中国工业生产力革命的制度及市场基础——中国大中型工业企业间技术效率差距因素的随机前沿生产模型分析（之一），本文主要内容关键词为：中国论文,工业论文,生产力论文,企业间论文,模型论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
市场经济是竞争的经济，优胜劣汰适者生存。但从根本上，市场竞争是效率的较量。为求生存与发展，企业总会加大技术进步、创新的力度，以求在效率上取胜，立于不败之地。涂正革、肖耿（2005）通过对每年2万多家大中型工业企业在1995-2002年的生产力与技术效率的研究，揭示世纪之交的中国正经历一场工业生产力革命，其直接原因是各个行业的整体技术进步，间接动力则是行业内各个企业间不断出现的生产效率的差距。企业间效率差距是技术进步的压力与动力，成为中国工业生产力革命的源泉。本文将继续在随机前沿生产函数模型的基础上，通过讨论大中型工业企业技术效率水平差距及其外生性因素，从而探讨中国工业生产力革命的制度及市场基础。
自1994年中国确立发展社会主义市场经济以来，中国经济发展迅猛。但是，中国经济的效率及经济能否持续增长一直是学术讨论的焦点。宋立刚、姚洋（2005）通过对1995-2001年683家国有企业的调查，发现改制对企业的利润率有积极的正影响，但对劳动生产率的影响较弱。刘小玄、李利英（2005）通过对451家样本企业（1994-1999）的调查数据的分析、抽象和概括，得到了企业改制的典型特征：国退民进的改制方向与企业效率提高的方向是一致的，即产权改革推动了效率的提高。姚洋（1998）运用1995年工业普查的数据研究了非国有经济成分对技术效率的影响，姚洋、章奇（2001）运用1995年工业普查的数据研究了影响技术效率的综合因素。刘小玄、郑京海（1998）用1985-1994年的宏观数据分析了决定国有企业技术效率的因素。刘小玄（2000）运用1995年工业普查数据研究了所有制结构的变革对效率差异的影响。刘小玄（2004）研究了民营化改制对产业效率的效果分析；何洁（2000）运用1993-1997年28个省市数据精确量化了对外直接投资（ FDI） 的外溢效应，特别是对效率的影响。在一定程度上，上述研究得出了许多有政策意义的结论。
但是，上面研究存在不足：其一，要么使用的是宏观加总数据，如省际数据，要么是仅一年的公司微观数据，如普查数据，这两类数据所含信息受到了很大的限制；其二，计量方法存在缺陷。大多数技术效率的研究都采用的是先估计或计算出公司技术效率，然后再对外生性因素进行回归。这种两步估计法目前已被许多学者证实其可能的缺陷在于估计的非一致性和非有效性，其结论就可能会与实际不符，其政策建议就会产生误导。
衡量技术效率的方法有通过计量模型的参数法和基于数学规划（如数据包络技术DEA等）的非参数方法。随机前沿生产模型方法所测量的技术效率因其同时考虑技术的非效率与随机冲击而得到更广泛的运用。本文在随机前沿生产模型的基础上，运用中国1995-2002年期间每年大约22000家大中型工业企业数据，采用一步估计法分别确定和估计37个两位数行业技术效率差异的外生性决定因素，并总结出中国工业生产力革命的制度及市场基础。（注：本文所用的数据以及模型检验及估计的结果均归纳于附录中。限于篇幅，附录部分无法包括在正文内，有兴趣的读者请向作者索取。）
二、技术效率差异的制度及市场基础
效率是经济学研究的核心，宏观、微观、产权制度经济学等都把资源的利用效率提高作为目标。经济效率的提高有赖于市场配置资源效率以及生产者技术效率水平的提高。技术效率从投入产出角度量化资源利用效率，是衡量企业能够多大程度地运用现有技术达到最大产出的能力。本文主要从理论上讨论技术效率差异的制度及市场基础。
企业的技术效率是一个内生变量，它是多种因素综合作用的结果。企业的技术效率往往与企业的制度特征及所处市场环境相联系。在企业的制度特征中，企业的产权制度安排、企业的治理机制、管理者的经营能力、企业的规模等因素会影响企业技术效率。在外部市场环境中，行业的竞争程度、行业中外商直接投资的比例及企业所在地理位置等会对企业的技术效率产生影响。下面具体分析技术效率的外生性决定因素。
