长江经济带建筑业市场结构、产权结构对市场绩效的影响
——基于省际面板数据的实证分析*

杨 荷，曾庆均

(重庆工商大学 a.经济学院，b.科研处，重庆 400067)

长江经济带建筑业市场结构、产权结构对市场绩效的影响
——基于省际面板数据的实证分析*

杨 荷a，曾庆均b

(重庆工商大学 a.经济学院，b.科研处，重庆 400067)

本文基于2004—2014年长江经济带省际面板数据，实证检验了长江经济带建筑业市场结构、产权结构对市场绩效的影响。研究结果表明，从市场结构来看，建筑业市场集中度、生产能力过剩度与市场绩效存在显著的负相关性，规模市场比重对市场绩效的影响不显著。从产权结构来看，国有企业产值占比与市场绩效存在显著的负相关性，工业化程度与建筑业市场绩效存在显著的正相关性。

长江经济带；建筑业；市场结构；产权结构；市场绩效

一、文献回顾

一直以来，市场结构、产权结构与市场绩效的关系问题都是学界研究的重点。一般地，学界将市场结构作为影响市场绩效的因素。为此，传统产业组织理论深入考察了市场绩效的决定因素，包含“哈佛学派”和“芝加哥学派”的观点，即SCP分析框架。Bain(1951)[1]从盈利水平的角度考察市场绩效，研究了美国1936至1940年制造业市场集中度与利润率的关系，通过调查分析提出了“市场集中度影响利润率”的观点。Weiss(1974)[1]通过对多种产业的实证研究和分析，得出利润率、市场集中度以及进入壁垒之间存在显著的相关关系，进一步证实传统产业组织理论的观点。Chidam baran(1997)[2]从市场结构的角度，实证分析了1984—1993年保险公司的市场结构与市场绩效的关系，再次验证了SCP假说，认为企业的共谋是形成高集中度的原因。

国内的相关研究，郭海兰(2010)[3]、张慧灵等(2007)[4]、吴晓红等(2012)[5]，直接运用SCP分析框架对建筑业产业组织展开分析，总结出建筑业市场结构不完善，核心竞争力不高的特点。段宗志等(2007)[6]、邱万军(2010)[1]着重从市场集中度、产品差别化以及进入退出壁垒等几个方面考察建筑业市场结构,得出建筑业过度竞争的结论。王冰等(2005)[7]运用SCP范式下的政府管制理论，研究市场结构以及市场行为管制对产业发展的借鉴指导作用。廖玉平等(2011)[8]对我国建筑业转轨时期的市场绩效的影响因素展开分析，认为建筑业市场结构和产权结构共同影响市场绩效，随着投资主体多元化要进行组织结构和企业结构调整。孙辉煌等(2010)[9]利用制造业的面板数据，实证分析对外贸易对中国制造业市场绩效的影响，认为在市场竞争程度较高的行业当中，进口贸易对价格成本差距具有显著的正向影响，而出口贸易对价格成本差距具有负向影响。

上述研究，对于研究建筑业市场绩效的影响因素是有价值的。但是，以上研究只考虑了建筑业市场结构对市场绩效的影响，而中国特有的国有产权结构也决定了建筑业的市场绩效水平。“20世纪70—80年代以来发展起来的产权理论在中国受到了经济学家们的普遍重视,所有权的转变被视为是转变激励机制因而提高企业绩效的最根本方式”[10]。科斯[11]认为经济活动是否有效率，需要明晰的产权作为保障。如果产权妥善安排，市场交换也会高效率。20世纪90年代后期，国内关于“产权决定论”的经验研究不断出现。基于此，国内的学者对传统的结构—行为—绩效的分析框架进行了修正，将产权结构放入分析框架中。刘小玄(2013)[10]将产权结构放入SCP分析框架，认为竞争市场与不同的产权结构结合产生了不同的效果。当竞争市场与较低的国有产权结构的结合，就会产生良好的绩效；而竞争市场与较高的国有产权结构不相容性，产生了不良的绩效结果。产权决定论的支持者认为加大产权结构调整力度是银行业改革的重点，应该调整银行业单一的产权结构以实现银行业市场绩效水平的提高[12]。

