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《综合效率评估对产业转型升级》

本文是有关转型升级论文写作参考范文与产业转型和综合效率评估和启示类论文写作参考范文。

基金项目：国家自然科学基金项目(71503074)；湖北省教育厅人文社会科学研究项目（13q047）；湖北循环经济发展研究中心开放基金项目（HXFKY1401,HXFKY1531）；湖北工业大学“绿色工业科技引领计划”项目(XTFKY1609).

作者简介：李汶聪（1991-）,男,湖北武汉人,硕士,主要研究方向：绿色经济、能源经济；丁文斌（1982-）,男,湖北云梦人,博士,讲师,主要研究方向：能源经济、产业经济.

基于结构突变点的省域经济增长

与电力消费关系

——以湖北省为例

李汶聪1丁文斌2

(1.湖北工业大学经济与管理学院,湖北 武汉 430068;

2.湖北工业大学区域产业经济生态发展协同创新中心,湖北 武汉 430068）

摘 要：基于文献比较分析,得出能源消费与经济增长间存在4种关系.研究发现对不同国家进行研究会得出不同的能源经济关系,选取不同因果关系检验方法,会得出不同的研究结果.为探讨经济增长与能源消费间因果关系存在的差异性以及原因,论文选取1985-2015年湖北省电力消费量和地区生产总值作为样本,引入结构断点,结合周期分析,探讨经济增长与电力消费间的因果关系.结果表明：用单一的全样本数据进行协整分析与分阶段进行分析会得出不同结果,但是在1%的显著性水平下,两种方案的因果分析都显示湖北省存在从电力需求到经济增长的单向格兰杰因果关系；通过结构断点分析,结果显示2003年以后湖北省电力需求迅速走高,对经济增长的贡献率明显增加,刺激经济推动力明显增强.最后,针对得出结果,提出政策参考建议.

关键词：经济增长；电力消费；周期分析；结构断点

中图分类号：F2文献标识码：Adoi：10.19311/j.cnki.16723198.2018.05.001

0引言

电力工业是支撑国民经济和社会发展的基础性产业和公用事业,随着我国国民经济的快速发展,对电力的依赖程度也越来越高.尤其进入21世纪,随着工业化、城镇化、市场化、国际化进程不断加深,我国电力工业以超过前20年平均发展速度的步伐不断迈进.我国曾出现过几次大面积停电现象：1986年,国内一度供电紧张,但随着经济稳步增长,供电水平也日趋稳定.而2001年后,随着中国的经济增长率走高以及高耗能行业的蓬勃发展,电力不足的现象再次显现.2002年之后,中国大部分地区用电量增长率高达17%,导致全国范围内缺电现象的发生,直到2006年,电力供需总体趋于平衡.“电荒”现象的发生给人民生活和生产造成了巨大损失,而如果政府的应对政策不当,又可能会导致电量过剩.因此,深入探讨电力与经济增长之间关系及作用机制对于维持电力供需平衡至关重要,对电力行业战略规划与政策制定具有重要意义.

湖北是能源资源匮乏省份,又是能源消费大省,能源保障特别是电力供应对全省经济社会发展至关重要.“经济要发展,电力要先行”,电力消费量被当作经济发展的“晴雨表”,与经济发展密切相关.因此,研究电力消费与经济增长关系,提高电力的利用效率、确保电力的合理供给对确保经济发展目标的实现和电力可靠供应具有重要的意义,也是湖北省未来要面临的经济社会发展的课题之一.

1文献回顾

国内外学者在能源经济领域做了大量能源消费与经济增长之间关系的研究,普遍采用较为流行的计量经济方法,如Granger因果检验法,来研究两者之间的关系.但是,选取不同的研究样本,得出的结论各有差异.

