市場化改革、企業過度投資與產能過剩

一、產能過剩研究的創新之處如何解決現有的問題一直是政府官員關注的中心問題，相關行業的試點問責制度已進入實施階段。比如,2006年國務院針對部分行業產能過剩問題發出《關于加快推進產能過剩行業結構調整的通知》,2009年國務院批轉國家發改委、工信部等部委《關于抑制部分行業產能過剩和重復建設引導產業健康發展若干意見》,2010年國務院頒布的《關于進一步加強淘汰落后產能工作的通知》中明確指出了重點行業淘汰落后產能的具體目標任務以及重點工作的詳細分工情況。因此,不難看出,產能過剩已經成為制約我國市場經濟發展的重要問題。國內學術界關于產能過剩問題的研究主要借助于經濟學理論和計量模型分析行業產能過剩的原因并給出相應對策。林毅夫(2007)認為,由于后發優勢的存在,發展中國家的企業很容易對下一個有前景的產業產生共識,投資上出現“潮涌現象”,并伴隨此現象出現產能過剩等問題。在此基礎上,林毅夫等(2010)則進一步提出“潮涌現象”的微觀理論基礎,看似“盲目”的結果其實是對其他企業和總量信息了解不足所導致的理性結果;江飛濤等(2012)則認為,“潮涌”理論的基本假設不成立,并不存在企業對未來有前景行業市場需求所謂的共識,不同預期之間往往分歧巨大。體制扭曲下地方政府不當干預微觀經濟的行為,通過成本外部化效應、投資補貼效應和風險外部化效應扭曲企業的投資行為,是導致企業過度投資、產能過剩和行業重復建設的主要原因(江飛濤、曹建海,2009;江飛濤等,2012);韓國高等(2011)測度了我國制造業的產能利用率并指出,七大產能過剩行業,利用實證分析證明了固定資產投資是產能過剩的直接原因,并指出,經濟增長方式不合理、利益驅動導致的投資潮涌現象、地方政府對微觀經濟主體的不當干預等是導致我國投資過快增長、造成產能過剩的深層次原因。另外,以GDP為考核指標的中國地方官員的晉升錦標賽也是導致我國產能過剩、重復建設的重要原因(周黎安,2004;2007)。本研究的主要創新之處體現在如下方面:(1)試圖彌補以往產能過剩研究中的不足,建立符合我國微觀企業特征的產能過剩實證模型;(2)系統地研究市場化改革和過度投資背景下產能過剩形成的微觀機理,以實現經濟現實分析和理論解釋上的一致性,為解決中國企業的產能過剩問題提供切實可行的指導思路;(3)增進了從微觀企業角度研究產能過剩問題的文獻積累。二、在制度背景下的理論分析中1、行業中的行業產能過剩現象行業性產能過剩的原因是產業經濟學領域一個重要的理論問題。行業性產能過剩與企業產能過剩是兩個不同性質的問題,行業性產能過剩對企業自身的產能利用產生一定的影響,但并不必然導致企業的產能過剩;當一個行業中的大多數企業均呈現為產能過剩的狀態時,行業性產能過剩便在經濟領域中呈現出來。本研究試圖構建微觀企業產能過剩問題的一個理論分析框架,如圖1所示。國內已有研究表明,制度安排、政府干預以及市場競爭等因素對行業性產能過剩產生重要影響,而行業性產能過剩———周期性或投資性產能過剩在一定程度上影響著企業自身的產能利用效率。另外,企業自身的過度投資也可能導致企業自身的產能過剩,尤其當企業的過度投資是行政力量所致更是如此。但制度、市場與政府仍然通過其他傳導機制直接作用于企業產能,這些傳導機制包括市場信息、產品市場競爭、超額雇員等。2、中國企業產能過剩的表現(1)行業性產能過剩。產能過剩往往被作為一個產業概念被加以理解和運用。行業產能過剩可被解釋為某一行業生產能力與實際市場需求之間的脫節,具體表現為該行業的主要產品或者服務在長時期內持續保持供大于求的狀態。行業產能過剩的直接表現是某一行業中的現實企業數量遠遠高于該行業的目標企業個數,導致該行業的產業集中度較低,并且該行業的總體生產能力被過度分散,當該行業的產品和服務市場趨于飽和狀態時,該行業中的企業無法適時地對企業的生產能力做出靈活調整,此時行業性的產能過剩就出現了。