综上所述，现有的研究存在以下问题：第一，对建筑业市场绩效的影响因素研究只考察了市场结构，而忽略了产权结构；第二，建筑业市场集中度对市场绩效是否存在显著的正效应还是负效应，没有得到明确的实证；第三，现有研究几乎都从产值利润率的角度考察绩效水平，对市场绩效的考察角度单一。本文的改进在于以下几个方面：第一，将产权结构纳入SCP分析框架，实证研究建筑业市场结构、产权结构对市场绩效的共同影响；第二，检验长江经济带建筑业市场集中度与市场绩效的关系，实证两者之间是否呈现显著的正相关或者负相关；第三，从经济绩效和社会绩效两个方面综合考虑建筑业市场绩效。同时，从行业产值规模的角度考察经济绩效水平，计算建筑业市场绩效的综合发展指数。

一个经济体所选产业与经济体要素禀赋所决定的比较优势相符时，经济将会最有竞争力(林毅夫，2012)[13]。“长江经济带将成渝地区、武汉地区与海岸经济带联系起来，其腹地几乎包括半个中国，其范围内资源丰富，农业、经济和技术基础雄厚，已经形成世界上最大的以水运为主的、包括铁路、高速公路、管道以及超高压输电等组成的具有超大能力的综合运输通道，其巨大的发展潜力无可比拟”[14]。由此可见，长江经济带在交通、资源、技术等综合方面具备发展建筑业的比较优势。

二、模型、数据和变量

(一)指标的选择及变量的处理

1.解释变量

(1)市场结构

第一，市场集中度(CR)。对于行业的垄断与竞争程度，大多数学者都采用市场集中度指数CRn以及赫芬达尔指数HHI来衡量。绝对集中度(CR4)通常是以在市场上排列前4位企业的资产额、生产额、销售额或职工数等占整个市场全部企业的资产额、生产额、销售额或职工数等的比重来加以表示[15]。绝对集中度主要反映领先企业的集中度，而相对集中度主要反映该市场内企业的差异性[1]。采用绝对集中度更能从行业整体考察排名靠前的企业所占市场份额的变化性趋势。因此,本文综合考虑指标的通用性、数据的可获性,采用绝对集中度CR4来衡量市场集中度。如果绝对集中度上升，意味行业垄断现象加剧；反之，则说明竞争加剧。其中，CR4采用2004—2014年ENR“国际承包商225强”中各地区排名前四的建筑企业的国内营业额，占各地区建筑企业总营业收入的比重进行计算，缺失的数据均采用数据前后项的均值插补。

图1 长江经济带建筑业市场集中度与建筑业总产值增速的变化趋势

一般来说，市场集中度与建筑业总产值增速呈反向变化。图1为2004—2014年长江经济带建筑业市场集中度与建筑业总产值增速的变化趋势，两者呈现显著的反向变化趋势。根据“贝恩对产业垄断和竞争类型的划分(表1)”[16]，长江经济带建筑业属于“原子型”产业。从图1可以看出，整体上，市场集中度在10%附近上下波动，2014年较2004年上升2.31个百分点，说明长江经济带建筑业的行业竞争力并未随产业结构的变迁而加剧，而是逐步减弱。据此提出：

假说1：长江经济带建筑业市场集中度与市场绩效存在反向变动的关系。

表1 产业垄断和竞争类型的划分

第二，规模市场比重(ES)。日本经济学家植草益对规模经济壁垒程度标准进行了分类[17]，认为规模市场比重(d)是衡量规模经济壁垒的标准，当d取值在10%～25%时，该产业为高度规模经济障碍；当d取值在5%～9%时，该产业为较高规模经济障碍；当d<5%时，该产业为中等或较低程度规模经济障碍。其计算公式为：

d=(S/N)/S=1/N

公式中，d表示规模市场比重；S/N是最优规模；S代表市场规模或总产量；N代表企业数量。进入壁垒是市场结构的重要组成环节，贝恩指出规模经济性是决定进入壁垒的主要因素，行业集中度越低，说明该行业的组织化程度低，规模经济效果不显著[18]。而长江经济带建筑业属于“原子型”结构，虽然市场集中度在上升但变化幅度不大，行业组织化程度低，规模经济效果不明显。据此提出：

