit丨dt ]=0。因此,在实验时间不唯一的自然实验,一般会使用受到公共政策冲击时间相对一致的实验组与对照组进行比对。为此,本文基于“观测期”法的双(三)重差分计量模型剔除了,混合所有制改革时间过长(1998-2001年间改革)和改革时间过短(2006-2008年间改革)的企业样本,从而构建出一次实验时间近似一致(改革发生在2002-2005年间)的自然实验,进而考察实验变项(混合所有制改革、自然垄断)能否影响实验因变项(企业生产效率)。所谓的“观测期”法即是将改革时间过长或过短的企业样本,剔除出实验组。混合所有制改革时间过长(1998-2001年间改革),可能会使改革的绩效提升效应受到削弱;而时间过短(2006-2008年间改革),则可能导致改革绩效还没开始显现。

(三)面板数据双(三)重差分计量模型

为保证结果的稳健性,本文还采用面板数据双(三)重差分计量模型进行稳健性检验。混合所有制改革是循序渐进的,各城市公用行业每年都有不同数量的企业实施混合所有制改革。有鉴于此,本文参考Lu等(2013)、余明桂等(2013)、Lu和Yu(2015)、盛丹和刘灿雷(2016)、的办法,使用可以考察企业改革不同期的面板数据双重差分计量模型:

DD2it=Reform2it×Time2it为双重差分估计量,并考察了个体、时间及行业固定效应。式(5)的实验组为1999-2008年(1998为初始年份)间实施过混合所有制改革的全部样本,其分组虚拟变量Reform2it取值1;此期间没有发生混合所有制改革的样本定义为对照组,Reform2it=0。当实验组样本i在t0年实施了混合所有制改革,那么Time2i,t≥t0=1,Time2i,t<t0=0,其余样本Time2it设为0,可得:

三重差分估计量DDD2it=Reform2it×Time2it×Unnatureit,其回归系数预期显著为正。上述双(三)重差分模型记为DID(2)(DDD(2))。

相比于“观测期”法DID(1)、DDD(1),面板数据双(三)重差分模型DID(2)、DDD(2)存在一定的异方差问题、序列自相关问题。置入γitind可在一定程度上控制上述问题,降低伪回归的风险。γitind分别代表了三个差分变量Reform2it,Time2it,Unnatureit。由于多重共线性问题,固定效应与差分变量(Reform2it,Time2it,Unnatureit)一般不会同时进入回归方程。

γitind的两两交互效应,则与DDD(1)的Reform1it×Unnatureit、Unnatureit×Time1it、Reform1it×Time1it一一对应,如式(4)般同时置入回归方程。

不能忽略固定效应的两两联合作用,是因为:DDD(1)中两两差分变量交乘项的回归系数α567含有具体的实验意义。

主流的三重差分研究均考虑双重差分变量或两两联合固定效应,其中尤以前者更为常见。国内汪德华(2016)尝试控制两两联合固定效应,并剔除了实验分组(时间)差分变量。除了个体、时间固定效应,该文还加入了省份、行业等固定效应。范子英和彭飞(2017)构建的自然实验也是“实验时间不唯一”。该文也剔除了实验分组变量,将其替换为行业固定效应,并增加个体固定效应,从而在一定程度上避免了多重共线性的问题。Garthwaite等(2014)仅保留了第三个差分变量而剔除了实验分组、时间差分变量,增加了个体、时间固定效应,但仅控制两两联合的固定效应。以本文变量名为例,Garthwaite等(2014)的双重差分模型自变量为DDD2it,Unnatureit×γt,Unnatureit×γit×γi,其γi是省份(州)虚拟变量。考虑到本文为企业面板数据模型,包含γi的交乘项不具备很强的经济学意义,也较难处理其矩阵运算,将其替换为行业固定效应γind

综上所述,本文构建一个控制了两两联合固定效应的面板数据三重差分计量模型,记为DDD(3):

(四)核心变量处理

1. 测度自然垄断

详见原文。

2. 测度企业生产效率

详见原文。



四、实证检验


(一)基础回归

成本函数回归显示5个城市公用行业的βK均大于βL,表明其生产成本对劳动价格波动的敏感度不强,资本价格上涨对企业成本的影响较大。这表明,市政管道网络的建设需要投入大量的沉没成本,存在显著的范围经济效应。因此,5个城市公用行业都属于典型的资本密集型产业。