由于企業生產能力和投資策略的調整具有一定的時滯,因此,行業性產能過剩一旦形成,該行業中的所有企業的產能釋放均將受到不同程度的負面影響。此時,大規模的企業會及時調整生產和營銷策略來適應行業性的產能過剩,而中小規模的企業往往伴隨著企業的并購和重組。(2)企業過度投資。立足于微觀企業,從體制扭曲與地區競爭角度詳細探討產能過剩形成機理的研究缺乏,更未建立相應的理論分析與實證模型明確闡述其微觀機理。國內外關于公司過度投資行為的研究較多,如資本結構(Jensen,1986;魏明海、柳建華,2007;江偉,2011)、公司治理(Richardson,2006;唐雪松等,2007;辛清泉等,2007;陳運森、謝德仁,2011)、高管個體特征(姜付秀等,2009;杜興強等,2011)、制度環境(唐雪松等,2010;楊興全等,2010)等對企業過度投資行為的影響。由于企業出于自身戰略考慮或者為了形成及維持壟斷市場地位的原因,使得企業出現結構性的過度投資,因此,長遠來看,企業自身的過度投資并不必然導致該企業產能過剩。盡管國內外關于過度投資的研究成果,可為研究我國微觀企業的產能過剩問題提供一些分析思路和啟示,但是,并沒有直接提供可資借鑒的實證檢驗模型。(3)市場信息。企業的資本投資決策深受信息和代理問題的重要影響(Stein,2003)。市場化程度更高的地區,更容易充分發揮市場機制在利用分散信息、協調供需均衡、淘汰落后產能方面的高效率性,更能發揮信息揭示功能對資源配置的作用。市場的有效性在于充分界定和行使產權,因為交易雙方面對信息不完全的市場,通過明晰產權結構及其行使,能夠降低或完全消除不確定性,降低彼此的交易成本,從而提高市場的效率。在我國市場化程度較高的地區,更能發揮市場機制的作用。由于發展中國家的產業升級并非像發達國家那樣是屬于不確定的事件,而是企業和政府都可以有相當準確的信息和判斷(林毅夫,2007)。但在市場化進程更快的地區,政府和企業所獲取的信息質量和判斷的準確性應更高。只要維護一個公平的競爭環境,保證信息對稱,過剩產能就會得到調整,市場和企業承受調整的成本產能過剩不會成為經濟發展的嚴重問題。這一點更可能在市場化水平高的地區得到實現。因此,較高的市場化程度有助于企業更及時、更準確地了解市場供求信息并進行正確的微觀決策。(4)產品市場競爭。中國的各地區之間在歷史、地理和政策等方面的條件差異非常大,在地區間競爭中,東部地區因為有著各方面比較優越的條件而獲得了相對更好的經濟發展績效,而且這種優勢具有自增強的效應,相對發達的地區一旦領先就很難被落后地區追趕(王永欽等,2007)。張晏、龔六堂(2005)對中國財政分權與經濟增長關系的實證研究發現,東部地區和發達地區更能獲得財政分權的積極效應,而在中西部地區,財政分權對經濟增長的影響不顯著或為負,這種財政分權效應的差異也加劇了地區差距。此外,中國沿海地區經濟比內陸地區經濟的民營化程度更高,這是因為他們的交易成本更低(從而促進了地區間競爭),更重要的是,他們的自主權更大;同樣,東北和西南的國有企業民營化程度較低,這是因為這些地區國有企業的高度集中使得競爭程度較低,而且與該地相鄰的地區其民營企業也比較少(張維迎、栗樹和,1998)。地區間競爭的加劇使得不斷提高企業效率成為實現地方政府利益最大化的最重要手段(朱恒鵬,2004)。20世紀80年代初的地方分權政策導致了地區間競爭,由于產品市場上的地區間競爭非常激烈,每一個地區都必須盡可能降低生產成本以保持生存所需的最小市場占有份額(張維迎、栗樹和,1998)。在市場化進程較快和政府干預程度較低的東部地區,地方政府和公司經理更有動機和積極性維持企業產品的市場占有率,正是地方政府和其屬地企業的雙重參與,在一定程度上制約了企業的產能過剩。