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中國工業(yè)制度體系變遷、市場結(jié)構(gòu)與工業(yè)經(jīng)濟增長
一、工業(yè)制度體系變遷與TFP計量自20世紀80年代以來，許多經(jīng)濟學(xué)家依據(jù)制度-經(jīng)濟增長理論對制度與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進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效的變化都是制度變化引致的結(jié)果；（2）在勞動力、資本投入總量相對外生的環(huán)境中，通過估計生產(chǎn)函數(shù)所計算出來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(shè)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。我們采用該方法來研究中國工業(yè)制度變遷的經(jīng)濟績效。
我們首先建立工業(yè)經(jīng)濟生產(chǎn)函數(shù)Y=Ae[λt]K[α]L[β]，對該方程取對數(shù)得：
LnY=LnAO λt αLnK βLn1 u
將1978～2001年區(qū)間的工業(yè)資本存量（K）、勞動力量（L）以及工業(yè)總產(chǎn)值（Y）帶入方程計量，得到無規(guī)模約束函數(shù)：
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
資料來源：前3項根據(jù)《統(tǒng)計年鑒2002》計算，后1項根據(jù)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：市場化程度（MRL）、非國有化水平（NSOW）、開放程度（ORL），其分別定義如下：（1）市場化程度（MRL）。用投資的市場化指數(shù)表示，即用全社會固定資產(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表示；（2）非國有化水平（NOSW）。用非國有經(jīng)濟增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重表示。由于統(tǒng)計數(shù)據(jù)的限制，用工業(yè)總產(chǎn)值中的比重來表示；（3）開放程度（ORL）。經(jīng)濟運行的外向化水平，衡量一個國家或地區(qū)的開放程度的通行指標是對外貿(mào)易比率，即出口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比率，它反映一個國家或地區(qū)參與國際貿(mào)易和分工的程度（參見表1）。以制度變量為自變量，TFP為因變量進行回歸，可得到方程：
附圖
可以看到方程顯著性很好，但DW過大，顯然存在自相關(guān)問題，即制度變量之間并不是相互完全獨立的，市場化程度、非國有化水平、開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(shù)對方程進行處理。表2是隨著k值的不同，得到的不同回歸系數(shù)和R方的估計值。
表2 零回歸k值和系數(shù)估計
附圖
從表2可以看到當K=0.5時，各項系數(shù)相對穩(wěn)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增長最為重要的因素之一。如果對方程（2）與（4）進行對比，可以進一步得到非國有化水平不僅是TFP增長最為核心的因素之一，也是引起市場化和開放程度制度變化的原因之一。
二、TFP變動趨勢與所有制結(jié)構(gòu)
如果將1978～2001年期間中國經(jīng)濟增長速度與TFP增長率結(jié)合起來分析，我們可以清楚地看到：（1）TFP增長率與GDP增長率呈現(xiàn)高度的正相關(guān)，TFP是決定經(jīng)濟增長的核心因素之一；（2）中國工業(yè)經(jīng)濟增長率和TFP增長率有兩個波動周期，第一個波動周期是1978～1990年，其最高點在1984年，最低點在1990年；第二個波動期是1990～2000年，最高點是1992年，最低點是1999年。這種經(jīng)濟增長率和TFP增長率波動模式與我國工業(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，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(yīng)基本為負，使TFP轉(zhuǎn)入最低點。1991年社會主義市場體系目標的確定、1992年股份制企業(yè)改革全面推廣以及推動鄉(xiāng)鎮(zhèn)集體企業(yè)的政策大規(guī)模出臺等一系列制度改革提高了整體TFP增長率，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(zhàn)略性調(diào)整等措施，但是股份制改革的制度邊際效應(yīng)遞減現(xiàn)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增長率為什么在20世紀90年代中期持續(xù)下降？制度變遷的邊際效應(yīng)逐步下降呢？這種計量結(jié)果與人們一般的感覺有很大的差異。因為1995年以來對國有企業(yè)所進行的改革力度是前所未有的，“建立現(xiàn)代企業(yè)制度”、“抓大放小”以及其他國有企業(yè)戰(zhàn)略性調(diào)整措施應(yīng)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(nèi)容我們可以進一步看到工業(yè)企業(yè)整體TFP增長率20世紀90年代中期下降的最為直接的原因——TFP的所有制結(jié)構(gòu)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增長率到1990到達谷底。1992～1996年集體企業(yè)很高的TFP增長率使整體工業(yè)的TFP增長率保持較高水平，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增長率同時急劇下降使整體TFP增長率到1999年陷入谷底。
三、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場結(jié)構(gòu)與財務(wù)績效
結(jié)合上述這些分析，我們可以看到適當發(fā)展非國有經(jīng)濟是未來工業(yè)經(jīng)濟增長的核心之一，其方法很多。一是大幅度提高非國有經(jīng)濟的自我發(fā)展，推進各種非國有資本進入生產(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，推進一部分國有企業(yè)民營化；三是強化國有股份制企業(yè)股權(quán)多元化，使非國有股權(quán)增加。20世紀90年代中期以來，這些方法基本上是同時并舉的，但是非國有經(jīng)濟比重的增加并沒有遏止TFP增長率下降的趨勢。其中的深層次原因需要我們進一步對中國不同產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)以及市場競爭等方面進行深入分析。
根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒2001》資料，用R代表重點企業(yè)年末生產(chǎn)能力與整個行業(yè)總產(chǎn)量之比，表示不同行業(yè)的市場結(jié)構(gòu)。如果R＞1，表示重點企業(yè)的生產(chǎn)能力大于整個行業(yè)的產(chǎn)量，該行業(yè)產(chǎn)量過剩，其他企業(yè)的進入將使該行業(yè)的市場擁擠度以及過剩加劇。如果R＞1，表明該行業(yè)給小企業(yè)留有一定的空間，或者說市場的擁擠程度較弱。
從1998～2000年不同行業(yè)企業(yè)數(shù)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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