1.所有制因素
中国经济的改革伴随着所有制结构的变化，其现状高度概括的表述就是“国退民进”。有学者认为“国退民进”是市场经济发展的必然结果，也有学者认为“国退民进”提高了资源的配置效率，是经济增长的推动力。本文所关心的是所有制结构变化对工业企业技术效率产生怎样的影响。
改革前，全民所有制和集体所有制占据绝对的支配地位。这种集举国资源进行工业化的方式在工业化初期功不可没。随着经济改革开放的深化，特别是从1990年代中期开始，我国经济整体上已从短缺经济转变为相对过剩经济，市场竞争加剧，不同所有制形式的企业生产效率差异更加凸现，而且集中表现在国有与非国有企业间的效率差别。
所有制对生产效率的影响要从两方面剖析。一是产权结构的残缺导致企业激励、监督、约束机制的失效；二是企业政策性负担所导致的预算软约束。按照肖耿（1991，1999）的“残缺产权”理论，因产权结构模糊，国有企业与非国有企业在激励、监督和约束机制上的差异是导致在竞争条件下企业业绩、效率差距的主要原因。刘小玄（2000）应用1995年工业普查的数据全面检验所有制结构对生产效率的影响，发现越是远离计划控制链条的企业发展越快，效率越高，而且这种效率正在通过市场竞争机制“辐射”到其相邻地带，即从村级影响到乡级，再到县级，层层传递，推动较低层次企业的民营化先行于较高层次的企业。
尽管与其他所有制企业相比，国有企业在行业准入、市场退出方式，历史负担以及投、融资方面享有优越的待遇，但仍然挡不住巨额的亏损，从各行各业逐渐退出。大多数学者认为，其原因是依赖市场打拼而得以生存的非国有企业的效率更高。
林毅夫等（1997）则强调政策性负担及因此衍生的预算软约束是国有制企业效率低下的根本原因。一旦失去了政策性负担，国有企业与非国有企业面临同样竞争性的环境，那么，所有制问题就不再是企业效率高低的决定性因素。
但是，尽管已经历了二十多年的经济体制改革，消除国有企业的历史性政策负担仍然任重道远，国有企业与非国有企业面临不同的市场环境和竞争条件仍然是不争的现实。
为了深入考察所有制对效率的影响，我们对企业经济类型做进一步分类，以2001年国家工商管理局关于划分企业登记注册类型的规定为基础，根据所有制主体的不同特征将16类企业合并为6类不同所有制的企业：国有企业、集体所有制企业、民营制企业、混合制企业（股份制、联合制等）、外商投资企业和港澳台投资企业。
这5类非国有所有制企业的产权特征有很大的区别。民营企业虽然在大中型工业企业中所占比例很少，但是民营企业已成为中国经济最有活力的增长点；外商投资企业是中国经济技术进步的主导；港澳台企业使中国成为工业出口的车间；集体所有制企业是中国除国有企业外公有制的另一种所有制形式；混合所有制企业在日益成熟和壮大，不仅有效地利用了自有的资源，而且通过兼并重组，输出组织资本，在更大范围内实现了资源的有效配置，代表了国有企业所有制改革的方向。十六届三中全会在论述公有制的实现形式时，首次明确提出了要大力发展国有资本、集体资本和非公有资本等参股的混合所有制经济，实现投资主体多元化，使股份制成为公有制的主要实现形式。
因此，量化所有制改革对经济效率的影响，对确定产权改革方向和力度有重要的实践意义。
2.预算软约束
在中国，银行是企业资金的主要来源，若企业出现财务危机或清算时，银行将是损失的承担者。因此，银行也是企业信贷预算的约束者和风险监管者。
银行对企业实施监控的力度取决于企业的债务负担，或者负债资金的比例，特别是债务利息支出的大小。一般而言，外部融资比例大，会增加偿还本息的压力，特别是当公司资本报酬率低于贷款利率，企业信用压力会更大。而当企业债务率长期居高不下，且回报率低于利息率，就会发生财务危机。在市场经济下，银行通过对贷款企业财务风险的评估，会果断切断企业的资金供给。银行的监管对企业的经营施加压力的同时，也促使企业提高效率。因此，在竞争条件下，企业的信贷预算约束会促进企业改善经营管理，增收节支提高效率。
但是，在预算软约束下，国有企业并不把债务负担当作提高效率的压力和动力。国有企业一旦发生亏损，政府常常要追加投资、增加贷款、减少税收、并提供财政补贴，这种现象被亚诺什·科尔奈称为“预算软约束”。勿庸置疑，预算软约束的存在将扭曲企业的微观行为，导致企业资金配置和经营的低效率。
