混合所有制改革中的壟斷與競爭問題
陳林丨暨南大學
原標題：自然壟斷與混合所有制改革——基於自然實驗與成本函數的分析
內容提要
混合所有制改革是當前理論探討的熱點，但很少有研究能夠回答，改革應該如何推進的現實問題。而中共十八屆三中全會決議等改革戰略已針對城市公用行業等自然壟斷領域，提出了具體的改革綱領。那麼，自然壟斷領域應該如何推進混合所有制改革，或者說，混合所有制改革應優先在哪些公用行業推進？
為此，本文基於威廉?鮑莫爾創立的成本函數分析法，使用1998-2008年全國規模以上城市公用企業數據，剔除產品價格因素的影響，測算出行業層面的自然壟斷屬性和企業層面的全要素生產率，並基於自然實驗的三重差分法，對自然壟斷、混合所有制改革與企業生產效率之間的關係進行了實證檢驗。
結果表明：1）在統計意義上，混合所有制改革不能顯著提升自然壟斷環節的企業全要素生產率；2）混合所有制改革不應該在全國範圍和所有公用行業內「一窩蜂」地推進，這種不區分自然壟斷與可競爭程度的改革嘗試存在政策不確定性；3）相對於自然壟斷環節，混合所有制改革後競爭性環節的生產效率將會得到更顯著和更大的提升，體制改革的「政策紅利」更大。因此，混合所有制改革應優先在競爭性環節開展。
關鍵詞
混合所有制改革丨自然壟斷丨成本函數丨自然實驗丨三重差分法
一、引 言
壟斷與競爭是經濟學的永恆話題，亦是社會主義市場經濟發展中不可迴避的選擇難題。中共十八屆三中全會以來，國有企業改革與混合所有制經濟發展正在加快，壟斷的規模經濟與競爭的市場活力之間如何平衡，成為了學術界亟需回應的理論問題。
作為壟斷的一種特殊形式，十八屆三中全會決議以兩百多字的篇幅 ，在兩處提出了涉及自然壟斷的改革路徑。更重要的在於，該決議為混合所有制與壟斷性行業的交叉領域改革，進行了一次頂層設計 嘗試——自然壟斷環節必須保持國有資本控股；只有非自然壟斷的「競爭性業務」，才鼓勵放鬆其他資本的准入壁壘；自然壟斷業務的主要改革路徑則是「政企分開、政資分開、特許經營、政府監管」等規制模式改良，而不包括混合所有制改革。
簡而言之，自然壟斷領域不應進行混合所有制改革，而需改良現行的政府規制體系。
然而，在接下來的改革措施落實環節，頂層設計的思路蕩然無存，體制改革重新回到各自為政的局面。首先，作為傳統意義上的城市公用行業監管部門，住建部出台了《關於進一步鼓勵和引導民間資本進入市政公用事業領域的實施意見》。該部門規章提出，「要進一步打破壟斷」，但卻沒有區分自然壟斷，因而「開放市政公用事業投資、建設和運營市場」是全行業的，並鼓勵民間資本參與住建部轄下的所有公用行業的混合所有制改革。新制度既要「進一步打破壟斷」，又要「嚴格按照特許經營制度的要求，規範市場准入」，卻始終未能明確，哪些行業及其業務環節因非自然壟斷而需放鬆規制，哪些行業因自然壟斷而需實施特許經營。其實，這種混亂來源於國務院2010年出台的行政規範性文件《關於鼓勵和引導民間投資健康發展的若干意見》，作為住建部規章的上位政策法規，該政策同樣不區分是否自然壟斷，「鼓勵民間資本積极參与市政公用企事業單位的改組改制」。到了地方政府在編製下位法規時，各種政策混亂的現象就更為明顯了。
改革實踐混亂的根源或在於，經濟學界一直難以徹底解決的「馬歇爾矛盾」——是要發揮自然壟斷的規模經濟效應，抑或引入非國有資本激發市場競爭活力。從1848年自然壟斷理論（約翰?穆勒，1991）誕生至今，最大的理論創新無疑是威廉?鮑莫爾使用「成本函數分析法」從數理上證明了自然壟斷的存在性（Baumol，1977），進而提出了可競爭市場（Contestable Markets）理論。在一個同質品市場，規模經濟將可能導致自然壟斷行業的過度進入（競爭），反而損害市場活力與社會福利。
與之不謀而合的是，十八屆三中全會決議明文指出，自然壟斷、規模經濟正是相關體制改革的關鍵。不難看出，這是一次具有較高的理論高度，能夠牽住改革「牛鼻子」的頂層設計。在社會主義市場經濟中，是否能客觀度量出自然壟斷，決定著今後相關體制改革的成效。
在實踐中，自然壟斷行業究竟是否應該進行混合所有制改革？城市公用行業的混合所有制改革是「一窩蜂」上馬，還是應該按自然壟斷屬性進行分類，優先在競爭性環節推進改革？本文認為，解答上述問題關鍵在於釐清壟斷性行業的成本特徵，還需要回到成本函數分析法。這是因為，自然壟斷最顯著特徵是其成本函數的「次可加性（Subadditivity）」，要研究這些領域的產權改革，不可能離開其行業異質性與成本特徵。
二、理論與假說