假说2：长江经济带建筑业规模市场比重与市场绩效存在反向变动的关系。

第三，生产能力过剩度(OC)。过剩生产能力投资作为策略性进入壁垒，会使进入企业在市场结构中处于成本劣势，在位企业的价格战会使进入者遭受损失(王俊豪，2012)[15]。生产能力过剩度指某产业历史最高产值与当年产值差额占历史最高产量的百分比。建筑业长期以来却存在产能过剩的问题，建筑市场较强的就业能力和较低的准入门槛、地方政府投资的过热行为以及重复建设是建筑企业过度进入和盲目进入建筑市场的客观诱因[19]。在位建筑企业的生产能力投资过剩，使理性预期到进入会蒙受损失的建筑企业放弃进入，建筑业绩效水平受到影响。提出：

假说3：生产能力过剩度与建筑业市场绩效存在反向的变动关系。

(2)产权结构(SR)

市场结构决定市场中资源配置的效率，而产权结构决定企业内部的生产效率，建筑业市场绩效由两者共同决定(贾洪，2008)[20]。尤其是在我国以公有制为主体，多种所有制并存的所有制结构中，国有及国有控股企业在经济发展中起到了主导性作用。产权的合理安排有利于提高建筑业市场绩效，但国有建筑企业产值占比过多致使产权结构不合理，这将导致资源的不合理配置，从而企业效益流失。产权结构采用国有建筑企业产值在建筑业总产值中占比来衡量(廖玉平，2011)[8]，提出：

假说4：长江经济带建筑业产权结构的安排中，国有建筑企业产值占比与市场绩效存在反向变化关系。

(3)交叉项(CO)

本文的研究目的在于考察长江经济带建筑业市场结构和产权结构对市场绩效的共同影响，又市场集中度是市场结构中具有代表性的因素，因此将市场集中度与国有产权结构的交叉项引入模型。由于长江经济带排名靠前的企业几乎都是大型国有建筑企业，市场集中度与国有产权结构可以定义为国有建筑企业的控制力。提出：

假说5：国有建筑企业控制力与市场绩效存在正向变动的关系。

2.控制变量(X)

控制变量工业化程度(ir)和开放程度(op)的引入主要是为了避免遗失相关的解释变量造成的内生性问题。本文主要的控制变量包含：(1)工业化程度(ir)。用长江经济带各地区工业增加值与国内生产总值的比值来表示。由于建筑业市场绩效会受到市场结构的影响，因此这个变量的符号需要实证结果来估计。(2)开放程度(op)。用长江经济带各地区净出口总额与国内生产总值的比值来衡量，同样该变量的符号也需要实证研究的结果估计。

3.被解释变量(mp)

建筑业市场绩效的衡量包含经济绩效和市场绩效两个方面。首先，从产值规模考察经济绩效，用总产值增速(og)、劳动生产率(lp)(范建亭，2011)[21]作为经济绩效指标；其次，参考艾岚等[16]对传媒产业的社会绩效分析，用从业人员占比(pr)及人均竣工面积(pc)作为社会绩效指标。为此，对衡量市场绩效的指标进行主成分分析，提取主成分因子建立市场绩效综合发展指数。原始指标值代入统计软件后KMO检验值为0.684，表明数据适合做因子分析。通过主成分分析后从四大指标中析出1个主成分因子，该因子的累积方差贡献率达到71.87%。同时，经过正交旋转得到因子载荷矩阵后统计软件能自动得到该主成分的权重值和得分(如表2)，最终得到长江经济带各地区建筑业市场绩效的综合发展指数。计算公式如下：

mpit=∂1og+∂2lpit+∂3prit+∂4pcit

其中，下标i和t分别表示地区和时间；mpit表示长江经济带各地区建筑业市场绩效，选择反映建筑业经济绩效和社会绩效的两类指标作为衡量建筑业市场绩效水平的指标。

综上，本文的解释变量包含了市场结构、产权结构、交叉项这三个方面。本文拟构建以下指标作为测度建筑业市场绩效的指标体系，如表3所示。

表2 建筑业市场绩效因子得分矩阵

表3 建筑业市场绩效影响因素的指标体系

4.数据的描述性统计

由于数据统计的有限性，本文通过选取2004—2014年共11年间长江经济带9省2市《统计年鉴》的数据，以2004年的数据为基期，对所有的数据进行处理。表4为各变量的描述性统计。

