技術(shù)進(jìn)步_技術(shù)效率與制造業(yè)全要素能源效率_基于Malmquist指數(shù)的實(shí)證研究_圖文

1、 效率為 1.1482， 平均增長(zhǎng)率為 14.82% ， 遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于輕 工業(yè)行業(yè) （圖 1 ） ， 主要原因得益于技術(shù)進(jìn)步、 純技術(shù) 效率和規(guī)模效率共同作用， 其增長(zhǎng)率分別為 7.26%、 4.25%、 2.69%。 總體來(lái)看，勞動(dòng)密集型的輕工業(yè)行業(yè)或重化工 業(yè)行業(yè)全要素能源效率較低。勞動(dòng)密集型行業(yè)主要 以傳統(tǒng)加工業(yè)為主， 產(chǎn)業(yè)附加值低， 知識(shí)和技術(shù)的擴(kuò) 散又十分有限，其粗放的增長(zhǎng)方式已經(jīng)成為不爭(zhēng)的 事實(shí)； 其次， 制造業(yè)行業(yè)整體全要素能源效率增幅平 ） ， 說(shuō)明提高制造業(yè)全要素能源效率， 實(shí)現(xiàn)行 穩(wěn) （圖 1 業(yè)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變確實(shí)存在不小的難度。 圖 1 輕、 重工業(yè)和制造業(yè) TFP 趨勢(shì)圖 四

2、、 全要素能源效率變動(dòng)的計(jì)量分析 由以上分析可知，制造業(yè)行業(yè)能源效率差異顯 著， 影響行業(yè)能源效率變動(dòng)的因素是什么？ 根據(jù)轉(zhuǎn)型 期中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)的特點(diǎn)，本文主要選取四個(gè)變量進(jìn) 行分析。 1.技術(shù)進(jìn)步 （1 ） 。技術(shù)進(jìn)步按照來(lái)源分為自主 研發(fā)和引進(jìn)外來(lái)技術(shù)。根據(jù)改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)利用 外資的現(xiàn)實(shí)， 選取企業(yè) R&D 經(jīng)費(fèi)支出和外資企業(yè)產(chǎn) 值占行業(yè)生產(chǎn)總值比重表示技術(shù)進(jìn)步。 2.產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu) （2 ） 。根據(jù)目前我國(guó)國(guó)有企業(yè)產(chǎn)權(quán) 改革的實(shí)際，用行業(yè)總產(chǎn)值中國(guó)有及國(guó)有控股企業(yè) 所占比重表示產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)。 3.企業(yè)規(guī)模 （3 ） 。因?yàn)槟茉醋鳛橥度胍兀?和資 本、 勞動(dòng)力投入一樣， 也發(fā)揮規(guī)模效益的作

3、用， 故以 制造業(yè)各行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值與企業(yè)單位數(shù)之比衡量企 業(yè)規(guī)模對(duì)能源效率的影響。 4.行業(yè)集中度 （4 ） 。行業(yè)集中度一般用 Herfindal 指數(shù)表示， 但由于缺乏計(jì)算該指數(shù)的數(shù)據(jù)， 這里借 鑒相關(guān)研究， 作為次優(yōu)選擇， 以企業(yè)增加值所占比 重表示。 各指標(biāo)均換算為以 1995 年為基期的數(shù)據(jù)。 回歸估計(jì)時(shí)以制造業(yè)各行業(yè)全要素能源效率為 被解釋變量， 以上述四個(gè)因素為解釋變量。 因?yàn)槿?素能源效率最小值為 0， 數(shù)據(jù)被截?cái)啵?若采用普通計(jì) 量模型回歸， 就會(huì)產(chǎn)生有偏和不一致， 故使用限值回 歸模型Tobit 模型進(jìn)行回歸。 建立 Tobit 模型如下： Yi =Xi +i i=1，

4、2， ， n ） 可寫(xiě)為： 會(huì)有截?cái)鄶?shù)據(jù)存在， 則式 （5 Yi= 力資源優(yōu)勢(shì)， 這些行業(yè)大多以勞動(dòng)密集型為主， 通過(guò) FDI 的技術(shù)傳播與溢出效應(yīng)，在一定程度上提高了 行業(yè)技術(shù)水平， 也直接或間接提高了能源利用水平。 產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu) （2 ） 和提高輕 、 重工業(yè)能源效率水平 均存在正相關(guān)關(guān)系，國(guó)有及國(guó)有控股企業(yè)產(chǎn)值所占 比重提高一個(gè)百分點(diǎn)， 分別使輕、 重工業(yè)能源利用效 率水平提高 0.026、 0.045 個(gè)百分點(diǎn)。相對(duì)而言， 產(chǎn)權(quán) 結(jié)構(gòu)對(duì)提高重工業(yè)能源利用效率的影響力度大于輕 工業(yè)。 其作用機(jī)制在于， 產(chǎn)權(quán)制度改革明確了企業(yè)的 責(zé)、 權(quán)、 利關(guān)系， 在宏觀層面上多渠道的改變了國(guó)有 經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)業(yè)