混合所有制改革有兩條主要的理論與實踐脈絡。一是，內部員工持股的混合所有制經濟。在馬克思的「自由人聯合體」 理論基礎上，前南斯拉夫為國有企業制定了工人參與生產管理與剩餘分配的「工人自治」制度。在1950-1980年間，這種混合式的「社會所有制」經濟在前南斯拉夫國民經濟中占絕對統治地位（張德修，1983）。內部員工擁有剩餘索取權並參與分配，實質上就是早期的針對內部的混合所有制經濟。二是，從外部引入其他形式股本的混合所有制經濟。在馬克思的產權理論中，全民所有制與股份制是兼容的，二者是內容和形式的關係，股份制是國有企業組織形式和資本組織形式，甚至是「過渡點」（吳易風，1995；何秉孟，2004）。東歐各國在20世紀後半段逐漸發展出最早的引入集體經濟成分的混合所有制企業（林水源，1985）。時至今日，員工持股和引入外部資本，依舊是混合所有制經濟的主流模式，即中共十八屆三中全會決議提出的「允許混合所有制經濟實行企業員工持股，形成資本所有者和勞動者利益共同體」，「國有資本、集體資本、非公有資本等交叉持股、相互融合的混合所有制經濟，是基本經濟制度的重要實現形式」，「允許更多國有經濟和其他所有制經濟發展成為混合所有制經濟。」
其實早在1993年，中共中央便首次推出了「混合所有」的改革設想，即中共十四屆三中全會提出的「隨著產權的流動和重組，財產混合所有的經濟單位越來越多，將會形成新的財產所有結構。」多年改革與發展經驗表明，混合所有制改革確實能夠給國有經濟發展帶來積極的作用。
然而，在自然壟斷領域，混合所有制改革或許存在更多的政策不確定性。這是因為，自然壟斷行業的成本函數與別不同。
第一次工業革命後，約翰?穆勒、阿爾弗雷德?馬歇爾等經濟學者發現，英國的城市照明、給排水等市政管網建設具有資產專用性、沉沒成本大與規模經濟（後期還有範圍經濟）等特徵，並歸納出「自然壟斷」的學術概念——在位企業數量越少，社會生產總成本越低。這種成本函數特殊的行業與競爭性行業完全不同——壟斷或寡頭的市場結構才會帶來最大的社會福利，因為過度競爭或會損害自然壟斷行業的社會福利水平。Baumol（1977）、Panzar和Willig（1981）等人從數理模型的角度進行了全面的補充完善。其後，Willner（1994）試圖突破De Fraja和Delbono（1989）混合所有制改革理論模型的邊際成本遞增、規模報酬遞減的成本函數假設，加入平均成本可變的二次項成本函數，首次考察了規模經濟對混合所有制改革的影響。由於規模經濟是自然壟斷的基本特徵（充分非必要條件），因此，該文可以視為研究自然壟斷行業內混合所有制改革的首篇理論探索論文。
沉沒成本、網路外部性也是自然壟斷行業常常表現出來的特徵。Estrin和da Meza（1995）使用前者，Willner（2006a）同時使用二者，作為自然壟斷行業的模型假設，研究自然壟斷與混合所有制改革的關係。結果發現，除非國有企業改革後出現非常顯著的成本下降，又或者沉沒成本很低（自然壟斷屬性弱），否則，自然壟斷行業理應保留較高比重的國有資本和政府規制。Willner（2006b）進一步證明了，只要行業是具有規模經濟特徵的自然壟斷行業，即便國有企業與民營企業沒有邊際成本差異（即民營企業沒有效率上的比較優勢），相比於純民營和純國有的經濟結構，混合所有制也能帶來更大的社會總福利。
總之，現有的理論研究表明，成本函數的形式影響著混合所有制改革績效的方方面面。
關於國有企業改革的制度績效，最主要的評價標準是效率。學界圍繞著效率問題展開了經久不衰的討論。一部分學者認為，國有企業改革可以帶來效率方面的提升（楊小凱，1997；張維迎，1999；張五常，2004；許召元和張文魁，2015；吳振宇和張文魁，2015）。另一部分學者認為，國有企業改革並不必然能夠帶來效率的提升，更無法克服國有經濟的政策性負擔問題（林毅夫等，1997；林毅夫和劉培林，2001；劉春和孫亮，2013；劉慧龍等，2014）。
雙方給出的經驗證據同樣聚焦於效率問題，較早展開研究的是Shleifer等（1997，1998），他們認為：政府的干預會使國有企業偏離效率目標，因此國有企業經歷體制改革後會有更高的效率。後續還有大量的實證研究證明：國有企業改革確實有利於提高企業層面的生產效率（劉小玄，2004；譚勁松和鄭國堅，2004；劉小玄和李利英，2005；宋立剛和姚洋，2005；Jefferson和Su，2006；Dong等，2006；胡一帆等，2006；李楠和喬榛，2010；劉瑞明和石磊，2010；餘明桂等，2013；李文貴和餘明桂，2015；劉曄等，2016）。