从Unnatureit的时间趋势看,自然垄断的城市公用行业数量呈现下降趋势,从1998年的569个减少到2008年的462个。这与学界主流观点一致——随着市场经济体制的完善,自然垄断的生产环节会越来越少,市场的可竞争程度逐步提高(戚聿东,2002;于良春和于华阳,2004)。从行业分布来看,供电行业的自然垄断比例最高为100%,污水处理行业的比例最低为13%,供水行业的比例次低为27%,供热、供气行业的自然垄断比例居中分别为60%和51%,后四个产业的自然垄断样本比例呈显著的随时间下降趋势。

本文以企业样本是否处于自然垄断行业为标准,以式(11)获得企业层面的自然垄断分组变量Unnatureit。结果显示,Unnatureit=0的自然垄断样本与城市行业层面的分布比例类似,供电、供热、供气、供水、污水处理的自然垄断程度渐次下降。

1998-2008年间10425个城市公用行业中,有6003个为自然垄断,但其中主要分布在供电行业。以供热、供气、供水及污水处理为代表的城市公用行业的自然垄断属性不明显,这些行业为非自然垄断的城市较多,但自然垄断的城市亦存在。

不同城市、不同行业之间的市政公用服务存在截然不同的自然垄断属性,其行业管理必须因地制宜和因行业制宜。倘若无视具体公用行业的自然垄断属性,其规制与管理的效率势必受到损害,相关经济体制改革也只会事倍功半。

与此同时,城市公用行业的企业全要素生产率增长率大致经历了一个先降后升的历程,与杨汝岱(2015)的制造业测算结果基本相符。总的看来,以规模报酬可变的成本函数估算出来TF ̂Pit和以规模报酬不变的成本函数估算出来的TFPit增长率,具有一致的时间趋势。

(二)双重差分回归结果

根据式(1)和式(5)的双重差分计量模型,表3给出了混合所有制改革与全要素生产率相关关系的检验结果。表3的第3行显示,双重差分估计量的回归结果不稳健。以2002-2005年为观测期的模型DID(1)回归结果显示,混合所有制改革对实验组样本产生了一定正向作用,但这种效应并不显著(如第2-3列)。在全样本参与的模型DID(2)中,混合所有制改革的政策效应亦不稳健,且可能为负。

混合所有制改革与全要素生产率之间的“因果关系”在统计意义上不显著。因此,经历混合所有制改革的企业并不一定能提升自身的生产效率,该结果与假说2一致——不区分自然垄断与竞争性环节,混合所有制改革就不能显著提升企业生产效率。从现实意义上来说,不考虑自然垄断属性的“一窝蜂”式上马的城市公用行业混合所有制改革,其制度绩效是不确定的,起码对社会的生产效率不一定是好事。

因此,假说2得证。导致假说2在现实中成立的根本原因是,自然垄断分组变量Unnatureit对整个回归产生了关键影响,也只有分离出行业的自然垄断属性、可竞争程度,本文才能较准确地获得城市公用行业混合所有制改革的政策效应。

(三)三重差分回归结果

表4的三重差分回归结果显示,三重差分回归提升了部分解释变量的显著性水平,回归拟合优度也有一定程度的提升。本次研究最关心的是三重差分估计量DDDit。DDDit=1即为非自然垄断的参加混合所有制改革的城市公用企业,其回归系数α1则是,非自然垄断的城市公用行业中进行混合所有制改革的政策效应。

自然垄断对企业全要素生产率产生了显著的影响。首先,在DDD(1)模型中,一旦不考虑自然垄断属性,相对于没有参与混合所有制改革的城市公用企业,实验组样本获得的生产效率提升总效应是α127,即改革会使实验组样本获得额外的约-0.01个单位全要素生产率增长率和约0.24个单位全要素生产率的增长。其次,Unnatureit回归系数α4显著为正。即一个城市公用行业为非自然垄断的竞争性行业,会显著提升企业的生产效率。再次,随着市场经济体制的完善,自然垄断造成的效率损失逐步下降,因为Unnatureit×Time1it的回归系数α6显著为负。根据α46可知,1998-2001年间自然垄断会造成企业出现约0.07个单位的全要素生产率增长率损失和约0.27个单位的全要素生产率损失;2006-2008年间,这种损失分别下降到约0.05和0.15个单位。