表1国内外能源消费与经济增长因果性关系检验结果

作者研究区域因果关系

Kraft J和Kraft A（1978）美国经济增长→能源消费

Akarca和Long（1980）美国无因果关系

Yu和Hwang（1984）美国无因果关系或经济增长→能源消费

Yu和Jin(1992)美国无因果关系

Abul M.M. Masih

和Rumi Masih（1996）印度、巴基斯坦、

马来西亚、新加坡能源消费→经济增长（印度）

经济增长→能源消费（印度尼西亚）

经济增长→能源消费（巴基斯坦）

Lee（2005）18个发展中国家能源消费→经济增长

Sheng-Tung

Chen(2007)亚洲10国经济增长→电力消费（香港、韩国）

电力消费→经济增长（印尼）

Narayan（2008）G７成员国电力消费→经济增长（美国）

中性关系（其他国家）

Stela Z. Tsani(2010)希腊能源总消费→经济增长

工业和房地产行业能源消费→经济增长

交通运输业能源消费与经济增长

不存在明显相互关系

Akomol和Danladi（2014）尼日尼亚电力消费→经济增长

Iyke等（2015）尼日尼亚通货膨胀→电力消费→经济增长

Syed和Mohammad

（2016）巴基斯坦,印度,孟加

拉国和斯里兰卡南亚电力消费→经济增长

Gokten和Karatepe

（2016）土耳其进口导向型能源

消耗（IB）→经济增长

韩志勇（2004）中国经济增长→能源消费

马超群（2004）中国能源总消费、煤炭消费→经济增长石油、

天然气和水电与经济增长无因果关系

吴巧生（2005）中国经济增长→能源消费

贲兴振、杨宝臣(2005)中国能源消费→经济增长

袁家海（2006）中国电力消费→经济增长

陈汉利等（2007）中国经济增长→电力消费

王伟（2016）中国不同区域经济增长→能源消费

王会芝（2016）天津市经济增长→能源消费

马莉、叶强强（2016）陕西省无因果关系

黄韬（2016）中国经济增长→能源消费

崔明欣、刘超（2016）东北三省经济增长→能源消费

资料来源：作者整理所得.

综观以上文献,可以发现如下特征：

（1）研究内容上,能源消费和经济增长之间大致存在四种关系.

①经济增长对能源消费呈单向正相关因果关系.②能源消费对经济增长呈单向正相关因果关系.③能源消费与经济增长存在双向正相关因果关系.④能源消费与经济增长不存在相互因果关系.

（2）对不同国家进行研究会得出不同的能源经济关系；而对同一国家选取不同的样本区间或样本容量也会得出不同的分析结果.

比如KraftJ和KraftA（1978）针对美国1947-1974年的能源消费和GNP数据,利用Sims因果检验方法进行实证研究,得出了美国仅存在GNP对能源消费的单向因果关系,即能源保护政策不会对经济增长产生负面影响.然而Akarca和Long（1980）将样本时间跨度缩短时,不能得出上述结果.之后Yu和Hwang（1984）在研究能源经济关系时使用不同的数据也得出了不同的结论：如果使用年度数据(1947-1979年),GNP与能源消费不存在因果联系；如果使用季度数据(1973-1981年),则存在GNP到能源消费的单向因果关系.

（3）选取不同因果关系检验方法,会得出不同的研究结果.

最早国外学者们用最小二乘法对能源消费与经济增长进行线性回归分析,并普遍采用对时间序列非常敏感的Granger和Sim因果检验法,直接考察经济增长与能源消费之间的短期因果关系.然而在实际经济运行中,许多经济变量时间序列数据是非平稳的,如果直接用变量时间序列的水平值进行检验,很可能得到“伪回归”结论.随着计量技术的发展,后来人们普遍采用E-G两步法（1987）以及Johansen和Juselius（1995）的极大似然法的协整技术来研究双变量或多变量之间的长期均衡关系,然而既没有得出一致意见,也没有给出令人信服的解释.例如,Glasuer and Lee(1997)采用Garnger因果检验方法和ECM模型,对韩国与新加坡的经济增长与能源消费关系进行了检验,分析发现,利用协整和误差修正模型时,两国的经济增长与能源消费均存在双向因果关系；而运用标准的Granger方法进行检验时,韩国的数据不存在因果关系,而新加坡则存在从能源到经济增长的因果关系.再比如,国内方面,韩智勇（2004）采用EG两步法和Granger检验法研究中国能源消费与经济增长之间关系,发现中国能源消费与经济增长存在双向Granger因果关系.而刘朝明（2006）将能源作为生产要素,引入C-D生产函数这一经济模型,通过时间序列分析探究经济增长与能源消费之间的相关比例关系,结果表明,中国能源消费与经济增长之间存在不严格的双向因果关系,且这种关系非标准Granger因果关系.

