趙 霞，宋 亮，王舒娟

(南京財經大學 a.糧食安全與戰(zhàn)略研究中心；b.現(xiàn)代糧食流通與安全協(xié)同創(chuàng)新中心，江蘇 南京 210003)

一、引言

當前，中國糧食行業(yè)面臨諸多結構性問題，如部分糧食品種階段性過剩、糧食庫存高企，加工產能過剩等，《國家糧食局關于加快推進糧食行業(yè)供給側結構性改革的指導意見》(國糧政〔2016〕152號)明確指出，推進糧食行業(yè)供給側結構性改革，是破解當前糧食領域結構性、體制性矛盾，促進糧食產業(yè)轉型發(fā)展提質增效，構筑高層次國家糧食安全保障體系的迫切要求和必然選擇。為保障國家糧食安全，考慮到糧食的準公共產品屬性，政府利用市場機制配置資源的同時，也對糧食行業(yè)進行了更為有力的政府干預。作為資源配置的兩種基本方式——政府與市場，在進一步深化糧食流通體制改革過程中，如何確定政府與市場的作用邊界、尋找二者之間的平衡點，對能否有效推動糧食行業(yè)供給側結構性改革，促進涉糧企業(yè)的轉型升級，提升經營效率有著重要的理論實踐意義。厘清這一問題，不僅關系到國家糧食安全戰(zhàn)略的實現(xiàn)，而且有利于糧食行業(yè)的可持續(xù)性發(fā)展。

有關市場化、政府干預對企業(yè)效率影響的研究文獻中，大多關注政府干預對企業(yè)效率的影響，或者其在不同市場環(huán)境中的企業(yè)效率差異變化。在政府干預對企業(yè)效率影響效應的相關研究中，出于可度量性的考慮，往往用政府補貼來代替政府干預，研究結論也不盡一致。一種觀點認為政府補貼對企業(yè)效率存在積極作用[1]；一種認為政府補貼對企業(yè)效率存在消極作用[2]。也有學者進一步分析了政府補貼對企業(yè)效率影響差異主要在于不同產業(yè)類型[3]、不同產權性質[4]、不同企業(yè)規(guī)模[5]等。在市場化水平對企業(yè)效率的影響方面，一般認為二者之間存在正相關關系[6]。在政府干預與市場化對企業(yè)效率的調節(jié)效應方面，Hsieh和Klenow認為政府干預能夠通過修正資源配置的扭曲，提升企業(yè)效率[7]，而吳成頌和黃送欽則認為政府補貼效果并不受市場化程度的影響，但在不同市場化程度下，政府的補貼效果出現(xiàn)明顯差異[8]。

綜上，可以看出由于所設定研究對象存在差異，或者用以度量市場化水平、政府干預和企業(yè)效率的指標不同，導致研究結果各異。涉糧企業(yè)作為中國糧食流通體制改革的重要主體，對涉糧企業(yè)效率及其影響因素的探討，對促進糧食行業(yè)轉型升級有著重要意義。而在糧食領域，有關效率的分析多集中在生產領域[9]，鮮有文獻探討涉糧企業(yè)效率。涉糧企業(yè)與其他企業(yè)相比，其所處的市場政策環(huán)境具有一定的特殊性，這種特殊性主要體現(xiàn)在因區(qū)位差異，其所獲得的政策干預強度也不同。如中央政府依據(jù)糧食主產區(qū)、主銷區(qū)和平衡區(qū)的劃分實施不同的政策干預；糧食安全省長負責制的實施則更進一步加劇了不同涉糧企業(yè)的政策干預強度的差異。本文嘗試將政府干預、市場化程度與企業(yè)效率置于統(tǒng)一的分析框架，以糧食或其衍生品的生產加工為主營業(yè)務的56家上市涉糧企業(yè)為研究對象，運用面板數(shù)據(jù)隨機前沿模型(Stochastic Frontier Analysis，SFA)測算涉糧企業(yè)的全要素生產效率；運用非平衡面板比例因變量模型(Fractional Response Model with Unbalanced Panels，F(xiàn)RM)探討市場化水平與政府干預共同作用下涉糧企業(yè)全要素生產效率的差異化效應，為平衡政府與市場兩種調節(jié)手段，提升涉糧企業(yè)經營效率，有效推動糧食行業(yè)供給側結構性改革提供理論參考和現(xiàn)實依據(jù)。