(5)超額雇員。對政府或其官員而言,干預國有企業的成本低于干預私有企業的成本。國有企業更容易被行政干預,從而追求社會福利最大化以外的目標(Sappington&Stiglitz,1987;Boycko,Shleifer&Vishny,1996)。政府干預國有企業通常表現為冗員、投資政府官員而非消費者受益的項目、傾斜的定價方案導致分配的扭曲等(Shleifer&Vishny,1994)。曾慶生、陳信元(2006)認為,國家控股公司比非國家控股公司雇傭了更多的員工;超額雇員和高工資率共同導致國家控股公司承擔了比非國家控股公司更高的勞動力成本。市場化進程越快的地區,上市公司相對雇員數越少;在減少社會性負擔的方面,市場化進程對國家控股公司的影響顯著大于對非國家控股公司的影響(曾慶生、姜紅玲,2006)。因此,東部沿海地區或制度環境較好的地區,地方國有企業的民營化程度越高,以及政府對企業的直接干預較少,這將促使這些企業的超額雇員水平較低并承擔更低的勞動力成本,較低的雇員人數和勞動力成本都將對抑制企業產能過剩產生積極作用。三、模型、變量設計和樣本選擇1、企業過度投資revrentut(1)關于企業產能利用率以及產能過剩的度量。由于產能利用率、產能過剩等概念一般針對特定行業,根據相應模型通過行業數據估計計算,如韓國高等(2011)關于制造業產能過剩的測度。但針對微觀企業自身的產能利用率以及產能過剩的測度指標較少,本研究選擇固定資產收入比PPErev作為制造行業企業自身的產能利用率指標,該指標越高,表示企業產能利用效率較低、產能過剩程度越大。固定資產收入比PPErev等于年末固定資產凈值除以當年營業收入。采用存貨收入比INVrev作為產能利用率的替代變量進行穩健性測試(限于篇幅,沒有給出)。在上述固定資產收入比PPErev指標的基礎上,計算企業產能過剩啞變量DPPErev。本研究根據制造業10個細分行業,分別采用所在行業固定資產收入比PPErev的75%分位數為臨界點,若上市公司固定資產收入比PPErev大于其所在行業固定資產收入比PPErev的75%分位數,則DPPErev取值為1,否則取值為0。在穩健性檢驗中,采用固定資產收入比PPErev的中位數作為企業產能過剩的替代變量進行測試。(2)關于企業過度投資的度量。參照魏明海和柳建華(2007)、辛清泉等(2007)、唐雪松等(2010)、陳運森、謝德仁(2011)的做法,借鑒Richardson(2006)的模型,估算出企業正常的資本投資水平,用企業實際的資本投資水平與估算的資本投資水平之差(即回歸殘差)代表企業的投資過度(若殘差大于0)和投資不足(若殘差小于0)。在此基礎上,采用估算得到的投資過度啞變量作為解釋變量,以考察企業的過度投資行為對企業產能的影響,若模型(1)的殘差大于0,則表示企業過度投資,Overinvest取值為1;若模型(1)的殘差小于0,則表示企業投資不足,Overinvest取值為0。企業過度投資的估計模型如下:Richardson(2006)將企業的總投資INVtotal分為兩部分:一是維持資產規模的投資支出INVmain;二是新投資支出INVnew,第t年新增投資INVnewt=INVtotalt-INVmaint。其中,INVtotalt為現金流量表中的“購建固定資產、無形資產和其他長期資產所支付的現金”、“購買或處置子公司支付的現金”、“取得子公司及其他營業單位支付的現金凈額”、“投資支付的現金”之和減去“處置固定資產、無形資產和其他長期資產收回的現金凈額”后除以平均總資產;INVmaint為“固定資產折舊、油氣資產折耗、生產性生物資產折舊”、“無形資產攤銷”、“長期待攤費用攤銷”之和除以平均總資產。