2本文研究思路

由于样本选取差异会引起能源消费与经济增长关系随时间变化的特征,本文将引入断点方法,将样本切分成不同的样本区间.同时考虑到关系的不确定性,本文会运用标准Granger因果关系检验法,通过构建线性回归模型,分区间判断能源消费与经济增长之间的因果关系.

本文将从如下几方面展开研究：

（1）本文拟分析电力消费以及经济增长的趋势变化和周期波动,观察两者的动态变化以及差异,并引入断点,运用Chow检验方法,分析不同时间段的经济增长与电力消费之间关系的结构性变化,并通过探究引起此种变化的原因为相关政策制定和实施提供参考依据.

（2）本文研究电力消费与经济增长之间关系的主要原因是中国能源供需总规模的数据被明显低估.以煤炭为例,煤炭生产企业、发电厂数量多,且十分分散,可以通过各种运输途径和渠道获得煤炭,生产量和消费量的统计相比较电、油、气来说很难有准确可信的核算体系.特别是一些地方国有和私人煤窑,滥挖滥采煤炭现象极其严重,屡禁不止,不仅导致了许多煤矿事故发生,也给统计工作带来困难.相比较来说,电力资源具有稳定可控的特点,从计算机直接读取的电力消费量数据也更为准确客观.因此,使用电力消费量能更真实反映能源消费与经济增长之间关系.

（3）鉴于国内对于电力消费与经济增长关系的研究大多数是基于宏观层面来进行的,区域研究很少,因此利用省级数据探究电力消费与经济增长之间关系更具有微观基础.而且全国数据是依据省级数据调整而成的,在准确性上省级数据好于全国数据,因而电力消费与经济增长之间关系的趋势分析将更加直观与可信.本文以湖北省为例,研究区域经济发展与能源消费之间的相互关系.

（4）回顾以往湖北省关于经济增长与电力消费之间关系的研究,可以发现,大多数文献仅仅单纯地运用计量经济方法对收集数据进行回归处理,并根据模型结果进行数理分析,而缺乏现实依据的支撑.针对此问题,本文将从湖北省电力发展历史和现况出发,结合统计分析方法得出的结果,对湖北省电力消费与经济增长之间关系及成因进行探讨.

3数据来源与指标说明

本文选取1985-2015年湖北省年度数据作为样本.其中1985-1994年数据来自《湖北省统计年鉴》（各期）,1995-2015年数据来自《中国经济与社会发展数据库》（各期）.

变量选取与构造如下：经济增长：选取1985-2015年湖北省地区生产总值作为衡量经济发展的变量,并且以1985年为基期,使用湖北省地区生产总值指数作为湖北省生产总值缩减因子对名义地区生产总值进行调整生成实际地区生产总值（单位：亿元）.电力消费量：选取1985-2015年湖北省全社会电力消费量（千瓦时）作为衡量电力消费的指标.