为此，我们从国有与非国有两个层面考察信贷预算约束与效率间的关系。如果企业信贷预算（主要是利息支出）的增加可以促进企业效率的提高，那说明预算约束是强硬的，因为企业将受到信贷约束的压力。相反，信贷预算增加的同时，企业效率反而更糟糕，这就说明预算软约束可能存在。
3.企业规模效应
企业规模对技术效率的影响与规模经济的概念分不开。西方工业革命后的19世纪末，英国著名的经济学家马歇尔提出了这样一个理论：大型机器设备的广泛应用，必然导致企业规模扩大，企业生产规模的扩大，有利于企业使用更先进的技术，实行更精细的分工、协作和专业化生产；也有利于企业产品零部件的标准化、通用化，生产经营的联合化和多样化，大量销售、大量采购和对产品进行综合利用等各种积极因素的充分发挥，从而产生规模效应，这就是所谓的“规模经济”。
但是，企业规模并非越大越经济。企业规模扩大以后，对外与市场的协调成本越来越高，内部运行机制的协调难度越来越大，加上管理与指挥系统的复杂化，信息的上传下达速度减慢，使管理效率大大降低，边际收益下降，甚至会变成负值，出现规模不经济现象。
最权威的解释是：随着企业规模的扩大，内部结构的复杂性增强，这种复杂性会消耗能量和资源，这种消耗会抵消规模扩大带来的好处，使得规模效应化为乌有，这时规模就不经济。
规模不经济有两种：一种是企业规模过小，达不到所属行业要求的最低规模；另一种是企业规模过大，超过了一定的限度，产品产量的增加幅度小于生产规模扩大的幅度，甚至产品产量绝对地减少，这两种现象都称为“规模不经济”。
显然，企业规模是通过技术效率来影响规模经济性。一般而言，大企业的技术和资金实力雄厚，人员素质、管理水平较高。而中小企业一般无力从事技术创新，只能使用大企业使用过的技术。中小企业的人员素质乃至管理能力一般也都不如大企业。另外，在融资方面，大企业往往也具有相对优势。但是，中小企业具有反应敏捷，善于捕捉市场机会等优点，而且在现阶段，中小企业很可能比大企业更多地利用了劳动力便宜的比较优势。因此，究竟企业规模如何影响企业的技术效率只能在计量检验之后才能做出回答。
4.不同所有制企业间的技术外溢效应
由于种种原因，不同所有制企业的技术、管理水平可能存在较大的差异。在行业内或地区内，不同所有制企业可能通过多种途径进行技术扩散，导致行业或地区企业的整体技术水平和技术效率的提高，本文称之为技术外溢效应。下面以外商投资企业为例说明技术扩散的机制和途径。
外商投资理论认为，FDI对东道国的经济发展影响的传导机制是多渠道的，FDI不仅对东道国具有资本积累的直接效应，而且具有间接的外溢效应——技术扩散、人力资本提高和制度变迁的效应。这些外溢效应对东道国通过知识积累、技术进步、人力资本水平提高以及卓有成效的制度变迁实现内生经济增长具有重要的作用。
姚洋（2001）认为，FDI的进入可能会通过多种途径而有利于企业效率的提高。除了直接的实用技术扩散外，FDI的进入还可能通过人员在区域内的流动而提高企业的管理水平，并向企业转移生产技术。姚洋还认为FDI的溢出效应不仅在行业内部纵向溢出，而且在地区内不同所有制企业间横向溢出。张建华、欧阳轶雯（2004）将FDI的外溢效应的扩散途径归纳为四个效应：跨国公司与东道国企业间技术的示范-模仿效应、行业内部的竞争效应、行业上下游间的关联效应以及人力资源的培训效应。何洁（2000）将FDI的外溢效应分为水平联动效应和纵向联动效应，不仅分析了FDI的正面效应，而且考虑了负面的外溢效应。凭借技术、资金和管理经验优势的FDI，对国内同行的冲击也是不容忽视的。大量国有企业的破产、倒闭不能说没有外资的作用。另外，外资优厚的薪资待遇吸引了内资企业的优秀人才、抢占原本由国内企业利用的稀缺资源。
除FDI企业外，其他所有制企业也同样通过人员流动、技术转让和加强市场竞争而具有类似的外溢效应，在下文中将对不同所有制企业间的外溢作用的具体途径进行检验。
5.行业竞争压力