其中,Growtht-1為第t-1年企業成長性指標,包括托賓Q值Tobinqt-1和營業收入增長率Growrevt-1兩個變量,其中Tobinq=(每股價格*總股本+負債賬面價值)/總資產,正文中報告企業成長性為Tobinq的回歸結果。LEVt-1為第t-1年年末資產負債率,Casht-1為第t-1年貨幣資金與交易金融資產之和與年末總資產的比率,Aget-1為第t-1年公司上市年限,Sizet-1為第t-1年年末總資產的自然對數,Rett-1為t-1年5月到t年四月經市場調整后的、以月度計算的股票年度回報率。GOVcentral、GOVlocal分別為央企樣本組和地方國企樣本組啞變量。ΣIndust與ΣYear是行業和年度的虛擬變量,用以控制行業因素(制造業細分10個行業,9個行業啞變量)和年度因素(3個年度啞變量)的固定影響。模型(2)采用OLS方法進行回歸,模型(3)采用Logit方法進行回歸。其中,PPErev為企業產能利用率指標固定資產收入比,DPPErev為企業產能過剩啞變量。MKT為市場化改革變量,包括:(1)市場化進程INDEXmar,為樊綱等(2010)提供的市場化進程指數,該數值越大,表示市場化進程越快;(2)政府干預INDEXgov,為樊綱等(2010)提供的政府與市場關系指數,該數值越大,表示政府干預程度越小。INexcess為制造行業產能過剩啞變量,用來控制上市公司所在行業產能過剩對企業自身產能的潛在影響,根據韓國高等(2011)以及國務院批轉發展改革委等部門《關于抑制部分行業產能過剩和重復建設引導產業健康發展若干意見的通知》、工信部向社會公布淘汰落后產能目標的行業中多次提到的產能過剩行業,本研究將黑色金屬(C65)、有色金屬(C67)、石化煉焦(C41)、化學原料(C43)、非金屬礦物制品(C61)、化學纖維(C47)和造紙制品(C31)七大行業定義為產能過剩行業,若上市公司所在制造行業包括在上述行業中,則INexcess取值為1,否則取值為0。Overinvest為根據模型(1)計算的企業過度投資啞變量,SHARE1為第一大股東的持股比例,ROA為年末總資產收益率。其他變量SIZE、LEV、Indust、Year的定義同上。2、觀測值與數據來源(1)樣本選擇。本研究以2007~2010年我國A股制造業上市公司為研究對象,為了保證研究結果的可靠性,首先,剔除了ST類、其他缺失數據的樣本觀測值;其次,剔除最終控制人為政府控制與民營控制以外的樣本觀測值;最后,為了控制異常值對回歸結果的不利影響,對所有連續變量1%~99%分位數以外的觀測值進行了Winsorize處理。最終得到2613個樣本觀測值,其中,2007年552個、2008年604個、2009年710個、2010年747個,樣本構成情況如表1所示。本研究將上市公司最終控制人為國有資產管理機構的定義為政府控制,將上市公司最終控制人為自然人的定義為民營控制。(2)數據來源。上市公司的最終控制人、股權結構、交易狀態以及注冊地數據來自CCER;其他所有的財務數據及交易數據來自CSMAR數據庫;市場化進程及政府干預數據來自樊綱等(2010)。四、成功研究的結果1、企業過度投資影響產能過剩的因素(1)描述性統計。主要變量的描述性統計如表2所示。固定資產收入比PPErev的最大值、最小值與標準差分別為2.003、0.041、0.370,這說明,制造業企業產能利用率在樣本公司間的差異性較大。根據PPErev所在行業的75%分位數設定產能過剩啞變量DPPErev,因此,變量DPPErev的75%分位數以上的取值均為1。產能過剩行業啞變量IN-excess的均值與中位數分別為0.310、0。