5、結(jié)構(gòu)，在微觀層面上則激勵(lì)企業(yè)從自身 利益角度出發(fā)采取成本節(jié)約措施并進(jìn)行創(chuàng)新，有利 于企業(yè)更加合理有效的提高能源利用效率水平。事 資金 實(shí)上， 很多規(guī)模較小的非國(guó)有企業(yè)， 由于資本 、 匱乏，技術(shù)設(shè)備以及技術(shù)改造的步伐明顯落后于大 中型國(guó)有企業(yè)，其能源利用效率也明顯低于國(guó)有企 ）26的分析結(jié)果基本一致。 業(yè)， 這一點(diǎn)和董利 （2008 企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大 （3 ） 對(duì)提高輕 、 重工業(yè)能源效率 水平影響方向相同，對(duì)輕工業(yè)影響系數(shù)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)不 顯著，表明輕工業(yè)行業(yè)在一定程度上存在能源使用 的規(guī)模不經(jīng)濟(jì)問(wèn)題；對(duì)重工業(yè)行業(yè)的影響系數(shù)為 0.015， 系數(shù)檢驗(yàn)顯著。和資本、 勞動(dòng)投入一樣， 能源 投入也同樣存在

6、規(guī)模效益， 隨著企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大， 能源 消耗會(huì)同向增加， 更有助于發(fā)揮設(shè)備潛能， 促使能源 更加集約化的使用， 能源效率也會(huì)相應(yīng)提高。 行業(yè)集中度 （4 ） 對(duì)輕 、 重工業(yè)能源效率存在負(fù) 向影響， 回歸系數(shù)分別為0.048、 0.072， 但系數(shù)檢驗(yàn) 都不顯著。 行業(yè)集中度的提高， 一方面增強(qiáng)了企業(yè)的 競(jìng)爭(zhēng)力度， 有可能會(huì)削弱企業(yè)的利潤(rùn)基礎(chǔ)， 不利于企 業(yè)進(jìn)行技術(shù)改進(jìn)；另一方面，伴隨行業(yè)集中度的提 高， 壟斷程度也會(huì)增強(qiáng)， 一些壟斷企業(yè)憑借壟斷地位 占有廉價(jià)資源和高額利潤(rùn)，減少了企業(yè)技術(shù)改造的 動(dòng)力， 進(jìn)而導(dǎo)致能源使用的無(wú)效。 五、 結(jié)論與啟示 本 文 運(yùn) 用 非 參 數(shù) 數(shù) 據(jù) 包 絡(luò) 分

7、析 的 DEA Malmquist 指 數(shù) 方 法 ， 對(duì) 中 國(guó) 制 造 業(yè) 28 個(gè) 行 業(yè) 20032007 年全要素能源效率進(jìn)行了測(cè)算，并進(jìn)一 步考察了影響全要素能源效率的因素，得到的結(jié)論 可以概括為三條。 第一， 總體來(lái)看， 中國(guó)制造業(yè)全要素能源效率呈 從行業(yè)細(xì)分 現(xiàn)穩(wěn)步增長(zhǎng)趨勢(shì)， 平均增長(zhǎng)率為 10.97%。 看， 全要素能源效率最高的五個(gè)行業(yè)的全要素能源效 率增長(zhǎng)率在 15%25%之間，全要素能源效率最低的 五個(gè)行業(yè)的全要素能源效率增長(zhǎng)率在 2%6%之間， 行業(yè)之間差異顯著。從輕、 重工業(yè)全要素能源效率變 動(dòng)看， 在考察年份， 輕工業(yè)行業(yè)全要素能源效率平均 ·59

8、83; * （5 ） 當(dāng)給出解釋變量一個(gè)數(shù)量指標(biāo)界限值 C 時(shí)， 就 當(dāng) Y i C Yi ， 當(dāng) Yi C C， * * * （6 ） 假設(shè)模型誤差項(xiàng)服從 N （0， 2 ） 分布， Tobit 模型 可表示為： Yi=Xi +i， 當(dāng) Xi +i0 ） （7 其它 =0， iN （0， 2 ） 對(duì)式 （7 ） 采用極大似然法估計(jì)參數(shù) 、 2， 估計(jì) 結(jié)果如表 2 所示。 表2 參數(shù) Tobit 模型回歸結(jié)果 輕工業(yè) Wald 方程系 卡方 2 數(shù) 2 1.364 0 22.017 （0.002 ） 0.483 R&D 23.073 （0.002 ） 1 0.038 FDI 17.6

9、19 （0.014 ） 0.026 2 18.002 （0.004 ） 0.074 3 7.835 （0.125 ） -0.048 4 8.305 （0.116 ） 對(duì)數(shù)似然函數(shù) L= 87.242 對(duì)數(shù)似然函數(shù) L = 正態(tài)分布參數(shù) = 59.810 0.038 重工業(yè) 方程系 Wald 數(shù) 2 卡方 2 2.057 34.706 （0.000 ） 0.663 25.345 （0.002 ） -0.007 29.280 （0.015 ） 0.045 31.370 （0.002 ） 0.015 18.046 （0.001 ） -0.072 7.005 （0.208 ） 110.137 94.325 0.013 回歸結(jié)果表明， 企業(yè) R&D 投資增加對(duì)輕 、 重工 業(yè)全要素能源效率提高都起積極作用， R&D 投資增 加一個(gè)百分點(diǎn)， 將分別使輕、 重工業(yè)全要素能源效率 提高 0.483、 0.663 個(gè)百分點(diǎn)。這表明， 增加企業(yè)科技 投入，以技術(shù)進(jìn)步提高能源效率、降低能源消耗強(qiáng) 度， 是制造業(yè)行業(yè)能源效率提高的必然選擇， 這一點(diǎn) 和全要素能源效率的分解結(jié)果 （表 1 ） 基本一致。以 外商投資作為技術(shù)進(jìn)步的代理變量， 輕、 重工業(yè)回歸 系數(shù)分別為 0.038、 0.007， 并且系數(shù)檢驗(yàn)顯著。外商 資本進(jìn)入對(duì)輕工業(yè)行業(yè)提高能源效率有一定