行业的竞争状况是企业所面临的重要的外部环境，也是决定企业效率的重大因素。实质上，前面从所有制结构改革、外商直接投资的角度都强调了市场竞争对经济增长以及经济效率提高的作用。微观经济学理论认为，行业垄断不利于效率的提高，过度竞争或恶性的价格竞争也会造成资源的浪费，而只有行业适度竞争才有利于技术创新和技术效率的提高。竞争压力促使企业加强管理、重视对企业人力资源的培养、增加对高新技术的研发投入等以提高企业核心竞争力，使企业在激烈的竞争中立于不败之地。衡量行业竞争状况及其变化对企业效率的影响，有利于正确制定行业开放、发展政策。
6.地区因素
企业所处的地理位置在很大程度上决定了企业的交通条件、信息和技术获取能力、获得中间投入品和其他生产要素（例如资金）的能力，甚至极大影响着企业的市场竞争意识，从而会对企业的效率造成极大的影响。根据我国地域特征、各地经济发展状况、开放程度以及资源禀赋特征将中国划分为8大经济区域。8大经济区域经济情况各具特色，对所在不同行业企业技术效率的影响不同。东北地区，自然条件和资源禀赋结构相近，相互联系比较紧密，但面临着资源枯竭问题、产业结构升级换代问题等；北部沿海地区，地理位置优越，交通便捷，科技教育文化事业发达；东部沿海地区，现代化起步早，对外经济联系密切，在改革开放的许多领域先行一步，人力资本丰富，发展优势明显；南部沿海地区，对外开放程度高；黄河中游地区，煤炭和天然气资源丰富，对外开放不足，结构调整任务艰巨；长江中游地区，农业生产条件优良，人口稠密，对外开放程度低，产业转型压力大；西南地区地处偏远，土地贫瘠，贫困人口多，对南亚开放有着较好的条件；西北地区，自然条件恶劣，地广人稀，市场狭小，向西开放有着一定的条件。
不同区域企业的活力、竞争力差异大，对技术效率的影响不可忽视。因此，很有必要在实证检验中考虑到地理位置的作用。
三、技术效率外生性因素分析的计量模型
1.随机前沿生产模型的设定
前沿（边界）生产模型是衡量技术效率水平的标准和基础。确定性前沿生产模型因为没有考虑生产中可能出现的随机冲击而在理论上存在缺陷，技术效率的估计有偏误。而随机前沿生产模型因考虑随机冲击对最优产出的影响，受到学术界肯定而被广泛采用。
随机前沿生产函数模型一方面可以评价企业在行业中的技术效率水平高低，更重要的是要揭示技术效率差异的原因。目前研究技术效率的外生性因素主要采用两步法：第一步借助前沿生产模型估计出企业的技术效率；第二步就是用所得的技术效率指数对与企业特征有关的变量回归，找出影响技术效率差异的外生性因素。这就是在实践中应用很普遍的两步估计法。两步估计法在计量上存在问题。首先在估计随机前沿生产模型时，都假定技术非效率指数u独立于要素投入变量x，若不独立，估计量不具有一致性。而在第二步估计中却设定u并非独立，而取决于一系列外生变量z。问题是并不能保证反映企业特征的外生变量z与企业要素投入变量x之间不会高度相关。若两者高度相关，得出的结果可能与实际不符，甚至完全相反。
这个问题由Kumbhakar等（2000），Kumbhakar和McGukin等（1991），以及Reifschneider和Stevenson（1991）共同解决。他们所提出的随机前沿生产模型中，非效率指数u为企业特征向量的函数和一个随机扰动项。Battese和Coelli（1995）提出了形式类似的模型（简称B-C模型），不同之处是B-C模型可以采用面板数据，包括非平衡面板数据。其对数线性模型设定形式如下：
附图
…………………………………………（1）
这里，y[，it]为公司i在年度t的工业增加值；时间变量t代表技术变化；x是投入要素向量（k，L），这里只包括资本和劳动力；假定随机误差项v[，it]独立同分布，且v[，it]～iidN（0，σ[，v][2]）；u[，it]代表技术非效率指数，且假定u[，it]独立同分布，服从均值为μ[，it]、方差为σ[，u][2]、在0点左边被截断的正态分布：
u[，it]～iidN[+]（μ[，it]，σ[，u][2]）……………………（2）
对数线性随机前沿生产模型（1），是非中性技术的生产模型，技术可能包含在要素之中。因此，该模型是一个包容性的生产模型。需说明的是，在大样本下，变量数目的增加对估计效率的负面影响不大。