4周期性分析

图1湖北电力消费周期趋势

鉴于湖北省产业结构原因,第二产业在整个地区生产总值中占据着半壁江山,而以工业、制造业为代表的第二产业是能耗最大的产业部门,多年来,第二产业用电占全社会用电比例均在70%左右,重工业用电占湖北省用电的65%左右.因此电力消费的增长在经济增长中占据的基础地位非常突出.一方面,经济的快速发展可能会带来对电力的强烈需求,短期内可能造成电力短缺,甚至会导致“电荒”现象.另一方面,经济发展一旦逐渐步入衰退时期,伴随着对电力能源的需求减弱,电力行业会暂时出现供过于求状况,如果不能提前做好能源规划就会造成能源资源的产能过剩及浪费现象.因此,经济发展的周期性波动必然也会带来电力生产和消费的周期性波动.

为探讨1985-2015年湖北省电力消费的变化趋势和周期波动特征,本文将运用周期趋势分析方法,并结合R语言进行分析.从图1可以明显观察到,30年来湖北省电力消费运行状况呈现出明显周期性波动特征,其轨迹整体可划分为3个阶段：第一阶段,2002-2003年以前；第二阶段,2002-2003年；第三阶段,2012-2013年.

1985年至2002年,湖北省电力消费增速整体上呈现下行趋势,除了受1998年亚洲金融危机影响以及湖北省“偏重、偏工”的能源消费产业结构和国家电力机制不合理因素外,经济下行特别是“九五”期间的经济波动是电力消费增速明显下降的主要动因.期间,电力市场一度供大于求,电力生产能力难以发挥,部分电力生产企业出现亏损.进入“十五”后,尤其是2003年以后,湖北省经济连续几年保持9%以上的增幅,加上2001年中国加入WTO后与国际社会贸易往来的迅速发展,湖北省电力供需从“九五”后的供大于求基本转为平衡,部分地区甚至出现了在负荷高峰段拉闸限电的情况.经济快速增长的同时也激发了电力投资的热情,2002年湖北省相继有四个发电项目开工,除三峡电站外,黄龙滩、蒲圻和黄石西塞山电厂分别于2004和2005年建成投产,极大满足了经济刺激带来的电力消费需求增加,为电力供应提供了物质保障,有利于湖北省电力工业可持续平稳发展.

5结构变化分析

如果我们考察湖北省电力消费与经济增长两项数据,不难发现,结构变化所导致的断点问题是研究两变量之间关系时不可忽略的因素.以电力消费量为例,首先由以上周期性趋势分析可以清楚发现2002年和2003年为湖北省电力消费发展状况一个分界点,表现为“波谷”,1985-2002年之前,电力消费整体呈现出“衰退”走势,而2003年之后迅速走高,表现出“复苏”形态.其次,如图1所示,从1985年开始,湖北省电力消费量以线性缓步向上趋势走高,并从2002-2003年开始进入另外一个增长阶段,突出表现为斜率更大,以更快的速度增长.换句话说,这一数据过程体现出至少两个明显不同的增长阶段.因此相比于用单一的整个区间去描述数据变化过程,根据数据变化特征分阶段来分析问题会使得研究结果更加客观准确,可靠性更强.

为了进一步验证结构断点的存在,本文采用chow检验对引起结构变化的断点进行判定.

Chow检验是由邹至庄提出的一种特殊的F检验,它将时间序列数据分段,然后分别回归,通过构造一个F统计量比较各段的残差平方和与总体残差平方和的差异来得到是否存在结构变化的结论.由于Chow检验需要事先判断出引起结构变化的断点,因此基于数据走势图观察,我们分别选取2002年和2003年作为突变点对时间序列进行分段回归,然后进行检验.在1%的显著性水平下,模型存在结构变化,并且很明显选取2003年作为结构断点更加合适.

表2Chow检验

突变点F值P值

20028.4543980.0014

200312.717090.0001

6分阶段协整分析

6.1平稳性

通过分阶段平稳性检验,可以发现,不同的样本段,平稳性不一致.

6.1.11985-2015样本区间单位根检验

本文运用ADF和KPSS单位根检验法来确定模型中各变量的平稳性,以提升单位根检验的准确性.在5%的显著水平下,ADF检验表明,EL和GDP均为二阶单整.KPSS检验表明,EL和GDP均为一阶单整.ADF检验和KPSS检验表明,EL和GDP均为同阶单整,可以尝试构建协整模型.