另一方面，林毅夫和李志贇（2004）的研究卻表明，國有企業經營績效低下是因為企業承擔了政策性負擔，從而導致了「軟預算約束」問題；要想取得國有企業改革成功，就必須首先剝離他們的政策性負擔，然後再解決其效率問題。白重恩等（2006）的實證研究同樣表明，由於國企存在政策性負擔，改革後會帶來一定的社會成本（裁員和減薪可能會帶來社會不穩定而影響整個經濟的發展），認為首先應從降低政策性負擔入手來進行國企改革。近期也出現了部分質疑國有企業改革效率提升效應的實證研究。張晨和張宇（2011）指出改制後的國有企業的效率並沒有顯著提升，現存的國有與非國有企業也不存在效率差異。劉春和孫亮（2013）發現，政策性負擔的增加對國企部分民營化後的經營績效有顯著負面影響，會加劇其業績滑坡。顯然，效率問題一直是混合所有制改革討論的焦點。
有鑒於此，在混合所有制改革的諸多政策效應中，本文將研究視角聚焦於效率方面的討論，主要考察改革的效率提升效應。基於以上分析，本文提出有待檢驗的假說1。
假說1：在城市公用行業的自然壟斷環節，混合所有制改革不能顯著提升企業生產效率。
在現實中，自然壟斷領域的產品往往具有強烈的公共產品性質，其產量、價格、質量均涉及國計民生，是牽一髮而動全身的經濟領域。在近年國外的體制改革實踐中，產權問題似乎已不再是具有公共產品性質的自然壟斷行業改革的首要問題。比如，在20世紀70年代以來開始實施自然壟斷行業混合所有制改革的英國，其學術界就產生了關於「國家壟斷變成了私人壟斷」及改革績效不顯著的非議（肖興志，2001）。之後英國政府對體制改革路徑進行了重大調整：「將原有龐大的統一體系分解，實現非自然壟斷業務的有效競爭和自然壟斷業務的有效規制（肖興志，2011，第115頁）」。對於公用行業的非自然壟斷環節、可競爭業務，產權改革依舊是可行的辦法。
在自然壟斷行業的壟斷性與競爭性環節界定方面，國內學界進行了多方面的探討（戚聿東，2002；林木西和和軍，2004；李懷，2004；陳學雲和江可申，2008）。正因如此，中共十八屆三中全會才會提出「國有資本繼續控股經營的自然壟斷行業，實行以政企分開、政資分開、特許經營、政府監管為主要內容的改革，根據不同行業特點實行網運分開、放開競爭性業務」，「政府定價範圍主要限定在重要公用事業、公益性服務、網路型自然壟斷環節」。近期亦有張晨和張宇（2011）的研究發現，國有企業效率在壟斷性行業與競爭性行業中的表現截然不同。
不區分自然壟斷與非自然壟斷環節，很可能是導致城市公用行業混合所有制改革成效不顯著，存在政策不確定的主要原因。結合以上分析，在假說1的基礎上，本文提出假說2。
假說2：不區分自然壟斷與競爭性環節，混合所有制改革就不能顯著提升企業生產效率。
因此，如果一個城市公用行業不具有自然壟斷屬性，那麼放鬆民間資本進入，鼓勵員工持股，實施混合所有制改革自然會產生效率提升效應。為此，得到假說3。
假說3：在非自然壟斷的競爭性環節，混合所有制改革對市政公用企業的生產效率具有顯著的積極效應。
綜上所述，在自然壟斷的城市公用行業，其改革模式不能簡單地落入混合所有制改革的窠臼，而混合所有制改革應優先在非自然壟斷的競爭性環節推進。
壟斷與國有經濟均是中國經濟學討論中的熱點問題，本文嘗試在威廉?鮑莫爾創立的成本函數分析法（Baumol等，1982）研究框架上，將二者結合起來。
三、研究設計
（一）樣本選擇
在中國，可能具有自然壟斷屬性的城市公用行業主要包括供電、供熱、燃氣供應、供水、污水處理、垃圾處理、市政園林等。鑒於數據可得性，本文選擇「4420電力供應」、「4430熱力生產和供應」、「4500燃氣生產和供應業」、「4610自來水的生產和供應」、「4620污水處理」等5個四位數代碼產業為研究對象，數據來源為「中國工業企業資料庫」的1998-2008年間全國規模以上企業數據。
本文根據控股情況來確定企業產權性質。不考慮法人資本的影響，本文將國有資本、集體資本、個人資本、港澳台資本、外商資本其中一項在「實收資本合計」中佔比超過50%，或國有資本、個人資本、港澳台資本、外商資本其中一項為「實收資本合計」中的最大資本時，同時「國有控股情況」登記為「國有絕對（相對）控股」、「私人控股」或「港澳台商控股」或「外商控股」的樣本，界定為國有企業、集體企業、民營企業、港澳台企業、外資企業。當國有、集體資本控股的企業增加了非國有資本，並實現非國有資本控股，則定義該樣本為實施了混合所有制改革的企業。
（二）實驗時間不唯一的自然實驗及「觀測期」法雙（三）重差分計量模型
