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中國工業(yè)制度體系變遷、市場(chǎng)結構與工業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)
一、工業(yè)制度體系變遷與TFP計量自20世紀80年代以來(lái)，許多經(jīng)濟學(xué)家依據制度-經(jīng)濟增長(cháng)理論對制度與經(jīng)濟增長(cháng)之間的關(guān)系進(jìn)行了大量的計量研究。其中最具代表性的方法就是DanielKaufmann、AartKraay和PabloZoiodo-Lobaton（2002）所采取的殘差分析方法。該方法認為，（1）技術(shù)以及資源配置方式的改變所引起的績(jì)效的變化都是制度變化引致的結果；（2）在勞動(dòng)力、資本投入總量相對外生的環(huán)境中，通過(guò)估計生產(chǎn)函數所計算出來(lái)的殘值或全要素生產(chǎn)率（TFP）反映了制度變遷對經(jīng)濟增長(cháng)作用的大��；（3）在計算出殘值（或TFP）之后，可以建立具體的制度變量模型，分析出它與設定的具體制度變量之間的關(guān)系，從而能夠反映不同制度變化的作用。我們采用該方法來(lái)研究中國工業(yè)制度變遷的經(jīng)濟績(jì)效。
我們首先建立工業(yè)經(jīng)濟生產(chǎn)函數Y=Ae[λt]K[α]L[β]，對該方程取對數得：
LnY=LnAO λt αLnK βLn1 u
將1978～2001年區間的工業(yè)資本存量（K）、勞動(dòng)力量（L）以及工業(yè)總產(chǎn)值（Y）帶入方程計量，得到無(wú)規模約束函數：
LnY=7.107 0.08t 0.04LnK 0.06LnK�。�1）
�。�3.502）（0.22）（0.198）（0.213）
R=0.998 Ad.RSquare=0.996 F=1655.748
表1 制度變量與全要素生產(chǎn)率
附圖
資料來(lái)源：前3項根據《統計年鑒2002》計算，后1項根據計量算出。
正則化得到。α=0.4，β=0.6，由此建立殘差方程：TFP（t）=exp[InY（t）-αINK（t）-βInL（t）]得到1978～2000年全要素生產(chǎn)率（TFP）。我們將與工業(yè)經(jīng)濟密切相關(guān)的制度變量界定為：市場(chǎng)化程度（MRL）、非國有化水平（NSOW）、開(kāi)放程度（ORL），其分別定義如下：（1）市場(chǎng)化程度（MRL）。用投資的市場(chǎng)化指數表示，即用全社會(huì )固定資產(chǎn)投資中“外資、自籌資金和其他投資”三項投資占總投資的比重來(lái)表示；（2）非國有化水平（NOSW）。用非國有經(jīng)濟增加值占國內生產(chǎn)總值的比重表示。由于統計數據的限制，用工業(yè)總產(chǎn)值中的比重來(lái)表示；（3）開(kāi)放程度（ORL）。經(jīng)濟運行的外向化水平，衡量一個(gè)國家或地區的開(kāi)放程度的通行指標是對外貿易比率，即出口總額與國內生產(chǎn)總值的比率，它反映一個(gè)國家或地區參與國際貿易和分工的程度（參見(jiàn)表1）。以制度變量為自變量，TFP為因變量進(jìn)行回歸，可得到方程：
附圖
可以看到方程顯著(zhù)性很好，但DW過(guò)大，顯然存在自相關(guān)問(wèn)題，即制度變量之間并不是相互完全獨立的，市場(chǎng)化程度、非國有化水平、開(kāi)放程度是在相互作用中變遷的。我們可以采用零回歸方法來(lái)解決估計，以考慮變量之間的相互關(guān)聯(lián)性，其中k是零回歸的參數對方程進(jìn)行處理。表2是隨著(zhù)k值的不同，得到的不同回歸系數和R方的估計值。
表2 零回歸k值和系數估計
附圖
從表2可以看到當K=0.5時(shí)，各項系數相對穩定，由此得到新的回歸方程（方程中QYS=TFP）
附圖
從標準化方程可以看到，非國有化水平是引起TFP增長(cháng)最為重要的因素之一。如果對方程（2）與（4）進(jìn)行對比，可以進(jìn)一步得到非國有化水平不僅是TFP增長(cháng)最為核心的因素之一，也是引起市場(chǎng)化和開(kāi)放程度制度變化的原因之一。
二、TFP變動(dòng)趨勢與所有制結構