综上所述,结合双重差分估计量相对不显著、不稳健的结果,本文认为假说1得证——在城市公用行业的自然垄断环节,混合所有制改革不能显著提升企业生产效率。

与假说3一致,表4显示α1均为正值且基本显著。这表明,中国1999-2008年间的早期混合所有制改革,对非自然垄断的竞争性城市公用行业产生了显著的积极效应——提高了公用企业市政服务的全要素生产率。

Unnatureit对全要素生产率的总效应是α1456。自然垄断会造成2006-2008年间实验组样本出现额外的约0.12个单位全要素生产率增长率和约0.21个单位全要素生产率的损失。在非自然垄断的竞争性环节,混合所有制改革对市政公用企业的生产效率,具有显著的积极效应。

结合模型DDD(2)得出的α1同样显著为正,因此,假说3得证。

相对于自然垄断行业,混合所有制改革在竞争性行业中,对全要素生产率及其增长率的提升效应更大(α1456>0)。在自然垄断行业,混合所有制改革带来的是约-0.07个单位全要素生产率增长率和约0.04个单位全要素生产率的增长(α237);在竞争性行业,混合所有制改革带来的是约0.05个单位全要素生产率增长率和约0.25个单位全要素生产率的增长(α1234567)。

因此,混合所有制改革对企业生产效率的积极作用主要发生在竞争性市场结构下,而非自然垄断环节。也就是说,如果在竞争性行业实施混合所有制改革,城市公用企业的生产效率将会得到更大的提升,体制改革的“政策红利”更大。

面板数据三重差分模型的回归结果见表5。无论是否控制两两联合固定效应,DDD2it的回归系数均为正,即混合所有制改革对竞争性行业具有生产效率提升的作用。但相对于全要素生产率lnTFPit的提升效应来说,其增长率



五、稳健性检验


(一)进一步的因果识别与倾向指数匹配法

详见原文。

(二)更换观测期

详见原文。

(三)考察其他维度的改革绩效

衡量政策收益的维度应是多样的,因为同一种政策也可能存在不同维度的“政策红利”。为此,本文选取不同的经营绩效指标作为混合所有制改革成效的评价标准。借鉴盛丹和刘灿雷(2016)对国有企业经营绩效的界定,本文选取销售利润率(利润合计除以主营业务收入)、管理费占比(管理费除以主营业务收入)、劳动生产率(实物产量除以在职员工数)、资本生产率(实物产量除以总资本存量)等企业经营绩效作为被解释变量,以考察混合所有制改革对企业业绩提升作用。

根据表8,DDD(2)模型的三重差分估计量通过显著性检验,且均与以往的研究(盛丹和刘灿雷,2016)及预期相符。这表明,在自然垄断的影响下,混合所有制改革对企业经营绩效的改善作用在不同城市公用行业存在显著差异。相对于自然垄断行业,混合所有制改革在竞争性市场结构中,对企业利润率、管理费占比、劳动生产率、资本生产率等的改善作用更大。由此可知,混合所有制改革对企业经营绩效的促进作用主要发生在竞争性市场结构下,而非自然垄断环节。

但除了管理费占比外,以销售利润率、劳动生产率、资本生产率为被解释变量的DDD(1)模型表现不稳健。这表明,改革可能不是直接提升企业的劳动生产率、资本生产率、销售利润率等财务指标,而是通过减少冗余管理费用与改善公司治理结构的渠道,使改革者获得间接的生产效率提升。表8第3列的α27>0表明,混合所有制改革反而会提升自然垄断行业样本的管理费占比。由此推断,在可竞争程度弱的自然垄断行业,混合所有制改革并不会带来公司治理结构的改善。