改革是一個動詞，是一個動態的過程。如何量化產權改革的動態過程，是國有企業改革研究中不可迴避的問題。為此，白重恩等（2006）使用「中國工業企業資料庫」的企業層面數據，在其計量模型首次引入了「是否已經改革」的時間差分變數，嘗試刻畫改制前後企業績效的動態變化。李楠和喬榛（2010）、餘明桂等（2013）、陳林和唐楊柳（2014）、餘明桂等（2016）、盛丹和劉燦雷（2016）進一步將「是否參與改革」的分組差分變數與時間差分變數相結合，進行了基於自然實驗（Natural Experiment）的雙重差分（Difference in Differences）法研究。
但雙重差分法並不完全適用於本文的研究主題，因為該框架無法考察自然壟斷與國有企業改革績效的交互作用。為檢驗假說1和假說3，本文將進一步使用三重差分（Difference in Difference in Differences）法進行研究。三重差分法在國外應用很廣（Gruber，1994；Meyer，1995；Yelowitz，995；Huttunen等，2013；Garthwaite等，2014；Chen，2017），國內亦有鄧柏峻等（2014）、付明衛等（2015）、汪德華（2016）等研究。
一般的三重差分研究均是，構建在「實驗時間唯一（政策同時衝擊）」的自然實驗框架之上。比如，Garthwaite等（2014）的政策衝擊是發生在2005年的美國公共醫療保險改革，Huttunen等（2013）的政策衝擊是2006年元旦實施的歐盟工薪稅補貼改革，Yelowitz（1995）的政策衝擊是發生在1991年的美國婦女醫療保險擴張計劃，Gruber（1994）的政策衝擊是發生在1978年的美國聯邦政府勞動保險制度改革。上述研究的共同點在於：實驗對象遭受的是全美、全歐盟統一的政策衝擊。國內相關研究也大部分構建在實驗時間唯一的自然實驗之上（陳林和伍海軍，2015）。
然而，混合所有制改革在各地推進的時間不一致，不同企業實施混合所有制改革的時間也不一樣。為此，本文參照餘明桂等（2013）的「觀測期」法，將實驗時間不一致的實驗組樣本，組織成為實驗時間近似一致的自然實驗樣本。
首先，將整個時間跨度大致平均分為三個區間，以2002-2005年（四年）為本次公共政策實驗的觀測期，1998-2001年（三年）則是混合所有制改革前的階段，2006-2008年（三年）則是混合所有制改革後的階段，以此檢驗實驗組與對照組的組間及混合所有制改革前後的績效差異。
為檢驗假說2，本文將自然壟斷與非自然壟斷樣本混同一起回歸，考察混合所有制改革成效是否受到影響，設計雙重差分計量模型：
Yit為被解釋變數，Reform1it為樣本是否參與混合所有制改革的分組變數，時間差分變數Time1it是代表混合所有制改革前後時間段的虛擬變數，γi為不可觀測的個體固定效應，γt為年份固定效應（年份虛擬變數），γind為行業固定效應（行業虛擬變數），控制不同行業之間的不可觀測因素，εit為隨機擾動項。考慮到個體與時間固定效應的影響，本文參照Chen（2017）、孫浦陽等（2017）、石曉軍和王驁然（2017）、石光和岳陽（2016）、付明衛等（2015）、Garthwaite等（2014）、簡澤（2013）、Lu等（2013）為式（5）加入γi,γt，並參考汪德華（2016）加入行業固定效應γind。
若企業在2002-2005年實施混合所有制改革，則將其界定為實驗組，分組虛擬變數Reform1it取值1；1998-2008年沒有發生混合所有制改革的樣本定義為對照組，Reform1it=0。時間差分變數Time1it2002年前取值為0，2005年後取值為1。DD1it=Reform1it×Time1it為雙重差分估計量，如果混合所有制改革能夠提升企業生產效率，其回歸係數應顯著為正。分組與時間差分變數具體取值如下：
三重差分計量模型設為：
Unnatureit為自然壟斷分組變數，當樣本所屬城市公用行業為自然壟斷時取值為0，反之則取值為1，該變數反映了企業所屬行業的自然壟斷與可競爭程度，具體估算見下文。三重差分估計量DDD1it=Reform1it×Time1it×Unnatureit，是實驗處理（政策實施）對實驗因變項（被解釋變數）的影響是否顯著的判別依據。其回歸係數α1正是研究者最關心的實驗變項（三重差分估計量）對實驗組樣本的因變項（被解釋變數）的實驗效果，即自然壟斷與混合所有制改革的綜合政策效應。若回歸結果的α1≠0並顯著，則表明只要樣本處於非自然壟斷狀態，混合所有制改革對被解釋變數的影響將是顯著的。