表3单位根检验

显著性水平

5%ADF检验KPSS

水平值一阶差分二阶差分水平值一阶差分二阶差分

EL-3.235-2.181-2.3840.1850.0910.165

5%临界值-3.588-3.595-1.9540.1460.1460.463

GDP-3.036-3.540-2.4560.1880.1140.194

5%临界值-3.622-3.633-1.9580.1460.1460.463

6.1.21985-2002样本区间单位根检验

从ADF及KPSS检验中可以发现,EL与GDP二者不同阶平稳.ADF检验显示EL~I(2), GDP二阶不平稳.KPSS显示EL平稳,而GDP一阶差分平稳.EL与GDP不同阶平稳,不构建协整模型.

表41985-2002数据平稳性检验

显著性水平

5%ADF检验KPSS

水平值一阶差分二阶差分水平值一阶差分二阶差分

EL-3.427-3.150-5.0800.084

5%临界值-3.791-3.733-3.7600.146

GDP-1.130-1.909-3.3470.1880.082

5%临界值-3.733-3.733-3.7600.1460.146

6.1.32003-2015样本区间单位根检验

对2003-2015年时间序列数据进行平稳性检验,ADF检验表明EL与GDP不同阶单整.KPSS检验表明EL与GDP均同阶单整.由于本阶段样本数较少,ADF检验的准确性不及KPSS,KPSS显示数据为同阶单整,可构建协整模型.

表52003-2015数据平稳性检验

显著性水平

5%ADF检验KPSS

水平值一阶差分二阶差分水平值一阶差分二阶差分

EL-1.326-2.302-5.7760.1285%临界值-3.829-3.829-3.8290.146

GDP-2.3781.4283.2710.1385%临界值-3.829-3.829-3.8290.146

6.2Granger因果检验

通过分阶段进行Granger因果检验,发现1985-2015样本区间以及2003-2015样本区间都存在EL是GDP的单向Granger因果关系.

6.2.11985-2015样本区间因果检验

对于能源消费与经济增长之间的关系,不同的学者对不同的研究样本,不同的研究方法,获得的结论并非一致.对此,使用Granger因果检验方法来判断二者之间的因果关系.以湖北省数据为例,从Granger因果检验结果来看,统计上表明,EL是GDP的Granger因果关系,但GDP不是EL的Granger因果关系.

表61985-2015 Granger因果检验

Null Hypothesis：ObsF-StatisticProb.

GDP does not Granger Cause EL292.675890.0893

EL does not Granger Cause GDP7.709180.0026注：滞后阶数取2（最优滞后阶数的选取是基于两变量分别建立各自内生var模型,根据模型在不同滞后期下的AIC和SC值得出的）.

6.2.21985-2002样本区间因果检验

由于该区间段EL与GDP不同阶平稳,Johansen协整关系检验也显示二者没有协整关系,后续不构建协整模型,不对本区间段样本进行因果检验.

6.2.32003-2015样本区间因果检验

检验结果表明至少在99%的置信水平下拒绝零假设（电力消费不是经济增长的格兰杰成因）,即可以认为EL消费是GDP的格兰杰成因,反过来不能拒绝零假设,即GDP不是EL的格兰杰成因.

表72003-2015 Granger因果检验

Null Hypothesis：ObsF-StatisticProb.

GDP does not Granger Cause EL2.474030.1468

EL does not Granger Cause GDP1328.26830.0003注：滞后期为1.

6.3协整模型分析

比较1985-2015年与2003-2015年两个样本段的回归模型,可以发现,不同的样本期间电力消费的弹性有显著的差异.引入虚拟变量进行回归,可以发现,2003-2015年期间电力消费比非此期间的斜率高115,2002-2003年之前,电力消费量每增加1千瓦时,GDP平均增加3.85亿元,而在之后,电力消费量每增加1千瓦时,GDP平均增加5亿元,可见电力能源对经济发展的贡献率有了明显增加,换句话说,电力对经济增长影响增强,这可能是2000年初期湖北省对于电力基础设施的大力投资所形成的规模效应所引起.