表4 各变量的描述性统计

(二)模型的设定

基于上述影响长江经济带建筑业市场绩效的因素，选择了1个待估计的面板数据模型，建立模型如下：

mpit=β0+β1crit+β2esit+β3ocit+β4srit+β5coit+∑βiXit+∂i+εit

其中，下标i和t分别表示地区和时间；mpit表示长江经济带各地区建筑业市场绩效，选择反映建筑业经济绩效和社会绩效的两类指标作为衡量建筑业市场绩效的水平的指标；控制变量Xit包括了工业化程度(ri)和开放程度(op)；∂i表示不可观测的个体地区效应，涵盖其他对长江经济带市场绩效产生影响的未观察因素；εit为模型的随机扰动项。

三、实证研究与结果分析

(一)面板数据单位根检验及协整检验

1.面板单位根检验

对时间序列的分析是通过建立以因果关系为基础的结构模型进行的。无论是单方程还是联立方程的计量经济学模型都隐含了数据是平稳的假设。时间序列的非平稳性会导致“虚假回归”即伪回归[22]。由于 IPS、Fisher-ADF、PP-Fisher检验方法允许检验方法中存在不同的单位根，而且也保证了随机干扰项的白噪声特性，因此模型选择IPS、Fisher-ADF、PP-Fisher检验方法对各变量的单整性进行检验。采用Eviews软件的检验结果(表5)如下。对于协整而言，其要求同阶单整，当解释变量的单整阶数高于被解释变量的单整阶数时，则必须至少有两个解释变量的单整阶数高于被解释变量的单整阶数[23]。

由表5的检验结果可以看出，三种检验方法均表明所有解释变量及被解释变量是一阶单整序列。被解释变量mp的单整阶数小于或等于各解释变量的单整阶数。因此，可以作进一步的协整关系检验。

表5 面板数据单位根检验表

注：“* ” “* * ”“* * * ”分别表示统计值在10%、5%、1%的水平上显著。

2.面板协整检验

在所有变量都是一阶单整的前提下，采用Kao检验及Pedroni协整检验方法，检验长江经济带建筑业市场结构、产权结构及市场绩效是否存在长期稳定的均衡关系。因此，首先采用Pedroni协整检验方法，对各变量的协整关系进行检验。除了Pedroni检验中的rho统计值以及v统计值不能通过显著性检验外，其他统计值均在5%的水平下拒绝了不存在协整关系的原假设，可以认为变量之间存在长期稳定的协整关系。然后，采用Kao检验，检验统计量P值也小于5%，拒绝了不存在协整关系的原假设，可以认为变量之间存在长期稳定的协整关系。协整检验结果见表6。

表6 面板协整检验结果

注：“* ” “* * ”“* * * ”分别表示统计值在10%、5%、1%的水平上显著。

(二)模型设定检验

面板数据模型分为不变系数模型、变截距模型和变系数模型，后两种比较常用。考虑到各地区产业结构存在差异的现实情况，可以基本排除不变系数模型在本文中适用的可能性[24]。通过协方差分析检验确定模型选择变截距还是变系数模型。由表7可知，在1%的显著性水平下，似然比检验拒绝了混合模型的原假设，因此本文面板数据采用变截距模型。面板数据模型的形式可以分为固定效应以及随机效应两种，Hausman检验可以有效识别模型是固定效应模型还是随机效应模型，其原假设是模型具有随机效应。模型的估计运用了Eviews6.0软件进行操作，并采用了横截面的最小二乘估计方法(LS)。Hausman检验结果显示(表7)，在1%的显著性水平下hausman检验的结果拒绝原假设，因此认为模型为固定效应模型。