以上即是一次實驗時間不唯一的自然實驗設計，本文將這種基於「觀測期」法的雙（三）重差分計量模型記為DID(1)（DDD(1)）。本文假設政府是實驗操作者，實驗的起始和結束時間為1998年和2008年（即數據樣本的時間跨度）。政府進行實驗的目的是，考察實驗變項（混合所有制改革）能否影響實驗因變項（全要素生產效率）。
本次自然實驗可以與醫學實驗進行類比，實驗者要對一種抗器官移植排斥的新葯進行實驗，首先將實驗小白鼠隨機分為四組：1）器官移植並吃藥；2）器官移植但不吃藥；3）吃藥但不實施器官移植；4）不吃藥亦不實施器官移植。其中α5顯著為正表明，接受手術並服藥的患者在整個實驗期間的健康程度顯著高於另外三組；α6顯著為正表明，兩組服藥的患者在實驗後的健康程度顯著高於沒服藥的兩組；α7顯著為正表明，兩組實施手術的患者在實驗後的健康程度顯著高於沒手術的兩組。對於一個常規手術，α7基本顯著為正，但對於一個高風險的器官移植手術，是否服用抗排斥類藥物可能成為手術成功的關鍵，從而引起α7不顯著，甚至為負值。如果抗排斥藥物存在一定毒性，沒進行手術而服藥的患者可能因而影響了健康，那麼α6就不顯著，甚至為負值。實驗預期目標就是，實驗後第1組的「生活質量指數」得到提高並顯著高於第2-4組，即α1,α2,α3,α4,α5,α6,α7較為顯著且加總值為正。至於本文，混合所有制改革就是器官移植手術，非自然壟斷就是抗排斥新葯，實驗的目標是證明：手術（混合所有制改革）的成功離不開藥物（非自然壟斷）的輔助。
在統計意義上，當混合所有制改革的時間不一致，可能無法保證自然實驗的E[εit丨dt]=0。因此，在實驗時間不唯一的自然實驗，一般會使用受到公共政策衝擊時間相對一致的實驗組與對照組進行比對。為此，本文基於「觀測期」法的雙（三）重差分計量模型剔除了，混合所有制改革時間過長（1998-2001年間改革）和改革時間過短（2006-2008年間改革）的企業樣本，從而構建出一次實驗時間近似一致（改革發生在2002-2005年間）的自然實驗，進而考察實驗變項（混合所有制改革、自然壟斷）能否影響實驗因變項（企業生產效率）。所謂的「觀測期」法即是將改革時間過長或過短的企業樣本，剔除出實驗組。混合所有制改革時間過長（1998-2001年間改革），可能會使改革的績效提升效應受到削弱；而時間過短（2006-2008年間改革），則可能導致改革績效還沒開始顯現。
（三）面板數據雙（三）重差分計量模型
為保證結果的穩健性，本文還採用面板數據雙（三）重差分計量模型進行穩健性檢驗。混合所有制改革是循序漸進的，各城市公用行業每年都有不同數量的企業實施混合所有制改革。有鑒於此，本文參考Lu等（2013）、餘明桂等（2013）、Lu和Yu（2015）、盛丹和劉燦雷（2016）、的辦法，使用可以考察企業改革不同期的面板數據雙重差分計量模型：
DD2it=Reform2it×Time2it為雙重差分估計量，並考察了個體、時間及行業固定效應。式（5）的實驗組為1999-2008年（1998為初始年份）間實施過混合所有制改革的全部樣本，其分組虛擬變數Reform2it取值1；此期間沒有發生混合所有制改革的樣本定義為對照組，Reform2it=0。當實驗組樣本i在t年實施了混合所有制改革，那麼Time2i,t≥t=1,Time2i,t=0，其餘樣本Time2it設為0，可得：
三重差分估計量DDD2it=Reform2it×Time2it×Unnatureit，其回歸係數預期顯著為正。上述雙（三）重差分模型記為DID(2)（DDD(2)）。
相比於「觀測期」法DID(1)、DDD(1)，面板數據雙（三）重差分模型DID(2)、DDD(2)存在一定的異方差問題、序列自相關問題。置入γi,γt,γind可在一定程度上控制上述問題，降低偽回歸的風險。γi,γt,γind分別代表了三個差分變數Reform2it,Time2it,Unnatureit。由於多重共線性問題，固定效應與差分變數（Reform2it,Time2it,Unnatureit）一般不會同時進入回歸方程。
γi,γt,γind的兩兩交互效應，則與DDD(1)的Reform1it×Unnatureit、Unnatureit×Time1it、Reform1it×Time1it一一對應，如式（4）般同時置入回歸方程。
不能忽略固定效應的兩兩聯合作用，是因為：DDD(1)中兩兩差分變數交乘項的回歸係數α5,α6,α7含有具體的實驗意義。