表8各样本区间协整模型回归结果

样本区间1985-2015

Model12003-2015

Model21985-2015包含

虚拟变量*Model3

CoefficientProb.CoefficientProb.CoefficientProb.

C-775.3730-1529.490-506.240.006

EL4.43105.00103.85

Dt-1023.250.001Dt*EL1.150.021Adj-R20.990.970.99

F-statistic2032.93455.461042.73

Prob(F-statistic)000

AIC14.0214.4213.65

残差5%显著

水平KPSS检验平稳平稳平稳*：Dt等于0,t∈［1985,2002］; Dt等于1,t∈［2003,2015］

7结论与建议

基于单位根检验,发现平稳性数据,进而进行协整分析以及误差修正模型的推理是当下研究能源消费与经济增长之间关系的普遍路径.论文在此基础上,以省域作为研究范围,运用周期波动分析法不仅分析了不同时间段电力消费量与经济增长之间的相互影响过程及可能原因,而且初步判断2002年和2003年左右是湖北省电力消费增长的“低谷”,为可能的结构断点.随后文章采用chow检验对结构断点进行进一步验证.在分析比较用全阶段和分阶段对电力消费量与经济增长数据做回归后,我们发现不同阶段数据变化趋势与结构存在差异,且两种情形下进行协整分析的结果也不尽相同,因此上述引入结构断点的做法是有必要的.

本文引入结构突变点的意义不仅限于计量技术手段的修正.这一时间序列数据中断点的出现提醒我们应当更加细致、准确和客观地去分析能源经济问题,而不能忽略能源与经济关系出现的显著变化.节能减排的目标是在经济发展的同时,保持电力消费的低速增长.在上述分析中,可以粗略地发现,进入21世纪后,尤其从2003年以后,电力消费对经济增长的促进作用得到了明显提升.这在一定程度上也说明了能源使用效率的改善.其次,无论是分区间还是用单一整体区间进行格兰杰因果检验,结果均表明湖北省存在从电力消费到经济增长的单向关系.

这一结论具有重要政策含义：（1）从电力消费与经济增长的单向因果关系来看,长期而言,政府要转变过去粗放式单纯依赖电量增长的模式,可通过完善经济增长内生机制,转变经济发展方式,调整经济结构来促进经济增长.经济效率提高的同时推动了能源效率的改善,反过来又会对经济增长起到积极作用；（2）从电力消费与经济增长关系的结构差异来看,政府在制定能源政策时应该深入把握能源需求与经济增长之间的关系,及时发现两者变化的结构差异,评估差异特点,研究导致这一差异的深层次原因,以更好地指导未来能源发展规划的拟定与实施.

由于样本局限与资料来源不足,本文未对湖北省电力消费与经济增长之间关系作深入分析,比如可能存在更多的结构突变点、引起湖北省能源效率提高的影响因素,2012-2013年之后电力消费下行持续时间预测等等,这些都是今后可以继续研究的方向.

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基金项目：湖北省教育厅科技重点项目（项目名称：中三角四省规模以上工业企业经济效率及能耗效率综合评估,编号：D20142901）；黄冈师范学院应用经济学省级重点学科资助项目.

作者简介：卢金标（1974-）,男,湖北黄冈人,黄冈师范学院商学院副教授,研究方向：区域经济,计量经济.

综合效率评估对产业转型升级的启示

卢金标

（黄冈师范学院,湖北 黄冈 435599）

摘 要：产业转型升级实施过程中,对产业效率的科学评估是必不可少的重要基础工作,研究试图建立一种新的评估体系和选取与之匹配的分析方法,并结合实例进行实证研究,根据综合效率评估评估结果提炼出的产业转型方向的新思路.