二、理論分析與研究假說

中國糧食流通體制改革的過程本質上是政府力量和市場力量相互博弈的過程。這兩種因素并不直接對涉糧企業(yè)效率產生影響，而是表現(xiàn)為通過間接調節(jié)或控制涉糧企業(yè)的經營決策行為影響涉糧企業(yè)的生產效率。糧食行政部門對涉糧企業(yè)經營的干預可以分為能夠影響企業(yè)內部決策的直接干預與影響企業(yè)外部環(huán)境的間接干預。市場主體的決策行為與糧食行業(yè)的制度安排是否耦合，對提升涉糧企業(yè)效率有著重要的積極意義。

(一)市場化與涉糧企業(yè)效率

市場化水平代表著某區(qū)域企業(yè)成長環(huán)境的規(guī)范程度，較高程度的市場化水平往往意味著資源和要素配置效率的提高，企業(yè)也往往更具活力。改革開放以來，以市場化為取向的糧食流通體制改革一直在不斷深化推進，初步形成了國有糧食企業(yè)為主渠道、市場主體多元化的基本局面；糧食行業(yè)的市場化程度不斷提高，但依然落后于其他行業(yè)，處于市場化轉型階段。大量文獻研究證明，在市場轉型階段，市場化水平的提高對提升企業(yè)效率存在積極作用[10]。市場化水平作為企業(yè)所面臨的重要環(huán)境特征，往往通過作用于企業(yè)生產和分配領域，促進企業(yè)生產效率的提高[11]。臧成偉認為市場化水平的提高能夠充分發(fā)揮市場的企業(yè)甄別和淘汰機制的作用，有利于淘汰企業(yè)落后產能，提高企業(yè)生存的生產率門檻[12]?；趯ΜF(xiàn)有主要文獻的分析，提出如下假說：

假說1市場化水平與涉糧企業(yè)效率之間存在顯著的正相關關系。

(二)政府補貼與企業(yè)效率

糧食行政部門對涉糧企業(yè)的直接干預往往表現(xiàn)為直接給予涉糧企業(yè)無償性貨幣資產的政府補貼。據(jù)現(xiàn)有文獻研究成果，政府補貼對企業(yè)生產率的影響是不確定的，有必要分析涉糧企業(yè)政府補貼的構成。通過對國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫涉糧上市公司歷年年報數(shù)據(jù)分析，不同企業(yè)不同年度政府補貼類型有所不同，主要有良種繁育、農機購置、貯備保管、固定資產、備荒救災、價格調控等專項補貼，技術改造、自主創(chuàng)新、成果轉化等研發(fā)補貼，崗位培訓、穩(wěn)定就業(yè)、人才引進等人才補貼，還有稅收補貼、專利補貼、獎勵資金、創(chuàng)匯補貼等其他補貼。其中，各專項補貼所占比重較大，研發(fā)補貼所占比重較小。根據(jù)內生增長經濟理論，技術創(chuàng)新是經濟增長的源泉，企業(yè)的技術創(chuàng)新從根本上來源于企業(yè)行為。若政府補貼能夠促進企業(yè)R&D投入增加或有利于規(guī)模經濟，則會有助于企業(yè)提高生產效率。糧食領域的宏觀調控是保障糧食安全的重要手段，為穩(wěn)定糧食市場、穩(wěn)定就業(yè)等調控目標，政府很有可能給予生產效率較低的企業(yè)更高程度的補貼；政府補貼作為企業(yè)利潤總額的一部分，由于企業(yè)倒閉風險的降低，企業(yè)很有可能缺乏降低經營成本動力；由于政府與企業(yè)之間存在信息不對稱問題，考慮到道德風險和逆向選擇行為的發(fā)生，企業(yè)有可能更有興趣進行“補貼投資”，而不是將所獲資源用于提高企業(yè)生產率。由此，本文認為：