表8给出了模型的估计结果。从估计结果来看，模型的拟合优度为0.868 7，估计效果比较理想。估计的结果显示，在5%的显著性水平下，除规模市场比重这个因素外，长江经济带建筑业市场结构、产权结构对市场绩效的影响是十分显著的，三者的关联性较强。同时，估计结果也验证了传统产业组织理论，即市场结构决定市场绩效。作进一步的分析如下：

表7 面板数据模型设定检验结果

注：“* ” “* * ”“* * * ”分别表示统计值在10%、5%、1%的水平上显著。

(三)估计结果分析

表8 面板模型回归结果

注：“* ” “* * ”“* * * ”分别表示统计值在10%、5%、1%的水平上显著。

一方面，从市场结构来看：

1.长江经济带建筑业市场集中度与市场绩效存在显著的负相关性，其弹性系数分别为0.723 7，这与假说1一致。这是因为，从国有产权的性质来看，竞争市场与较高的建筑业国有产权结构不相容，会产生不良的绩效结果[10]。大型建筑企业在管理模式上，目前都没有完全按照国际化、标准化要求建立现代企业管理机制，人事制度等都受计划经济时期的长期影响缺乏活力，不能适应日趋激烈的竞争环境和市场经济的发展要求[25]。而长江经济带市场集中度的衡量完全依赖于国有建筑企业的主营业务收入。虽然建筑业经济体制改革在不断深化，国有建筑企业在所有制改革的过程中数量减少，但是国有建筑企业的市场份额却未发生大幅度的波动。根据统计结果显示，2014年长江经济带国有及国有控股建筑企业实现总产值9 853.18亿元，占建筑业总产值的10.18%。

图2显示出2004—2014年长江经济带建筑业市场绩效水平在不断提高，这主要得益于经济体制改革和城镇化的高速发展。2001年中国加入世界贸易组织，吸引了大量外资的流入，“引进来”的方式也对国有大型建筑企业产生冲击。产业发展与城市发展密不可分，城市化推进了国民经济由第一产业向第二产业跃进[26]。经济体制的改革、要素的区域流动性增强以及资源的重新配置，使长江经济带产业结构及就业结构发生改变，劳动力不断向城市地区流入，推动了城镇化的高速发展，从而带动城市建设，提高建筑业的发展速度。

2.规模市场比重与市场绩效存在反向变动的关系但不显著，其弹性系数为0.049 0，这与假说2一致。根据贾洪等[27]对中国建筑业市场结构的研究，“进入过度”与“退出限制”并存是建筑业的显著特征。国有及国有控股大型建筑企业在规模上占优提高了建筑企业的进入门槛，这严重影响了其他所有制建筑企业的发展。在一定程度上，阻碍了建筑业的市场化及一体化。并且，国有大型建筑企业在发展方式上的固化，使得国有资本在建筑业中的含量与建筑产业升级不匹配，阻碍了建筑业的转型升级，不利于建筑业市场绩效水平的提高。但是，由于国有建筑企业长期以来没有依靠科技进步来获取更高的效益，而是采取加大劳动力投入，采用粗放式发展模式发展建筑业，只重视投入和产值，忽略了产出和效益[25]。因此，长江经济带建筑业无法形成国有规模经济壁垒，建筑业市场绩效水平逐步提高。

“十二五”期间，住房城乡建设部召开全国建筑业改革发展暨工程质量安全会议，下发了《住房城乡建设部关于开展建筑业改革试点工作的通知》，将工作重心由“重审批，轻监管”转变为“淡化前置管理，重视事中和事后监管”。积极消除市场壁垒，废除各种不合理的规定和要求，取缔没有法律法规依据的各类保证金，增强市场竞争。