主流的三重差分研究均考慮雙重差分變數或兩兩聯合固定效應，其中尤以前者更為常見。國內汪德華（2016）嘗試控制兩兩聯合固定效應，並剔除了實驗分組（時間）差分變數。除了個體、時間固定效應，該文還加入了省份、行業等固定效應。范子英和彭飛（2017）構建的自然實驗也是「實驗時間不唯一」。該文也剔除了實驗分組變數，將其替換為行業固定效應，並增加個體固定效應，從而在一定程度上避免了多重共線性的問題。Garthwaite等（2014）僅保留了第三個差分變數而剔除了實驗分組、時間差分變數，增加了個體、時間固定效應，但僅控制兩兩聯合的固定效應。以本文變數名為例，Garthwaite等（2014）的雙重差分模型自變數為DDD2it,Unnatureit×γt,Unnatureit×γi,γt×γi，其γi是省份（州）虛擬變數。考慮到本文為企業面板數據模型，包含γi的交乘項不具備很強的經濟學意義，也較難處理其矩陣運算，將其替換為行業固定效應γind。
綜上所述，本文構建一個控制了兩兩聯合固定效應的面板數據三重差分計量模型，記為DDD(3)：
（四）核心變數處理
1. 測度自然壟斷
詳見原文。
2. 測度企業生產效率
詳見原文。
四、實證檢驗
（一）基礎回歸
成本函數回歸顯示5個城市公用行業的βK均大於βL，表明其生產成本對勞動價格波動的敏感度不強，資本價格上漲對企業成本的影響較大。這表明，市政管道網路的建設需要投入大量的沉沒成本，存在顯著的範圍經濟效應。因此，5個城市公用行業都屬於典型的資本密集型產業。
從Unnatureit的時間趨勢看，自然壟斷的城市公用行業數量呈現下降趨勢，從1998年的569個減少到2008年的462個。這與學界主流觀點一致——隨著市場經濟體制的完善，自然壟斷的生產環節會越來越少，市場的可競爭程度逐步提高（戚聿東，2002；於良春和於華陽，2004）。從行業分布來看，供電行業的自然壟斷比例最高為100%，污水處理行業的比例最低為13%，供水行業的比例次低為27%，供熱、供氣行業的自然壟斷比例居中分別為60%和51%，後四個產業的自然壟斷樣本比例呈顯著的隨時間下降趨勢。
本文以企業樣本是否處於自然壟斷行業為標準，以式（11）獲得企業層面的自然壟斷分組變數Unnatureit。結果顯示，Unnatureit=0的自然壟斷樣本與城市行業層面的分布比例類似，供電、供熱、供氣、供水、污水處理的自然壟斷程度漸次下降。
1998-2008年間10425個城市公用行業中，有6003個為自然壟斷，但其中主要分布在供電行業。以供熱、供氣、供水及污水處理為代表的城市公用行業的自然壟斷屬性不明顯，這些行業為非自然壟斷的城市較多，但自然壟斷的城市亦存在。
不同城市、不同行業之間的市政公用服務存在截然不同的自然壟斷屬性，其行業管理必須因地制宜和因行業制宜。倘若無視具體公用行業的自然壟斷屬性，其規制與管理的效率勢必受到損害，相關經濟體制改革也只會事倍功半。
與此同時，城市公用行業的企業全要素生產率增長率大致經歷了一個先降後升的歷程，與楊汝岱（2015）的製造業測算結果基本相符。總的看來，以規模報酬可變的成本函數估算出來TF ?Pit和以規模報酬不變的成本函數估算出來的TFPit增長率，具有一致的時間趨勢。
（二）雙重差分回歸結果
根據式（1）和式（5）的雙重差分計量模型，表3給出了混合所有制改革與全要素生產率相關關係的檢驗結果。表3的第3行顯示，雙重差分估計量的回歸結果不穩健。以2002-2005年為觀測期的模型DID(1)回歸結果顯示，混合所有制改革對實驗組樣本產生了一定正向作用，但這種效應並不顯著（如第2-3列）。在全樣本參與的模型DID(2)中，混合所有制改革的政策效應亦不穩健，且可能為負。
混合所有制改革與全要素生產率之間的「因果關係」在統計意義上不顯著。因此，經歷混合所有制改革的企業並不一定能提升自身的生產效率，該結果與假說2一致——不區分自然壟斷與競爭性環節，混合所有制改革就不能顯著提升企業生產效率。從現實意義上來說，不考慮自然壟斷屬性的「一窩蜂」式上馬的城市公用行業混合所有制改革，其制度績效是不確定的，起碼對社會的生產效率不一定是好事。
因此，假說2得證。導致假說2在現實中成立的根本原因是，自然壟斷分組變數Unnatureit對整個回歸產生了關鍵影響，也只有分離出行業的自然壟斷屬性、可競爭程度，本文才能較準確地獲得城市公用行業混合所有制改革的政策效應。
（三）三重差分回歸結果