六、政策启示


“摸着石头过河”是关于改革开放以来中国制度变迁经验的精炼概括。从建国初期的国有化与计划经济体制建立,到改革开放初期的承包制与市场经济体制建立,中国的制度变迁一直处于一种不连续的状态。以制度变迁理论的视角看,这种不连续的制度变迁相较于渐进的制度变迁,其经济绩效的不确定性更为显著。因此,制度突变带来的绩效变化往往让人意想不到,这似乎也成了中国经济三十多年来高速增长的成功经验——摸着石头却走出了不寻常的路。但旧制度日积月累,制度系统的体量越来越大,每一次不成体系的单项制度变迁所能带来的边际收益,自然越来越小。

2013年底出台的中共中央《关于全面深化改革若干重大问题的决定》尝试作出一次根本性的改变,为城市公用行业设计了一套成体系的新制度:国有资本在自然垄断环节必须保持控股,其混合所有制改革应是谨慎的,混合所有制改革的优先对象是非自然垄断的竞争性环节。不过,自20世纪80年代混合所有制改革被提出,学术争鸣长期聚焦于“要不要改”的必要性讨论,但对“怎样改革”等实际问题的解答是有所欠缺的。本文试图跳出“为产权改革而谈产权改革”的桎梏,去解答这个当前体制改革面临的重大理论与现实问题——自然垄断领域如何进行混合所有制改革。

另一方面,垄断与竞争一直是经济学的经典议题,而自然垄断作为垄断的一种特殊形式,混合所有制改革应该是可以很好地纳入自然垄断理论框架之中,本文正是进行了这样的一次尝试。

主要结论如下:1)在城市公用行业的自然垄断环节,混合所有制改革不能显著提升企业生产效率;2)不区分自然垄断与竞争性环节,传统的双重差分计量模型便无法检验出混合所有制改革的显著成效,因此“一窝蜂”式推进混合所有制改革,可能存在政策不确定性;3)在非自然垄断的竞争性环节,混合所有制改革对市政公用企业的生产效率具有显著的积极效应。相对于自然垄断环节,混合所有制改革后竞争性环节的生产效率将会得到更显著和更大的提升,体制改革的“政策红利”更大。因此,城市公用行业的混合所有制改革应优先在非自然垄断的竞争性环节推进。

判定具体城市具体公用行业的自然垄断属性,是其混合所有制改革中的关键环节。这项工作又需要从成本数据出发,因此成本数据的准确性、公开性至关重要。为此,本文建议:城市公用企业的成本数据必须强制性地对政府行业管理部门公开,并可结合近期的立法工作予以推进。2015年颁布的部门规章《基础设施和公用事业特许经营管理办法》就提出了“经过审计的上年度财务报表等有关信息按规定向社会公开”。这样的立法思路接近于,香港政府多年来与燃气供应企业签订的价格规制协议(“资料及咨询协议”)中的强制性信息披露条款,属于较先进的政府规制条例。本文认为,正在立法的国务院行政法规《市政公用事业特许经营条例》应进一步强调成本数据的公开。

鉴于自然垄断行业的特殊性,还有部分学者认为其应该采取综合性的体制改革——采取价格、利润等经济性规制,以及技术、环境等方面的社会性规制(植草益,1992,第22页)。Laffont(2005)则直接指出,像中国这样的转轨国家,与发达国家存在巨大的制度性差异,因此,不加鉴别地直接套用为发达国家设计的制度体系,这必然导致公用行业改革失败,并造成巨大的社会福利损失。国内学者也有类似观点——中国城市公用行业的体制改革应该是一个系统工程,要考虑在国情特色制度约束下,设计综合性改革措施(戚聿东和柳学信,2008)。

总之,在涉及重大公众利益与国计民生的公用行业,混合所有制改革不能“一刀切”、“一窝蜂”地上马,相关体制改革应该坚持中共十八届三中全会提出的“顶层设计”思路。同理,混合所有制改革在其他行业的推进,也应该是“点面结合”有所侧重。



作者简介

陈 林丨暨南大学教授、博士生导师,竞争法与产业发展研究中心副主任,中国社会科学院经济研究所博士后,研究方向:国有企业与反垄断。


End

论文来源:《经济研究》2018年第01期,标题《自然垄断与混合所有制改革——基于自然实验与成本函数的分析》

受篇幅限制,改写过程中对正文内容进行了较多的删减,同时未列明参考文献,具体细节请参考原文。

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