企業過度投資啞變量Overinvest的均值與中位數分別為0.401、0,說明,樣本觀測值中存在“過度投資”現象的樣本觀測值占總觀測值的比例為40.1%,這說明,企業過度投資在一定程度上影響了企業的產能利用率。(2)主要變量的相關系數矩陣。表3提供了主要變量的相關系數矩陣。市場化進程INDEXmar、政府干預INDEXgov與產能利用率PPErev、產能過剩啞變量DPPErev的相關系數均在1%的水平下顯著為負,說明,制造業上市公司的產能利用與所處地區的制度環境存在負相關關系;產能過剩行業啞變量INexcess與產能利用率PPErev均在1%的水平下顯著為正,與產能過剩啞變量DPPErev均在5%的水平下顯著為正,說明,制造業行業性的產能過剩對制造業上市公司的產能過剩產生了一定的負面影響。另外,企業過度投資啞變量Overinvest與產能利用率PPErev、產能過剩啞變量DPPErev的相關系數為正,但不顯著,這在一定程度上說明,制造業上市公司的過度投資并不必然導致其自身的產能過剩。(3)企業過度投資模型的估計結果。表4提供了企業過度投資模型的回歸結果。根據現有的研究(Fazzari等,1988;Bates,2005;辛清泉等,2007;唐雪松等,2010),變量Levt-1、Aget-1與資本投資量呈負向關系,而變量Casht-1、Sizet-1、Rett-1、INVnewt-1將對資本投資量產生正面影響。表4的結果表明,除變量Aget-1外,其他變量的符號基本與以前的研究發現相一致;2007年以來,受我國宏觀經濟環境的影響,部分上市年限較短的制造業上市公司的投資沖動較為顯著。另外,成長性變量Growtht-1為Tobinqt-1時,回歸系數為正,但不顯著;為Growrevt-1時,回歸系數在10%的水平下顯著為正。按照大多數文獻的做法,在正文中報告的是按照Growtht-1為Tobinqt-1時計算的企業過度投資啞變量Overinvest,但穩健性檢驗表明,按照Growtht-1為Growrevt-1時計算的回歸結果對研究結論并不產生影響。2、微觀傳導機制表5提供了市場化改革、過度投資與企業產能利用率之間關系的OLS回歸結果。可以看出,首先,在全樣本、政府控制樣本、民營控制樣本中,市場化進程INDEXmar的回歸系數均在1%的水平下顯著為負;在全樣本、政府控制樣本中,政府干預INDEXgov的回歸系數均在1%的水平下顯著為負,民營控制樣本中政府干預INDEXgov的回歸系數在5%的水平下顯著為負。這在一定程度上說明,市場化改革直接通過市場信息、產品市場競爭、超額雇員等微觀傳導機制對企業的產能利用率產生影響,具體表現為:在市場化進程較快、政府干預較少的地區,其制造業上市公司的產能利用率越高。另外,在全樣本、政府控制樣本、民營控制樣本中,行業產能過剩啞變量INexcess的回歸系數均在1%的水平下顯著為正,這說明,黑色金屬、有色金屬、石化煉焦、化學原料、非金屬礦物制品、化學纖維和造紙制品等行業性產能過剩是導致制造業上市公司產能利用率較低的一個重要因素。其次,在全樣本中,企業過度投資啞變量Overinvest的回歸系數均在5%的水平下顯著為正,但這一回歸結果主要受政府控制樣本組的影響。因為在政府控制樣本下Overinvest的回歸系數均在5%的水平下顯著為正,但民營控制樣本下Overinvest的回歸系數均不顯著。在一定程度上說明,企業的過度投資并不必然對企業的產能利用率產生負面影響,表5的回歸結果表明,政府控制樣本下的制造業企業過度投資對其自身的產能利用率產生了一定的負面影響,但對民營控制樣本公司而言,企業過度投資與產能利用率之間的關系并不存在。基于經營戰略需求的民營企業過度投資,從長遠來看仍然是有效率的投資行為,并沒有對企業的經營效率產生負面影響。