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一、研究方法

本文從全要素生產(chǎn)率角度分析浙江省民營(yíng)企業(yè)上市司投資績(jī)效。采用參數(shù)方法對(duì)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算，從微觀層面分析浙江省民營(yíng)企業(yè)上市公司純技術(shù)效率、技術(shù)進(jìn)步。對(duì)于全要素生產(chǎn)率的測(cè)算，一般根據(jù)是否設(shè)置參數(shù)分為參數(shù)類(lèi)方法和非參數(shù)類(lèi)方法。參數(shù)方法主要為應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型進(jìn)行建模和測(cè)算，其代表方法為索洛殘差法。非參數(shù)方法運(yùn)用生產(chǎn)函數(shù)和生產(chǎn)理論，采用指數(shù)，包絡(luò)線(xiàn)和前沿生產(chǎn)函數(shù)等方法進(jìn)行分析，代表方法為DEA-Malmquist指數(shù)法。非參數(shù)方法更適合于樣本較大時(shí)的全要素生產(chǎn)率測(cè)算，鑒于我們研究的上市公司數(shù)據(jù)樣本較小，因而采用參數(shù)類(lèi)方法測(cè)算全要素生產(chǎn)率更為合適。對(duì)于企業(yè)投入要素而言，一般包括了勞動(dòng)和資本。由于本文最終核算的是投資績(jī)效而非生產(chǎn)效率，因而在企業(yè)具體的投資領(lǐng)域，起作用的是企業(yè)的投資資金，也即股權(quán)和債券投資。勞動(dòng)一般為員工工資。企業(yè)投入鑒于柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)在微觀領(lǐng)域的良好應(yīng)用，本文采用其作為基本生產(chǎn)函數(shù)模型。

二、全要素生產(chǎn)率計(jì)算及其影響因素分析

在解釋變量方面，我們分析比較之后選取了四個(gè)投入變量，以來(lái)解釋企業(yè)投資的產(chǎn)出，并測(cè)度投資績(jī)效。其中包括資本（K）,勞動(dòng)(L),投資（I）和R&D(R)。本文數(shù)據(jù)均為面板數(shù)據(jù)，選取了浙江省創(chuàng)業(yè)板上市公司2011年至2013年各項(xiàng)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，剔除上市時(shí)間未滿(mǎn)三年以及收益為負(fù)的企業(yè)。本文所采用上市公司數(shù)據(jù)均來(lái)自上市公司年報(bào)，年報(bào)來(lái)自巨潮咨詢(xún)網(wǎng)站公布的上市公司年報(bào)。在勞動(dòng)力的要素投入方面，我們選取了員工人數(shù)乘以5000元的人均工資作為勞動(dòng)投入。資本要素投入則采用公司年報(bào)資產(chǎn)、負(fù)債狀況分析中的固定資產(chǎn)余額。投資數(shù)據(jù)采用年報(bào)中“董事會(huì)報(bào)告”對(duì)投資數(shù)額和事項(xiàng)的披露。企業(yè)的R&D投入也采用自公司年報(bào)中關(guān)于研發(fā)費(fèi)用的披露。產(chǎn)出采用年報(bào)中“報(bào)告期主要財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)”中的投資收益一項(xiàng)。從而令總產(chǎn)出為Y，建立模型如下Y=AKaLbIcRd其中（a+b+c+d=1）;取其對(duì)數(shù)形式為：lnY=alnK+blnL+clnI+dlnR+e,e為誤差項(xiàng)，其中TFP采用的是算術(shù)形式，即：TFP=Y/(clnI+bL)=T，這種對(duì)數(shù)化的線(xiàn)性計(jì)量模型，可以用作混合截面數(shù)據(jù)的回歸。其中各項(xiàng)系數(shù)a,b,c,d衡量的是各自解釋變量對(duì)被解釋變量總產(chǎn)出Y的貢獻(xiàn)。