关键词：综合效率；评估；产业转型

中图分类号：F2文献标识码：Adoi：10.19311/j.cnki.16723198.2018.05.002

1引言

产业转型升级倡导从低附加值转向高附加值升级,从高能耗高污染转向低能耗低污染升级,从粗放型转向集约型升产业转型升级.主要通过技术进步和产业规模调整,使产业向更有利于经济、社会发展方向发展.中国自改革开放以来,经济快速发展,已成为世界第二大经济体,但是总体来看,仍有不足,具体表现为：能源使用效率低、生态环境遭到不同程度破坏、传统产业产能过剩、经济质量和效益低等.这种高资本投入、高资源消耗、高污染排放、低成本竞争、低效率产出的产业发展模式已难以为继.另一方面,有一大部分企业低耗能、高就业,这类型企业解决了大量劳动力就业问题,税收贡献也较大,社会效益明显,但从经济效率角度评估则效率偏低.由此可见对基于产业升级角度的产业综合效率评价体系构建,并进行综合、科学、公正的评估迫在眉睫.本文对此进行了一定的探索.

2产业效率评估的传统模式

2.1财务角度经济效率评估模式

财务效益评估是从财务角度对企业或行业进行分析,考察评估对象的财务盈利能力；财务效益评估以企业的净利润为目标；财务效益评估是根据企业直接发生的财务收支,计算项目的费用和效益；经济评估是根据企业所消耗的有用资源和对社会提供的有用产品（包括服务）来考察费用和效益.财务效益评估只考察直接费用和直接效益.

2.2特定单一视角的评价体系模式

如能耗效率评估体系、低碳经济效率评估体系、技术效率的评价体系增长角度的GDP评价体系模式.

3以GDP国民经济统计指标体系为基础,结合绿色GDP及社会效益评估理念的综合效率评估新模式

绿色GDP核算考虑环境成本,环境成本,社会效益兼顾了国民就业、税收贡献等要素,本方法将企业涉及原料及能耗的生产中间投入纳入重要指标体系,将就业人数及报酬、纳税贡献作为重要的社会效益评价体系,以SUPER-SBM-V模型构建了评价体系.

3.1综合效率评估方法及模型

考虑到超效率情况、松弛测度及规模效益可变性,并确定评估对有解,采用DEA包络分析法的超效率非径向模型.所谓径向是指非有效DMU沿到原点的射线方向进行改进,即同比例缩减投入或同比例扩大产出.而非径向是指非有效DMU不必遵循射线方向进行同比例改进,可以最大化提高(improvement)改善程度,如同时考虑投入产出松弛测度的SBM模型,即为SUPER-SBM-V模型.

3.2综合效率评估的指标体系的构建

投入指标体系：

包括总资产、固定资产、流动资产、资产折旧、期初所有者权益、工业中间投入、全部从业人员总量六项指标.

产出指标体系：

包括利税总额、本年应付职工薪酬、工业增加值、工业总产值、本年应缴增值税五项指标

数据来源于统计年鉴,其中工业中间投入根据数据推算而来,其中包括企业能耗投入、原料投入及生产运营其他投入.期初所有者权益为统计年度的上年度期末所有者权益.

4综合评估模式的评估实证

由于本课题研究主要聚焦我国“十二五”规划期间,考虑到均值情况,故选取转型发展五年计划的中间年份,以2012年湖南省规模以上工业企业统计数据为依据.

以下为2012年度湖南省规模以上工业企业分行业的评估结果.