假說2政府補貼與涉糧企業(yè)效率之間存在顯著負相關關系。

(三)政策干預與企業(yè)效率

糧食行政部門對涉糧企業(yè)的間接干預主要表現(xiàn)為外部制度環(huán)境的影響。從國家層面來看，《國務院關于深化糧食購銷體制改革的通知》(國發(fā)[1994]32號)、《國務院關于進一步深化糧食流通體制改革的意見》(國發(fā)[2001]28號)以及《國務院關于印發(fā)〈國家糧食安全中長期規(guī)劃綱要〉的通知》(國發(fā)[2008]24號)等文件針對糧食銷區(qū)和產區(qū)不同特點，糧食產業(yè)發(fā)展政策存在明顯區(qū)域差異；從區(qū)域層面來看，1994年開始實施的 “米袋子”省長負責制初步體現(xiàn)了保障本地區(qū)糧食安全的主體責任，而《國務院關于建立健全糧食安全省長責任制的若干意見》(國發(fā)[2014]69號)更是明確了省級人民政府的糧食安全責任，進一步加劇了政策干預強度的區(qū)域差異。為了便于評估涉糧企業(yè)的外部制度環(huán)境，作者就政策干預強度的區(qū)域差異問題對糧食行業(yè)內18名專家學者進行了訪談，訪談采用學術座談討論的形式，訪談對象包含糧食行業(yè)研究人員10名，糧食行政部門工作者3名，涉糧企業(yè)實踐人員5名?；诳茖W性與可行性原則，根據(jù)糧食主銷區(qū)、主產區(qū)和平衡區(qū)劃分來確定政策干預強度較為合適，且涉糧企業(yè)較為關注糧源獲取[注]本文所指的糧源獲取是指涉糧企業(yè)為本企業(yè)經營目標所需要糧食原料的取得，與本區(qū)域的糧食產量不存在必然聯(lián)系。一般認為，區(qū)域糧食產量越大，糧源獲取支持政策強度越小。、糧食儲存、糧食流通、糧食加工轉化、糧企改革等方面的政策支持，有必要剝離糧食生產支持政策的影響。因此，從涉糧企業(yè)視角來看，糧食主銷區(qū)的政策干預強度最強，主產區(qū)次之，平衡區(qū)最弱。趙霞通過分析中國糧食市場特征，發(fā)現(xiàn)區(qū)域糧食市場之間存在一定的市場分割[13]。而現(xiàn)行糧食政策干預有利于打破這一困境，促進全國市場的融合，有助于各區(qū)域涉糧企業(yè)發(fā)揮自身相對優(yōu)勢，尋求更大的市場份額或者獲取優(yōu)質糧源，為涉糧企業(yè)構建更好的外部制度環(huán)境?；诖?，提出如下假說：

假說3政策干預強度與涉糧企業(yè)效率之間存在顯著的正相關關系。

(四)政府干預與市場化的交互影響

政府補貼導致涉糧企業(yè)經營的低效率(假說2)，而現(xiàn)行政策支持強度有利于涉糧企業(yè)的高效率(假說3)。那么，隨著市場化程度的提高，結合假說1，涉糧企業(yè)面臨著市場競爭環(huán)境的改善，政府補貼強度高的涉糧企業(yè)效率的提高程度會低于政府補貼強度低的涉糧企業(yè)效率的提高程度；現(xiàn)行政策支持強度高的涉糧企業(yè)效率的提高程度會高于政府補貼強度低的涉糧企業(yè)效率的提高程度。隨著現(xiàn)行政策干預強度的增大，涉糧企業(yè)面臨外部制度環(huán)境的改善，政府補貼強度高的涉糧企業(yè)效率的提高程度會低于政府補貼強度低的涉糧企業(yè)效率的提高程度。因此，可以預期政府干預與市場化會對涉糧企業(yè)的生產效率產生交互影響，提出如下假說：