表4的三重差分回歸結果顯示，三重差分回歸提升了部分解釋變數的顯著性水平，回歸擬合優度也有一定程度的提升。本次研究最關心的是三重差分估計量DDDit。DDDit=1即為非自然壟斷的參加混合所有制改革的城市公用企業，其回歸係數α1則是，非自然壟斷的城市公用行業中進行混合所有制改革的政策效應。
自然壟斷對企業全要素生產率產生了顯著的影響。首先，在DDD(1)模型中，一旦不考慮自然壟斷屬性，相對於沒有參與混合所有制改革的城市公用企業，實驗組樣本獲得的生產效率提升總效應是α1+α2+α7，即改革會使實驗組樣本獲得額外的約-0.01個單位全要素生產率增長率和約0.24個單位全要素生產率的增長。其次，Unnatureit回歸係數α4顯著為正。即一個城市公用行業為非自然壟斷的競爭性行業，會顯著提升企業的生產效率。再次，隨著市場經濟體制的完善，自然壟斷造成的效率損失逐步下降，因為Unnatureit×Time1it的回歸係數α6顯著為負。根據α4,α6可知，1998-2001年間自然壟斷會造成企業出現約0.07個單位的全要素生產率增長率損失和約0.27個單位的全要素生產率損失；2006-2008年間，這種損失分別下降到約0.05和0.15個單位。
綜上所述，結合雙重差分估計量相對不顯著、不穩健的結果，本文認為假說1得證——在城市公用行業的自然壟斷環節，混合所有制改革不能顯著提升企業生產效率。
與假說3一致，表4顯示α1均為正值且基本顯著。這表明，中國1999-2008年間的早期混合所有制改革，對非自然壟斷的競爭性城市公用行業產生了顯著的積極效應——提高了公用企業市政服務的全要素生產率。
Unnatureit對全要素生產率的總效應是α1+α4+α5+α6。自然壟斷會造成2006-2008年間實驗組樣本出現額外的約0.12個單位全要素生產率增長率和約0.21個單位全要素生產率的損失。在非自然壟斷的競爭性環節，混合所有制改革對市政公用企業的生產效率，具有顯著的積極效應。
結合模型DDD(2)得出的α1同樣顯著為正，因此，假說3得證。
相對於自然壟斷行業，混合所有制改革在競爭性行業中，對全要素生產率及其增長率的提升效應更大（α1+α4+α5+α6>0）。在自然壟斷行業，混合所有制改革帶來的是約-0.07個單位全要素生產率增長率和約0.04個單位全要素生產率的增長（α2+α3+α7）；在競爭性行業，混合所有制改革帶來的是約0.05個單位全要素生產率增長率和約0.25個單位全要素生產率的增長（α1+α2+α3+α4+α5+α6+α7）。
因此，混合所有制改革對企業生產效率的積極作用主要發生在競爭性市場結構下，而非自然壟斷環節。也就是說，如果在競爭性行業實施混合所有制改革，城市公用企業的生產效率將會得到更大的提升，體制改革的「政策紅利」更大。
面板數據三重差分模型的回歸結果見表5。無論是否控制兩兩聯合固定效應，DDD2it的回歸係數均為正，即混合所有制改革對競爭性行業具有生產效率提升的作用。但相對於全要素生產率lnTFPit的提升效應來說，其增長率的提升效應相對沒有那麼明顯，見表5第3行第2-3列。
五、穩健性檢驗
（一）進一步的因果識別與傾向指數匹配法
詳見原文。
（二）更換觀測期
詳見原文。
（三）考察其他維度的改革績效
衡量政策收益的維度應是多樣的，因為同一種政策也可能存在不同維度的「政策紅利」。為此，本文選取不同的經營績效指標作為混合所有制改革成效的評價標準。借鑒盛丹和劉燦雷（2016）對國有企業經營績效的界定，本文選取銷售利潤率（利潤合計除以主營業務收入）、管理費佔比（管理費除以主營業務收入）、勞動生產率（實物產量除以在職員工數）、資本生產率（實物產量除以總資本存量）等企業經營績效作為被解釋變數，以考察混合所有制改革對企業業績提升作用。
根據表8，DDD(2)模型的三重差分估計量通過顯著性檢驗，且均與以往的研究（盛丹和劉燦雷，2016）及預期相符。這表明，在自然壟斷的影響下，混合所有制改革對企業經營績效的改善作用在不同城市公用行業存在顯著差異。相對於自然壟斷行業，混合所有制改革在競爭性市場結構中，對企業利潤率、管理費佔比、勞動生產率、資本生產率等的改善作用更大。由此可知，混合所有制改革對企業經營績效的促進作用主要發生在競爭性市場結構下，而非自然壟斷環節。
但除了管理費佔比外，以銷售利潤率、勞動生產率、資本生產率為被解釋變數的DDD(1)模型表現不穩健。這表明，改革可能不是直接提升企業的勞動生產率、資本生產率、銷售利潤率等財務指標，而是通過減少冗餘管理費用與改善公司治理結構的渠道，使改革者獲得間接的生產效率提升。表8第3列的α2+α7>0表明，混合所有制改革反而會提升自然壟斷行業樣本的管理費佔比。由此推斷，在可競爭程度弱的自然壟斷行業，混合所有制改革並不會帶來公司治理結構的改善。