表1湖南2012年主要规模以上产业效率评估值表

（按效率值从大到小排列）

1化学纤维制造业2.777339366

2煤炭开采和洗选业1.668330489

3化学原料和化学制品制造业1.618502916

4皮革、毛皮、羽毛及其制品和制鞋业1.506714032

5橡胶和塑料制品业1.410595329

6石油加工、炼焦和核燃料加工业1.3398372797文教、工美、体育和娱乐用品制造业1.281366848

8其他制造业1.257316882

9农副食品加工业1.235606794

10水的生产和供应业1.193443951

11有色金属冶炼和压延加工业1.142917652

12废弃资源综合利用业1.109992306

13木材加工和木、竹、藤、棕、草制品业1.104287102

14计算机、通信和其他电子设备制造业1.090582887

15家具制造业1.056741015

16燃气生产和供应业1.048450618

17黑色金属矿采选业1.025086328

18金属制品业1.016416179

19电力、热力生产和供应业1.014128376

20汽车制造业交通运输设备制造业(?两者相同吗)1.013227853

21非金属矿采选业1.008568614

22电气机械和器材制造业1.002817451

23纺织服装、服饰业1.000815657

24烟草制品业1

24专用设备制造业1

26通用设备制造业0.942203618

27印刷和记录媒介复制业0.917727693

28有色金属矿采选业0.891340532

29食品制造业0.891247969

30非金属矿物制品业0.833639144

31黑色金属冶炼和压延加工业0.825597333

32医药制造业0.780040298

33酒、饮料和精制茶制造业0.767952928

34纺织业0.748832231

35仪器仪表制造业0.727168232

36造纸和纸制品业0.646025696Model Name 等于 EA-Solver Pro9.0/ Super-SBM-V

5综合效率评估对产业转型升级的启示

结合2012年湖南国民经济运行状况及外部环境分析,得到以下启示：

启示一：准入较高的产业的转型依靠市场倒逼很难完成,转型需要当地政府引导.从评估结果来看,产业准入门槛较高的产业效率较高,如化工（化学制品、石油加工）、电力热力、自来水、烟草等行业,其中烟草制造业因政策性限价销售效率相比较偏低,但仍旧处于行业均值上方.当然化工加工业效率偏高得益于石油原材料在2009年至今的低迷,但整个行业的垄断定价权功不可没.2012年化纤行业效率值超高异常,经比对当年产年状况,主要原因是当年棉花全球产量大幅下滑,带动化纤创10年新高.

启示二：部分劳动密集型产业虽然在传统效率评估中表现较差,但综合效率评估中,地位有上升,主要考量对社会整体贡献依然较大,需要谨慎对待,切勿一刀切.比如农产品、木材加工业、家具制造业、小商品加工业效率在行业均值上方.正是由于本评估方法充分考虑了企业劳动力投入及企业薪酬贡献.

启示三：工业基础支撑产业处于规模效益拐点附近,处于产业中游,应该和高耗能高污染产业同步限产转型.

启示四：涉及民生的医药产业随着医改推进应加大技术投入和转型发展力度,对有潜质和重要企业应予以扶持.

启示五：评估结果显示湖南部分基础传统产业综合效率偏低,结合行业状况分析如下：

一是湖南医药制造业行业竞争加剧,加上叠加国家医改,整体状况不佳.既要考虑到民生看病贵问题,也要从长期行业健康发展的战略角度予以扶持和引导兼并,力促产业升级,提高竞争力.

二是湖南酿酒及饮料制造业由于国家严格控制公款消费及限价,行业处于效率值下方,应引导产业有序整合,调整产品结构,促进产业健康发展.

三是湖南纺织业处于低迷.纺织业多年来一直是我国优势的支柱产业,也是出口创汇重要产业,但评估显示湖南整个产业规模效率偏低,主要原因是行业盈利能力偏低,基础薄弱.但作为生产力和劳动力输出的重要产业,在我国劳动力依然过剩及保障自给的战略考虑下,应予以大力扶持,切勿一刀切.

四是湖南造纸业、仪器仪表制造业竞争力偏低.

可以看出,综合效率评估考虑了产业几乎所有投入要素和成果产出,利用模型构建的效率包络面进行产业间效率评估,没有设置人为的参数干预,对区域范围内产业的评价是科学公正的.对产业转型升级有着一定的指导作用.

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