假說44A.隨著市場化程度的提高，現(xiàn)行政策支持強度越高，涉糧企業(yè)效率提高的程度越大;4B.隨著市場化程度的提高，政府補貼強度越低，涉糧企業(yè)效率提高的程度越大；4C.隨著現(xiàn)行政策強度的提高，政府補貼強度越低，涉糧企業(yè)效率提高的程度越大。

三、研究設計

(一)模型設定

效率測算方法可以分為非參數(shù)法與參數(shù)法，兩類方法均得到廣泛應用[14]。非參數(shù)法包括數(shù)據(jù)包絡分析法(DEA)和自由可置殼法(FDH)；參數(shù)法包括隨機前沿分析法(SFA)、自由分步法(DFA)和厚邊界方法(TFA)。SFA模型的主要優(yōu)點在于能夠把無效率項和隨機誤差分離，能夠保證被估效率的有效一致性。Pitt和Lee首次將SFA應用到面板數(shù)據(jù)[15]，由于其放松了原先截面SFA須對效率項分布做先驗假設的要求，且允許效率項與模型中的投入產出項存在相關性，面板SFA已經成為SFA理論和效率分析應用研究的主流方法。邊文龍和王向楠對不同類型的面板SFA模型做了系統(tǒng)的梳理總結，各種SFA模型都存在相應的嚴格假設和局限[16]。本文的研究目標是測算涉糧企業(yè)的全要素生產效率，并分析政府干預、市場化對涉糧企業(yè)效率的影響。研究效率影響因素的SFA模型有“一步法”和“二步法”之分，“一步法”估計需要對效率誤差和隨機誤差做先驗假設，同時所要求數(shù)據(jù)樣本量較大。綜合考慮，本文采用“二步法”進行估計，即先忽略效率的影響因素，采用極大似然法估計方法估計效率值，然后將效率值作為被解釋變量，分析政府干預、市場化對涉糧企業(yè)效率的影響。

為能較好地測算涉糧企業(yè)的全要素生產效率，本文主要權衡截面SFA模型、效率不隨時間變化的面板SFA模型和效率隨時間變化的面板SFA模型三種模型。面板SFA模型的基本形式如下：

Yit=a+f(x'itb)+εit

(1)

εit=vit-uit

(2)

TFPit=Ee-uit|vit

(3)

在效率影響因素分析方面，由于效率取值范圍是[0，1]，估計結果雖然可以先把效率值進行l(wèi)ogit轉化，然后再采用最小二乘法估計，但轉化后的效率值無法進行經濟學解釋，且估計結果是有偏的。Pake和Wooldridge針對OLS估計所出現(xiàn)的問題，提出了采用擬最大似然估計的比例logit模型[19]；并于2008年將其發(fā)展為比例profit模型，將其適用于面板數(shù)據(jù)。這種相關隨機效應方法除了照顧到因涉糧企業(yè)不同上市時間所導致的非平衡面板數(shù)據(jù)特征外，還允許不可觀察的個體因素(Ci)與解釋變量(fit)之間存在相關性。因此，本文采用Papke和Wooldridge提出的模型[20]，基本形式如下：

E(TFPit|fi，Ci，si)=E(TFPit|fi，Ci)，

t=1，2，…，T

(4)

D(Ci|(sit，sitfit)：t=1，2，…，T)

=D(Ci|wi)

(5)

其中，TFPit∈[0，1]是涉糧企業(yè)的生產效率；fit是代表影響涉糧企業(yè)效率的嚴格外生協(xié)變量，本文所研究的政府干預和市場化可以看做是涉糧企業(yè)經營所處的環(huán)境，可以看做是外生的；Ci是不可觀察效應部分；si={sit：t=1，2，…，T}是選擇指標序列，sit=1當且僅當使用樣本觀測(i，t)；wi是{(sit，sitfit):t=1，2，…，T}的簡寫，指所選擇期間的時間均值。由此，不可觀察效應Ci的方差D(Ci|wi)則會隨Ti變化。假設D(Ci|wi)服從正態(tài)分布，則可以得到：