六、政策啟示
「摸著石頭過河」是關於改革開放以來中國制度變遷經驗的精鍊概括。從建國初期的國有化與計劃經濟體制建立，到改革開放初期的承包制與市場經濟體制建立，中國的制度變遷一直處於一種不連續的狀態。以制度變遷理論的視角看，這種不連續的制度變遷相較於漸進的制度變遷，其經濟績效的不確定性更為顯著。因此，制度突變帶來的績效變化往往讓人意想不到，這似乎也成了中國經濟三十多年來高速增長的成功經驗——摸著石頭卻走出了不尋常的路。但舊制度日積月累，制度系統的體量越來越大，每一次不成體系的單項制度變遷所能帶來的邊際收益，自然越來越小。
2013年底出台的中共中央《關於全面深化改革若干重大問題的決定》嘗試作出一次根本性的改變，為城市公用行業設計了一套成體系的新制度：國有資本在自然壟斷環節必須保持控股，其混合所有制改革應是謹慎的，混合所有制改革的優先對象是非自然壟斷的競爭性環節。不過，自20世紀80年代混合所有制改革被提出，學術爭鳴長期聚焦於「要不要改」的必要性討論，但對「怎樣改革」等實際問題的解答是有所欠缺的。本文試圖跳出「為產權改革而談產權改革」的桎梏，去解答這個當前體制改革面臨的重大理論與現實問題——自然壟斷領域如何進行混合所有制改革。
另一方面，壟斷與競爭一直是經濟學的經典議題，而自然壟斷作為壟斷的一種特殊形式，混合所有制改革應該是可以很好地納入自然壟斷理論框架之中，本文正是進行了這樣的一次嘗試。
主要結論如下：1）在城市公用行業的自然壟斷環節，混合所有制改革不能顯著提升企業生產效率；2）不區分自然壟斷與競爭性環節，傳統的雙重差分計量模型便無法檢驗出混合所有制改革的顯著成效，因此「一窩蜂」式推進混合所有制改革，可能存在政策不確定性；3）在非自然壟斷的競爭性環節，混合所有制改革對市政公用企業的生產效率具有顯著的積極效應。相對於自然壟斷環節，混合所有制改革後競爭性環節的生產效率將會得到更顯著和更大的提升，體制改革的「政策紅利」更大。因此，城市公用行業的混合所有制改革應優先在非自然壟斷的競爭性環節推進。
判定具體城市具體公用行業的自然壟斷屬性，是其混合所有制改革中的關鍵環節。這項工作又需要從成本數據出發，因此成本數據的準確性、公開性至關重要。為此，本文建議：城市公用企業的成本數據必須強制性地對政府行業管理部門公開，並可結合近期的立法工作予以推進。2015年頒布的部門規章《基礎設施和公用事業特許經營管理辦法》就提出了「經過審計的上年度財務報表等有關信息按規定向社會公開」。這樣的立法思路接近於，香港政府多年來與燃氣供應企業簽訂的價格規制協議（「資料及諮詢協議」）中的強制性信息披露條款，屬於較先進的政府規制條例。本文認為，正在立法的國務院行政法規《市政公用事業特許經營條例》應進一步強調成本數據的公開。
鑒於自然壟斷行業的特殊性，還有部分學者認為其應該採取綜合性的體制改革——採取價格、利潤等經濟性規制，以及技術、環境等方面的社會性規制（植草益，1992，第22頁）。Laffont（2005）則直接指出，像中國這樣的轉軌國家，與發達國家存在巨大的制度性差異，因此，不加鑒別地直接套用為發達國家設計的制度體系，這必然導致公用行業改革失敗，並造成巨大的社會福利損失。國內學者也有類似觀點——中國城市公用行業的體制改革應該是一個系統工程，要考慮在國情特色制度約束下，設計綜合性改革措施（戚聿東和柳學信，2008）。
總之，在涉及重大公眾利益與國計民生的公用行業，混合所有制改革不能「一刀切」、「一窩蜂」地上馬，相關體制改革應該堅持中共十八屆三中全會提出的「頂層設計」思路。同理，混合所有制改革在其他行業的推進，也應該是「點面結合」有所側重。
作者簡介
陳 林丨暨南大學教授、博士生導師，競爭法與產業發展研究中心副主任，中國社會科學院經濟研究所博士後，研究方向：國有企業與反壟斷。
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論文來源：《經濟研究》2018年第01期，標題《自然壟斷與混合所有制改革——基於自然實驗與成本函數的分析》
受篇幅限制，改寫過程中對正文內容進行了較多的刪減，同時未列明參考文獻，具體細節請參考原文。
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