2.变量定义及技术效率模型设定
技术效率模型描述了外生性因素对企业技术（非）效率的影响。B-C模型巧妙之处是将技术效率通过非技术效率指数u[，it]断尾（ truncated） 正态分布的模μ[，it]来表达。将非效率指数模型植入随机前沿生产函数模型，用最大似然法联合估计。这里并没有对μ[，it]的正负取值做严格约束。基于前面对技术效率的理论分析，以及u[，it]的定义得到我们所关心的技术效率外生性模型。定义断尾正态分布的模μ[，it]为：
附图
………………………………………（3）
这里，系数向量∏=（δ[，1]，…δ[，5]；ξ[，p]，…ξ[，c]；θ[，p]，…θ[，c]，
[，p]，…[，c]；γ[，1]，γ[，2]，…γ[，8]）′；z[，it]代表决定技术效率水平的外生性变量向量；cst表示企业受到的信贷预算约束，用企业利息支出占总资产的比例表示，即cst=rfee/ta，rfee表示企业的利息支出。为了考察国有与非国有企业对信贷约束的不同反应，设立国有、非国有虚拟变量。D[state]=0表示企业所有制为国有，D[state]=1表示非国有企业。以国有企业为参照对象，系数δ[，1]是国有企业的信贷约束对技术效率的边际效应。δ[，1]＜0，意味着国有企业的信贷约束促进效率提高，δ[，1]＞0，则不利于效率的提高，预算软约束。系数δ[，2]表示非国有企业与国有企业的差别。若δ[，2]=0，表示国有、非国有企业的预算约束对效率的影响没有区别。
变量share表示企业的规模大小。这里没有使用虚拟变量来表示规模大、中、小，而是采用企业的行业份额。规模大的企业的行业份额也大，用行业份额更代表了企业的竞争实力。市场份额是按企业的工业总产值在3位数工业行业中所占比重计算的。由于缺乏3位数工业行业全部企业的工业总产出数据，我们用全部国有以及规模销售收入在500万元以上的非国有企业（简称规模以上企业）的工业总产值总额来代替。相比两位数行业，3位数行业产品同质性更接近，市场份额更具可比性。规模对效率的效应可能是非线性的，规模太大或太小可能不利于效率的提高，因此，我们在效率模型里包括了规模二次项。
变量compt代表3位数行业的竞争程度指数。如何衡量行业的竞争程度呢？评估行业竞争程度首先要明确产品的同质性，产品差异大就没有竞争的可能。在现有可得的数据库里，按照4位数行业标准划分的产品同质性最强。但是由于数据的原因，用3位数行业的赫芬戴尔（ Herfindiahl） 指数表示企业受到的竞争压力的大小。以3位数行业中市场份额前10位的企业计算赫芬戴尔指数：
附图
这里，（ share[，jit]） 表示3位数行业j中在年度t、前i位（i≤10）企业的市场份额。
竞争压力对企业效率的影响要看行业的竞争程度。高度垄断或过度竞争都不利于效率的提高。因此，定性分析必须要与定量分析相结合。
关于技术外溢效应。考虑了两种外溢效应：行业内的外溢效应（ indspill） 和地区内的外溢效应（ regspill） 。不仅要考虑外商投资企业的外溢效应，还要考察其他所有制企业的外溢效应。因此，用各所有制企业在行业所占资产的比重对技术效率的影响来表达外溢效应。如果外商投资企业的资产比重的增加会带动行业技术水平的提高，那么就断定FDI具有积极的外溢效应。如果国有企业资产比重减少可以提高行业总体技术效率，那说明“国退民进”的策略是正确的。同样以国有企业为参照对象，D[type]表示所有制虚拟变量，下标o=type分别代表私有企业、外商企业、混合制企业、港澳台企业和集体所有制企业；注意，在计算地区外溢效应时，以省和直辖市为地区划分标准。
所有制结构变化的效应。根据投资所有者的特征以及企业注册登记类型，我们将企业划分为国有企业（ s） 、集体企业（ c） 、混合制企业（ m） 、外商投资企业（ f） 、私有制企业（ p） 以及港澳台企业（ h） 。同样，以国有企业为参照对象。
变量D[region]代表地区虚拟变量，r=1，2，3…8分别表示8大经济区域：南部沿海地区（广东、福建、海南）；东部沿海地区（上海、江苏、浙江）；北部沿海地区（山东、河北、北京、天津）；东北地区（辽宁、吉林、黑龙江）；长江中游地区（湖南、湖北、江西、安徽）；黄河中游地区（陕西、河南、山西、内蒙古）；西南地区（广西、云南、贵州、四川、重庆）；西北地区（甘肃、青海、宁夏、西藏、新疆）。模型中，我们以东部沿海地区为参照对象。