(6)

其中，ξr是時間均值的系數(shù)；ωr是指單個樣本與面板數(shù)據(jù)時間范圍基準組(Ti=T)的偏差。

(二)樣本選取及數(shù)據(jù)處理

1.涉糧企業(yè)投入產出的數(shù)據(jù)。以2012年證監(jiān)會修訂發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引》為依據(jù)，從農林牧漁業(yè)、農副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)三類上市公司中選擇主營業(yè)務是以糧食或其制成品為對象的涉糧上市公司作為研究樣本，剔除下列上市公司：(1)已經退市的上市公司；(2)已經轉向以非涉糧業(yè)務為主營業(yè)務的公司；(3)經營資料尚未詳細披露的公司；(4)以酒制造為主營業(yè)務的公司，此類公司雖然也是以糧食為原料，但考慮酒類產品不屬于“保障國家糧食安全戰(zhàn)略”內容，本文所考慮的政策支持強度的劃分對此類公司并不適用，故作剔除處理；(5)1998—2016年期間至少保留2年數(shù)據(jù)的公司。最后獲得非平衡面板數(shù)據(jù)，時間跨度為1998—2016年，樣本公司數(shù)量為56個，年度觀測值有514個。樣本數(shù)據(jù)來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。

2.市場化水平數(shù)據(jù)。來自于《中國市場化指數(shù):各地區(qū)市場化相對進程2011年報告》(樊綱等，2011)和《中國分省份市場化指數(shù)報告(2016)》(王小魯?shù)龋?017)，由于兩份數(shù)據(jù)重合年度部分的市場化指數(shù)不一致，不能直接合并，而微觀企業(yè)樣本范圍為1998—2016年，本文運用多重補漏分析方法，最終形成1998—2016年中國分省份市場化指數(shù)的預測值，然后匹配市場化數(shù)據(jù)中的地區(qū)名稱和涉糧企業(yè)公司注冊所在地，獲得每個涉糧企業(yè)所處環(huán)境的市場化水平數(shù)據(jù)。

3.政府干預數(shù)據(jù)。陸露和張欣指出政府補貼包括顯性補貼與隱性補貼[21]，本文將政府干預分為兩類：體現(xiàn)政府直接干預的政府補貼數(shù)據(jù)來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫；體現(xiàn)政府間接干預的現(xiàn)行政策支持數(shù)據(jù)是類別變量，首先根據(jù)15位訪談專家意見，屬糧食主銷區(qū)省份的現(xiàn)行政策支持強度最高，屬糧食主產區(qū)省份的現(xiàn)行政策支持強度次之，屬糧食平衡區(qū)省份的現(xiàn)行政策支持強度最弱。然后匹配現(xiàn)行政策支持強度數(shù)據(jù)中的地區(qū)名稱和涉糧企業(yè)公司注冊所在地，獲得每個涉糧企業(yè)所處環(huán)境的政策支持強度數(shù)據(jù)。其中，有關糧食主產區(qū)、主銷區(qū)和平衡區(qū)的劃分依據(jù)《國務院關于印發(fā)〈國家糧食安全中長期規(guī)劃綱要〉的通知》(國發(fā)[2008]24號)文件，其中糧食主產區(qū)包括河北省、內蒙古自治區(qū)、遼寧省、吉林省、黑龍江省、江蘇省、安徽省、江西省、山東省、河南省、湖北省、湖南省、四川??；糧食主銷區(qū)包括北京市、天津市、上海市、浙江省、福建省、廣東省、海南??；糧食平衡區(qū)包括重慶市、山西省、廣西自治區(qū)、貴州省、云南省、西藏自治區(qū)、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏自治區(qū)、新疆自治區(qū)。