如果將1978～2001年期間中國經(jīng)濟增長(cháng)速度與TFP增長(cháng)率結合起來(lái)分析，我們可以清楚地看到：（1）TFP增長(cháng)率與GDP增長(cháng)率呈現高度的正相關(guān)，TFP是決定經(jīng)濟增長(cháng)的核心因素之一；（2）中國工業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)率和TFP增長(cháng)率有兩個(gè)波動(dòng)周期，第一個(gè)波動(dòng)周期是1978～1990年，其最高點(diǎn)在1984年，最低點(diǎn)在1990年；第二個(gè)波動(dòng)期是1990～2000年，最高點(diǎn)是1992年，最低點(diǎn)是1999年。這種經(jīng)濟增長(cháng)率和TFP增長(cháng)率波動(dòng)模式與我國工業(yè)制度改革的步伐是一致的：1984年工業(yè)體制改革在全國全面展開(kāi)，承包制對于大中型企業(yè)資源配置效率的改善起到了核心作用。但是，承包制在制度上存在的先天性缺陷，使這種制度改革的邊際收益逐漸遞減，到1990年承包制的制度效應基本為負，使TFP轉入最低點(diǎn)。1991年社會(huì )主義市場(chǎng)體系目標的確定、1992年股份制企業(yè)改革全面推廣以及推動(dòng)鄉鎮集體企業(yè)的政策大規模出臺等一系列制度改革提高了整體TFP增長(cháng)率，其后，雖然國家在1995年出臺了一系列大中型國有企業(yè)改革措施，推行了“抓大放小”以及國有企業(yè)戰略性調整等措施，但是股份制改革的制度邊際效應遞減現象是十分明顯的，因此，自1996年后，整體工業(yè)TFP急劇下降，1999年到達谷底。
表3 國有工業(yè)和集體工業(yè)分階段全要素生產(chǎn)率增長(cháng)率狀況
附圖
注：各種生產(chǎn)要素產(chǎn)出彈性都為0.5
工業(yè)企業(yè)的整體TFP增長(cháng)率為什么在20世紀90年代中期持續下降？制度變遷的邊際效應逐步下降呢？這種計量結果與人們一般的感覺(jué)有很大的差異。因為1995年以來(lái)對國有企業(yè)所進(jìn)行的改革力度是前所未有的，“建立現代企業(yè)制度”、“抓大放小”以及其他國有企業(yè)戰略性調整措施應當大幅度提高國有企業(yè)的效率，繼而提高整體工業(yè)經(jīng)濟效率。從表3的內容我們可以進(jìn)一步看到工業(yè)企業(yè)整體TFP增長(cháng)率20世紀90年代中期下降的最為直接的原因——TFP的所有制結構發(fā)生了巨大變化。1984年的改革使國有工業(yè)和集體工業(yè)的TFP增長(cháng)率全面提升，到1988～1992年期間，國有企業(yè)的TFP卻大幅下降使整體TFP增長(cháng)率到1990到達谷底。1992～1996年集體企業(yè)很高的TFP增長(cháng)率使整體工業(yè)的TFP增長(cháng)率保持較高水平，但是該期間國有企業(yè)與集體企業(yè)之間的效率差距卻已很大。1996～2001年，國有企業(yè)和集體企業(yè)的TFP增長(cháng)率同時(shí)急劇下降使整體TFP增長(cháng)率到1999年陷入谷底。
三、產(chǎn)業(yè)結構、市場(chǎng)結構與財務(wù)績(jì)效
結合上述這些分析，我們可以看到適當發(fā)展非國有經(jīng)濟是未來(lái)工業(yè)經(jīng)濟增長(cháng)的核心之一，其方法很多。一是大幅度提高非國有經(jīng)濟的自我發(fā)展，推進(jìn)各種非國有資本進(jìn)入生產(chǎn)領(lǐng)域；二是加大“抓大放小”力度，強化中小國有企業(yè)改制，推進(jìn)一部分國有企業(yè)民營(yíng)化；三是強化國有股份制企業(yè)股權多元化，使非國有股權增加。20世紀90年代中期以來(lái)，這些方法基本上是同時(shí)并舉的，但是非國有經(jīng)濟比重的增加并沒(méi)有遏止TFP增長(cháng)率下降的趨勢。其中的深層次原因需要我們進(jìn)一步對中國不同產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)權結構以及市場(chǎng)競爭等方面進(jìn)行深入分析。
根據《中國統計年鑒2001》資料，用R代表重點(diǎn)企業(yè)年末生產(chǎn)能力與整個(gè)行業(yè)總產(chǎn)量之比，表示不同行業(yè)的市場(chǎng)結構。如果R＞1，表示重點(diǎn)企業(yè)的生產(chǎn)能力大于整個(gè)行業(yè)的產(chǎn)量，該行業(yè)產(chǎn)量過(guò)剩，其他企業(yè)的進(jìn)入將使該行業(yè)的市場(chǎng)擁擠度以及過(guò)剩加劇。如果R＞1，表明該行業(yè)給小企業(yè)留有一定的空間，或者說(shuō)市場(chǎng)的擁擠程度較弱。
從1998～2000年不同行業(yè)企業(yè)數量變化，我們可以看到，在R＞1的行業(yè)中，除食品加工、食品制造以及紡織
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