這在一定程度上支持了姚洋和章奇(2001)、謝千里等(2001)的研究結論,即民營企業比國有企業具有更高的生產率。3、行業產能過剩情況表6提供了市場化改革、過度投資與企業產能過剩之間關系的Logit回歸結果。可以看出,在全樣本、政府控制樣本,市場化進程INDEXmar的回歸系數均在1%的水平下顯著為負,民營控制樣本中市場化進程INDEXmar的回歸系數在5%的水平下顯著為負;在全樣本、政府控制樣本中,政府干預INDEXgov的回歸系數均在10%的水平下顯著為負,民營控制樣本中的政府干預INDEXgov的回歸系數為負但不顯著;這說明,在市場化進程較快、政府干預較少的地區,其制造業上市公司的產能過剩的可能性較低。在所有分組樣本中,行業產能過剩啞變量INexcess的回歸系數均在1%的水平下顯著為正,這說明,行業性產能過剩是導致制造業上市公司產能過剩的一個重要影響因素。與表5的研究發現類似,在全樣本中,過度投資Overinvest的回歸系數均在5%的水平下顯著為正,但主要受政府控制樣本組的影響,在政府控制樣本下Overinvest的回歸系數均在5%的水平下顯著為正,但民營控制樣本下Overinvest的回歸系數均不顯著。這說明,企業的過度投資并不必然影響企業的產能過剩,民營企業的投資行為更具效率。五、過度投資對企業產能利用率的負面效應表7給出了中央政府與地方政府控制下,市場化改革、過度投資與企業產能利用率之間關系的OLS回歸結果。首先,中央政府控制下市場化進程INDEXmar與政府干預INDEXgov的回歸系數均不顯著,但地方政府控制下市場化進程INDEXmar與政府干預INDEXgov的回歸系數均在1%的水平下顯著為負,這說明,市場化改革對國有企業產能利用率產生的正面效應僅著力于地方國企,由于央企的特殊地位和作用,其自身的產能利用率受地方政府干預和區域性市場化改革的影響較小。其次,中央政府控制下過度投資Overinvest的回歸系數均在1%的水平下顯著為正,但地方政府控制下過度投資Overinvest的回歸系數為正,但不顯著,這說明,央企的過度投資行為對企業產能利用率產生了一定的負面效應,但地方國企中過度投資與企業產能利用率的負向關系并不明顯,這也在一定程度上說明,了國有企業的“放權讓利”改革有助于提升企業的經營效率;再次,行業性產能過剩均對央企和地方國企的產能利用率產生負面影響,具體表現為變量INexcess的回歸系數均在1%的水平下顯著為正。為保證表7中相關研究結論的可靠性,表8中PanelA與PanelB分別考察了過度投資和市場化改革兩個變量在央企和地方國企樣本組中對企業產能影響的差異性,即分別檢驗交乘項GOVcentral×Overinvest的回歸系數是否顯著為正,以及GOVlocal×MKT的回歸系數是否顯著為負。通過表8可以發現,PanelA中交乘項GOVcentral×Overinvest的回歸系數均在5%的水平下顯著為正,這進一步支持了表7中關于過度投資Overinvest的研究結論,即過度投資對企業產能的負面效應在央企和地方國企中呈現出一定的不對稱性,這一負面效應在央企樣本中統計上顯著,但在地方國企樣本中不顯著;PanelB中INDEXmar下交乘項GOVlocal×MKT的回歸系數在5%的水平下顯著為負,INDEXgov下交乘項GOVlocal×MKT的回歸系數為負但不顯著,這基本上支持表7中關于市場化改革MKT的研究結論,即市場化改革對企業產能的正面效應同樣在央企和地方國企中呈現出一定的不對稱性,這一正面效應在地方國企樣本中統計上顯著,但在央企樣本中不顯著。六、關于企業產能過剩行為的敏感性本文以我國A股制造業上市公司為研究對象,考察了市場化改革、行業性產能過剩、企業過度投資等因素對企業產能過剩的影響,本