4.其他數(shù)據(jù)。本文選取企業(yè)規(guī)模和涉糧企業(yè)所處資源環(huán)境變量作為控制變量，其中資源環(huán)境變量用人口和糧食產量表示，企業(yè)規(guī)模則用涉糧企業(yè)資產總計表示。且為消除通貨膨脹的影響，對測算涉糧企業(yè)效率的投入產出數(shù)據(jù)進行價格指數(shù)平減，本文用到的價格指數(shù)有居民消費價格指數(shù)(CPI)，工業(yè)生產者出廠價格指數(shù)(PFI)，固定資產投資價格指數(shù)(FII)，原材料、燃料、動力購進價格指數(shù)(MEI)。資源因素數(shù)據(jù)和價格指數(shù)數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》；企業(yè)規(guī)模數(shù)據(jù)來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。為獲得涉糧企業(yè)所處資源環(huán)境的區(qū)域人口和區(qū)域糧食產量數(shù)據(jù)，也進行區(qū)域匹配處理，類同市場化水平數(shù)據(jù)處理方法。

表1 變量一覽表

為避免因離群值的存在而影響估計結果，本文對涉糧企業(yè)投入產出數(shù)據(jù)以及政府補貼強度數(shù)據(jù)按照上下1%進行縮尾處理；各變量基本統(tǒng)計量和計算方法見表1。數(shù)據(jù)處理和估計均采用STATA14.0完成。

四、實證結果及分析

(一)涉糧企業(yè)全要素生產效率分析

表2給出了3種設定下的SFA模型的部分估計結果，在所有設定下，勞動投入(l)和中間投入(k)均在1%的水平下顯著，固定資本投資(k)在后2個模型中的系數(shù)雖然為正，但并不顯著，這說明涉糧企業(yè)的生產行為決定于可變要素。從表中的對數(shù)似然值來看，面板SFA模型顯著優(yōu)于截面SFA模型；根據(jù)似然比檢驗結果，無效率成分隨時間發(fā)生變化的面板SFA模型(SFA_tvd)顯著優(yōu)于無效率成分不隨時間發(fā)生變化的面板SFA模型(SFA_ti)。因此，涉糧企業(yè)生產效率(TFP)的測算以及隨后的影響因素分析都將基于模型3展開。

圖1繪制了根據(jù)公式(3)所計算的涉糧企業(yè)效率(TFP)的頻數(shù)分布圖，TFP的樣本均值和標準誤差分別為0.625和0.210。涉糧企業(yè)效率存在顯著差異，最小值為0.213，最大值為0.979，相差4.5倍；多數(shù)涉糧企業(yè)效率集中在0.5～0.8之間，表明整體上中國涉糧企業(yè)生產效率比最優(yōu)水平低了約20%～50%。

表2 面板SFA模型的估計結果

注：1.模型1是截面SFA模型，模型2是效率不隨時間變化的面板SFA模型，模型3是效率隨時間變化的面板SFA模型；2.LR是相應模型針對模型3進行似然比檢驗得到的卡方值；3.*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著，括號內為t值，樣本數(shù)均為514。

圖1 涉糧企業(yè)效率(TFP)的頻數(shù)分布圖

如何提高涉糧企業(yè)效率一直是糧食流通體制改革中備受關注的問題。隨著糧食流通市場化改革的推進以及糧食行業(yè)扶持政策支持強度的加大，涉糧企業(yè)效率是否能夠獲得改善呢？為此，首先我們根據(jù)市場化水平將涉糧企業(yè)所處區(qū)域分為2組，一組是低市場化水平區(qū)域，一組是高市場化水平區(qū)域；其次根據(jù)政策支持強度將涉糧企業(yè)所處區(qū)域分為3組，依次定義為政策支持力度強、中、弱；最后根據(jù)2種分類方法進行交叉分組。分別進行分組統(tǒng)計，估算各種分類區(qū)域的涉糧企業(yè)平均效率值。從表3可以看出，市場化水平較高的區(qū)域，涉糧企業(yè)效率也較高；政策支持力度較高的區(qū)域，涉糧企業(yè)效率也較高；且這兩種影響因素具有正的交互作用，對提高涉糧企業(yè)效率具有促進作用。這一結果支持了假說1、3和4A。