3.联合模型设定的假设检验
本文采用的形式较复杂的技术非中性随机前沿生产函数模型，是包容性的模型。随机前沿生产函数模型不仅包括单一要素的产出弹性，而且包括技术进步的变化、技术非中性、要素间的替代弹性等。另外，传统的全要素生产率模型大多使用形式简单的柯布-道格拉斯生产函数，没有区分随机噪音和技术进步，没有考虑因为管理水平等因素导致的技术效率下降，即技术上的非效率。随机前沿生产模型是技术效率衡量的标准和基础，其设定形式正确与否直接关系到对技术效率的外生性因素分析的有效性。为此，本文不仅要检验技术非效率的外生性因素，而且要对随机前沿生产模型的设定的合理性进行检验。具体地，模型的假设检验主要从6个方面展开。
（1）为什么不用简单的柯布-道格拉斯生产函数形式？简单的柯布-道格拉斯生产函数里没有要素的交互项，也就没有考虑要素之间的替代效应，生产函数的技术结构是线性齐次形式，没有考虑技术的变化的非线性特征。该函数形式在总量数据的分析中广泛被采用。但是，对于微观层面的企业数据，这种设定恰当吗？为此，检验假设H[，0]：β[，LL]=β[，KK]=β[，LK]=β[，TT]=0。
（2）检验技术非中性。技术中性的含义是指技术存在于要素之外，要素的变化不会导致技术的变化。然而，实际上技术的进步会渗透到生产要素中，尤其在发展中国家，技术的引进主要寓于高技术含量的机器设备之中；另外，大量受到良好培训的人才也是技术的源泉。模型中用时间与要素的交互项来衡量技术的非中性特征，为此，检验假设H[，0]：β[，TK]=β[，TL]=0。
（3）检验技术变化是否发生。用时间（t，t[2]）代表技术变量。在技术非中性生产模型中，技术的进步不仅单独体现在工艺创新和引进先进的专利技术等等无形载体上，而且还体现在生产要素的技术含金量的提高。本文所使用的面板数据，样本大而且时间跨度8年，1995-2002年是中国经济转轨的重要时期，技术进步是明显的。设立技术不变的虚拟假设H[，0]：α[，T]=β[，TT]=β[，TL]=β[，TK]=0。
（4）检验非技术效率的存在。若没有技术非效率（ u） ，随机前沿生产模型就变成了普通的面板数据模型，只包含随机冲击噪音。为此，本文检验技术非效率不存在的虚拟假设H[，0]：λ=δ[，0]=∏[，1]=∏[，2]=……=∏[，k]=0。
这里，下标k表示外生变量向量∏的维数，参数λ表达为：λ=σ[，u][2]/σ[2]，σ[2]=σ[，u][2]+σ[，v][2]。方差比例参数λ的取值范围为[0，1]，其对数似然率检验量服从混合x[2]分布，而非简单的x[2]分布。因为，当λ=0，随机前沿生产模型就变成了用OLS方法估计的生产函数模型，企业的生产不存在技术上的无效率，只有随机冲击对生产的影响；当λ=1，随机前沿生产模型变成了确定性前沿模型，没有随机冲击的效应，只有技术的非效率对产出的影响。
（5）非随机性技术效率。若u[，it]的方差为零，技术非效率就是非随机的。于是，可以检验假设H[，0]：λ=0。
（6）没有非技术效率效应。即非技术效率模型设定有问题，所有的外生性因素都不影响技术效率。为此，可以检验假设H[，0]：∏[，1]=∏[，2]=……∏[，p]=0。
上述检验都采用似然率统计量进行检验。似然率统计量为：
LR=-2[L（H[，0]）-L（H[，1]）]……………（4）
这里，L（H[，0]）、L（H[，1]）分别表示在虚拟假设H[，0]及备择假设H[，1]设定下的对数似然函数值。如果虚拟假设为真，那么LR统计量服从渐进卡方分布（或混合卡方分布），自由度为被约束变量的个数。Coelli（1995）证明如果虚拟假设中涉及到方差比例参数λ=0，那么，渐进分布就是混合的卡方分布，而不是简单的卡方分布。本文将对上面关于模型设定的6个假设进行检验。
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