三、實(shí)證結(jié)果

本文采用Eviews7.0對(duì)上述數(shù)據(jù)整理并考慮滯后變量后得到：K,L,I,I(-1),I(-2),R的系數(shù)分別為4.4786，6.8795，-0.9653,3.4587,2.5673,0.5386,Std.Error分別為7.6783，12.5673，2.6752,7.7293,4.2361,1.23134,R－Squared:08937,AdjustedR-Squared：0.9764(其中K-資本，L-職工工資，I為投資數(shù)額，R為研發(fā)投入。)不考慮滯后變量，僅考慮2013年投資數(shù)額回歸時(shí)，我們得到：計(jì)算TFP值并回歸，得到R-Squared:0.8635,AdjustedR-Squared：0.9514。通過(guò)回歸我們發(fā)現(xiàn)，調(diào)整后R-Squared達(dá)到了0.9514，模型的擬合優(yōu)度尚可。從系數(shù)來(lái)看，K,L,R這三項(xiàng)在5%的顯著性水平下P值均小于0.1，因此拒絕了系數(shù)為零的原假設(shè)，可見(jiàn)這三項(xiàng)對(duì)總產(chǎn)出構(gòu)成顯著性影響，投資系數(shù)在這里P值較大，表現(xiàn)為不顯著，我們分析為投資具有滯后效應(yīng)，因而在模型中表現(xiàn)出對(duì)總產(chǎn)出影響甚少。D.W.統(tǒng)計(jì)量顯示多重共線(xiàn)性得到消除。異方差的White檢驗(yàn)在0.10顯著性水平上未顯示有異方差性。從模型我們可以得出，主要以固定資產(chǎn)為代表的公司只有資本，勞動(dòng)力投入，以及研發(fā)投入對(duì)企業(yè)的投資收益影響較為顯著，固定資產(chǎn)和研發(fā)投入對(duì)于全要素生產(chǎn)率具有巨大的影響作用。而從另一變量投資I來(lái)看，對(duì)于投資收益產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，這是在意料之外的，考慮到短期之內(nèi)的資金投入未能立即產(chǎn)生收益，同時(shí)占用大量流動(dòng)資金等因素，因而在短期之內(nèi)投資對(duì)投資收益是負(fù)相關(guān)的。由于創(chuàng)業(yè)板公司上市時(shí)間較短，若是能有條件進(jìn)行一個(gè)較長(zhǎng)周期的時(shí)間序列分析，或許能發(fā)現(xiàn)投資對(duì)于投資收益的正效應(yīng)。以創(chuàng)業(yè)板上市公司為代表的民營(yíng)企業(yè)無(wú)論在資金上，技術(shù)實(shí)力上以及人力資源質(zhì)量上都遜色于大中型國(guó)有企業(yè)。而本文以創(chuàng)業(yè)板上市公司為代表的民營(yíng)企業(yè)，主要來(lái)自于高科技信息產(chǎn)業(yè)，在研發(fā)上不僅投入了巨額資金，對(duì)全要素生產(chǎn)率的提高產(chǎn)生了積極的影響，同時(shí)也表現(xiàn)出了巨額的投資，在面臨高科技產(chǎn)業(yè)高度競(jìng)爭(zhēng)的環(huán)境下，通過(guò)不斷地創(chuàng)新與自主研發(fā)，令我們看到了希望。然而，不足之處是這些企業(yè)的全要素生產(chǎn)率依然偏低，因而加強(qiáng)技術(shù)力量，鼓勵(lì)創(chuàng)新研發(fā)，增強(qiáng)勞動(dòng)力投入的質(zhì)量，加強(qiáng)管理并提高投資效率將是未來(lái)民營(yíng)企業(yè)發(fā)展中需要努力的方向。

四、結(jié)論

本文嘗試了用全要素生產(chǎn)率這一宏觀經(jīng)濟(jì)中常用的的指標(biāo)的視角來(lái)解釋企業(yè)投資效益。通過(guò)利用全要素生產(chǎn)率的參數(shù)方法，即索羅殘差法，設(shè)計(jì)出一個(gè)基于面板數(shù)據(jù)的OLS模型，并進(jìn)行了回歸研究。根據(jù)回歸結(jié)果，我們可以清楚的看到，R&D投入和企業(yè)固定資產(chǎn)投入，對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生重要影響，因而提高這兩者的數(shù)量和質(zhì)量具有積極意義。此外樣本民營(yíng)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率總體偏低，因而提高勞動(dòng)者素質(zhì)，增加勞動(dòng)力投入質(zhì)量仍然是最佳選擇，因而增加資本投入，提高勞動(dòng)力投入質(zhì)量和創(chuàng)新型技術(shù)研發(fā)則是企業(yè)投資績(jī)效的重要保證。在短期之內(nèi)，資金的投入未能立即轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)的收益，但是我們有理由相信在長(zhǎng)期來(lái)看會(huì)產(chǎn)生正面的積極效應(yīng)。

作者：李詠單位：寧波大學(xué)商學(xué)院