3. 长江经济带建筑业生产能力过剩度与市场绩效存在显著的负相关性，其弹性系数为0.189 1，与假说3一致。建筑业产能过剩问题一直存在，尤其是国有建筑企业相对于非国有建筑企业来说，具有借助政府力量的优势，但这反而使其盲目地增加投资和扩大规模。当市场形势不好时，效益低下的国有建筑企业由于较高的退出壁垒，不能退出建筑市场便产生了产能过剩的问题。[19]由于建筑业属于多种所有制企业并存的行业，且生产效率不高易于增加GDP，所以它也符合产能过剩问题多发的产业类型[28]。由于“理性经济人”[29]假设，其他所有制建筑企业出于理性预期，考虑到进入该行业会蒙受损失，便放弃进入建筑业，从而降低了建筑业的经济绩效。

另一方面，从产权结构及工业化程度来看，

1.产权结构中国有企业产值占比与市场绩效存在反向变动关系，其弹性系数为0.217 9，与假说4相符。所有权的转变，会影响企业经营者的激励机制，进而影响企业的经济绩效，而公有制建筑企业的激励机制要明显弱于私有制建筑企业(廖玉平等，2011)[8]。实证的结果也表明，国有产权结构对于建筑业市场绩效的影响是比较显著的。竞争性的市场与较高比例的国有产权配置不相容，会造成市场绩效水平的降低。一方面，国有建筑企业产值规模过大，导致了建筑市场的供需不均衡，降低了建筑业的经济绩效。另一方面，由于技术的有限性以及行业内技术人员比例的低下，长江经济带建筑业仍然属于劳动密集型产业。市场化的制度方式促使着我国经济资源逐渐按照比较优势进行优化配置，劳动力迅速涌入长江经济带的各产业。由于个体及私营建筑企业处于弱势地位，提供的就业岗位相当有限，国有及国有控股型建筑企业数量也逐步下降，阻碍了劳动密集型产业的发展，降低了就业弹性，也降低了建筑业的社会绩效。因此，必须要合理调整长江经济带建筑业的产权结构，才能提高建筑业的绩效水平。

2.从产权结构与市场集中度的交叉项来看，长江经济带国有建筑企业控制力与市场绩效呈现显著的正相关性，与假说5一致。一般而言，长江经济带建筑业总产值占比将随着经济的发展呈现倒“U”形关系，这符合库兹涅茨的“倒U形”假说[30]。同样，从一个较长的时间周期来看，随着经济的增长，国有建筑企业总产值占比会逐步下降，这说明经济增长会对建筑业市场绩效水平产生不可忽视的影响。前文的分析中，竞争市场与较低的国有产权结构的结合会产生良好的绩效。因此，在自由化的市场下，当国民经济稳步增长，建筑业的国有产权结构不断缩小并与市场集中度相匹配时，建筑业市场绩效水平会得到提高。这也证明了，中国的所有制改革尤其是要保障建筑业国有资本含量与竞争化程度相匹配。

图2 长江经济带建筑业市场绩效衡量指标趋势图

3.工业化程度与建筑业市场绩效呈正相关性，其弹性系数分别为0.099 5，这与孙辉煌[9](2010)对制造业的研究结果一致。而开放程度与建筑业市场绩效呈负相关性，其弹性系数为0.173 8。出口产值比例系数为负,且非常显著,表明出口对行业的市场绩效具有显著的负向效应。出口对提高企业或行业的利润将产生积极的影响,但是这种利润的提高在中国更多地来源于出口所带来的销售市场的扩大。如果出口市场中企业不具有低成本的竞争优势,那么出口扩大就会降低行业整体的市场绩效水平。长江经济带建筑业的国际竞争力相对较弱，进一步的开放降低了市场绩效水平。

四、结论及政策建议

研究结果表明，从市场结构来看，建筑业市场集中度、生产能力过剩度与市场绩效存在显著的负相关性，规模市场比重对市场绩效的影响不显著。竞争市场与较高的建筑业国有产权结构不相容，会导致市场绩效水平的降低。由于长江经济带建筑业无法达到规模经济，导致政府刺激市场竞争的做法并没有降低市场集中度，长江经济带建筑业始终维持在“原子型”结构，也不存在“规模经济壁垒”。从产权结构来看，国有企业产值占比与市场绩效存在显著的负相关性，工业化程度与建筑业市场绩效存在显著的正相关性。一方面，国有建筑企业产值规模过大，使建筑市场供需结构不均衡，降低了建筑业的经济绩效；另一方面，所有制改革使国有建筑企业数量下降，降低了就业弹性，从而降低了建筑业社会绩效。