表3 涉糧企業(yè)效率均值分組統(tǒng)計

注：“-”表示該類別數(shù)據(jù)缺省。

(二)涉糧企業(yè)的效率影響分析

涉糧企業(yè)的效率影響回歸結果見表4。所有模型均控制了時間效應和個體效應，模型2～5的估計結果以低市場化水平和弱政策支持強度為基準情形。其中，模型1僅包括控制變量；模型2在模型1的基礎上增加了市場化水平(dum_m2)和政策支持強度(dum_p2、dum_p3)虛擬變量以及政府補貼(sub)；模型3～5則是通過在模型2的基礎上施加各種交互約束條件后得到的。

整體而言，在所有模型設定下，控制變量的系數(shù)符號以及顯著性均未發(fā)生變化。企業(yè)規(guī)模(size)的系數(shù)為負，且在10%的水平上不顯著；區(qū)域人口(lnpop)的系數(shù)為正，區(qū)域糧食產量(lngrain)的系數(shù)為負，且在1%的水平上顯著。這說明對于涉糧企業(yè)而言，企業(yè)規(guī)模(size)對涉糧企業(yè)效率不存在顯著影響，這一結論與面板SFA模型的估計結果保持一致，涉糧企業(yè)的固定資產規(guī)模或者資產總量往往與是否能夠獲得國家某些許可門檻或享受相關政策扶持有關，涉糧企業(yè)為了獲取相關的政府補貼或者政策支持，產生擴大規(guī)模的沖動，但與涉糧企業(yè)效率則不存在相關性。代表本地糧食市場消費潛力的人口數(shù)量對涉糧企業(yè)效率存在正向效應，由于中國糧食市場依然存在一定的區(qū)域分割，本地市場需求對引導涉糧企業(yè)經營行為有著非常積極的意義。代表本地糧源規(guī)模的糧食產量則對涉糧企業(yè)效率存在負向影響，為了保障糧食安全，提高糧食總產量，國家在刺激糧食生產領域實施了高強度支持政策，并投入了大量的財政補貼；而涉糧企業(yè)關注的是有效糧源的獲得，本地糧源并不意味著能夠轉化為涉糧企業(yè)所需要的糧源，現(xiàn)實中所出現(xiàn)的“高產量、高庫存、高進口”問題恰恰說明了這一觀點?！叭摺爆F(xiàn)象一方面提高了涉糧企業(yè)的經營成本，另一方面占據(jù)了一部分本地糧食倉容、流通設施，進一步降低了企業(yè)的生產效率。

表4 涉糧企業(yè)效率影響回歸結果

注：1.*，**，***分別表示在10%，5%和1%水平上顯著，括號內為穩(wěn)健性檢驗的標準差；2.模型1的有效樣本量為514，其他模型的樣本數(shù)均為425。

根據(jù)模型2～5的列示結果來看，虛擬變量市場化水平的估計系數(shù)通過了1%顯著性水平t檢驗，且為正，驗證了假說1，所處市場環(huán)境的市場化水平越高的涉糧企業(yè)生產效率越高；政府補貼(sub)的估計系數(shù)均在1%水平上顯著為負，這一結果支持研究假說2，即對于涉糧企業(yè)而言，企業(yè)所獲得的補貼力度越大，其生產率水平越低，即政府直接干預對涉糧企業(yè)效率產生了一定的抑制作用；虛擬變量政策支持強度的估計系數(shù)均在1%水平上顯著為正，研究假說3獲得支持，即現(xiàn)行政策的間接干預對提升涉糧企業(yè)效率有促進作用，且政策支持強度與涉糧企業(yè)效率之間顯著正相關。模型3在模型2的基礎上引入了政府補貼和市場化水平的交互項，模型4在模型2的基礎上引入政府補貼與政策支持強度的交互項，模型5在模型4的基礎上增加了政府補貼和市場化水平的交互項，3個模型中的交互項估計系數(shù)均在10%顯著水平上顯著且為負，這一結果支持了文中假說4B和假說4C，這說明獲得高強度的政策支持和低水平的政府補貼的涉糧企業(yè)處于高市場化水平的市場環(huán)境中的經營效率更高。

五、結論

本文以1998年至2016年中國A股市場涉糧上市企業(yè)的非平衡面板數(shù)據(jù)為樣本，首先運用無效率成分隨時間變化的面板SFA模型測算了中國涉糧企業(yè)的全要素生產率，然后運用非平衡面板比例因變量模型，在考慮市場化水平與政府干預交互影響的基礎上，考察了政府干預對涉糧企業(yè)全要素生產率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：

1.中國涉糧上市企業(yè)約存在20%～50%的效率損失，現(xiàn)行政策扶持和市場化水平對涉糧企業(yè)全要素生產率產生積極作用，但政府補貼對涉糧企業(yè)全要素生產率產生抑制效應。目前中國糧食市場發(fā)育還不成熟，處于市場轉型發(fā)展階段，市場化水平對涉糧企業(yè)全要素生產率具有顯著的正向效應；糧食行業(yè)所面臨的諸多結構性問題是阻礙涉糧企業(yè)效率提升的重要原因，現(xiàn)行政策扶持目標有利于打破糧食行業(yè)發(fā)展的結構性瓶頸，對提升涉糧企業(yè)效率有促進作用；政府補貼作為直接給予涉糧企業(yè)無償性貨幣資產，使得涉糧企業(yè)對這種直接干預產生依賴。對于涉糧企業(yè)來說，依靠政府補貼來彌補高運行成本的競爭劣勢使得涉糧企業(yè)失去了獲得持久競爭優(yōu)勢的來源，一旦政府取消補貼，此類企業(yè)則會喪失生存能力而被淘汰。

2.從市場化水平與政府干預的交互影響來看，市場化水平會弱化政府補貼對涉糧企業(yè)全要素生產率的抑制作用，強化現(xiàn)行政策支持對涉糧企業(yè)全要素生產率的促進作用；政府補貼則會弱化現(xiàn)行政策支持對涉糧企業(yè)全要素生產率的促進作用。在糧食流通體制改革的當前階段，仍有必要進一步放開糧食市場，促進全國糧食市場融合；同時完善政府干預方式，減少政府對涉糧企業(yè)的直接補貼，加大現(xiàn)行政策支持力度，完善涉糧企業(yè)的外部制度環(huán)境，有效推動糧食行業(yè)的結構性改革，提升涉糧企業(yè)效率。

實證分析結果較好地驗證了研究假說。提升涉糧企業(yè)效率，是推動中國糧食行業(yè)供給側結構性改革的重要問題。本文研究結論能夠為如何平衡市場和政府兩種資源配置手段提供決策依據(jù)。但需要注意的是中國糧食行業(yè)發(fā)展具有明顯的階段性特征，如糧食供需較為平穩(wěn)，部分品種明顯供過于求；現(xiàn)行糧食市場發(fā)育不成熟；現(xiàn)行糧食支持政策方向與涉糧企業(yè)轉型升級目標大體是保持一致等。若這些特征發(fā)生明顯變化，則需要做出相應調整，比如在當前糧食供需大環(huán)境下，糧食安全省長責任制在促進糧食產銷流通、保障區(qū)域糧食安全方面起到了積極作用，同時也是涉糧企業(yè)能夠獲取有效糧源，促進糧食市場融合的政策保障；但若因突發(fā)事件，糧食產區(qū)自身供給都無法滿足時，現(xiàn)行政策支持則會加劇市場分割，阻礙市場流通，抑制涉糧企業(yè)的效率。本文為推動中國糧食行業(yè)供給側結構性改革，就如何平衡市場和政府兩種資源配置手段指出未來進一步發(fā)展方向，但在突發(fā)應急情況下，如何完善糧食政策支持體系，仍需進一步深入研究。