根据本文的研究结果，对长江经济带建筑业的发展提出以下政策建议：

第一，“宽进严管”“大小兼顾”。国家住房与城乡建设部除了要严管高资质的国有建筑企业资格的审批以外，还要引入竞争机制，进一步降低市场准入标准，积极鼓励发展中小型建筑企业。同时，做好对中小型建筑企业的资质资格监管工作。关键在于优化建筑业市场结构，注重创造公平的市场竞争环境，通过中小型建筑企业较低的进入成本、灵活的就业制度以及分布范围来增加就业岗位，促进建筑市场劳动力要素的自由流动，发挥长江经济带建筑产业劳动力资源丰富的比较优势。以此，促进建筑市场一体化，从而提高建筑业的市场绩效水平。

第二，强化建筑业供给侧结构性改革。建筑业的供给侧结构性改革，首先是要淘汰落后产能，淘汰长期以来需要依靠政府扶持和补贴以维持生存的建筑企业，采用兼并重组等方式进行整改，政府的财政支持在这过程中至关重要。其次，加强建筑产业与高新技术产业的融合，掌握核心技术，扩大竞争优势，提高其国际竞争力。依托长江经济带“黄金水道”以及长江经济带各交通干线，开发国际市场的投资机会，输送过剩的建筑业产能到欠发达的国家和地区。

第三，强化产权结构调整，促进建筑业国有资本含量与竞争化程度相匹配。在建筑产业不断升级的要求下，国有及国有控股型建筑企业沿用原有的产业发展方式已无法满足新的产业发展需要，必须注重提升与市场化竞争相匹配的国有资本含量。因此，长江经济带国有及国有控股型建筑企业应将股份制改革落到实处，注重将国有资本注入建筑业核心领域，做到“抓核心、抓关键”，让国有资本与建筑产业升级相匹配，形成产权清晰、权责明确、政企分开、管理科学的现代建筑企业制度，实现要素投入与产出的耦合。

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(责任编校：朱德东)

InfluenceofMarketStructureandOwnershipStructureofConstructionIndustryofYangtzeRiverEconomicBeltonMarketPerformance——EmpiricalAnalysisBasedonProvincialPanelData

YANG He1, ZENG Qing-jun2

(1.SchoolofEconomics,ChongqingTechnologyandBusinessUniversity,Chongqing400067,China; 2.ScientificResearchAdministration,ChongqingTechnologyandBusinessUniversity,Chongqing400067,China)

Based on provincial panel data of Yangtze River Economic Belt during 2004-2014, this paper empirically tests the influence of market structure and ownership structure of the construction industry of Yangtze River Economic Belt on market performance. Research results indicate that from the perspective of market structure, there is significantly negative correlation between market concentration degree and excessive production capacity of construction industry and market performance, that the effect of scale market share on market performance is not significant, that from the perspective of ownership structure, there is significantly negative correlation between the proportion of output value of state-owned enterprises and market performance, and that there is obviously positive correlation between industrialization degree and market performance of construction industry.

Yangtze River Economic Belt; construction industry; market structure; ownership structure; market performance

10.3969/j.issn.1672- 0598.2017.04.008

2017- 01-12

国家社会科学基金项目(15BJY110);重庆工商大学研究生创新项目(yjscxx2017- 066- 02)“商贸流通业—人口—空间耦合协调发展研究——以长江经济带为例”

杨荷(1993—)，女，重庆合川人；重庆工商大学经济学院硕士研究生，主要从事产业经济研究。 曾庆均(1963—)，男，四川邛崃人；重庆工商大学科研处处长，教授，博士生导师，主要从事现代服务业研究。

F426.9

：A

：1672- 0598(2017)05- 0054- 10