改革以来中国工业生产率变动趋势的估计及其可靠性分析，本文主要内容关键词为：生产率论文,中国论文,变动论文,趋势论文,工业论文，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
如何评价具有中国特色的渐进式改革和中国持续快速的经济增长，这不但为中国经济学家所关注，而且也吸引了越来越多的外国经济学家的兴趣。可以看到，始终有一部分人对中国改革的成就持怀疑态度，这表现在对改革以来中国经济在多大程度上实现了由计划经济的外延增长模式向依靠生产率提高的内涵增长模式转变的争论上。近来新的研究表明，和人们曾设想的相反，东亚新兴工业国家和地区的增长，更多的是依靠储蓄、投资，而不是依靠生产率的提高（Lau and kim 1992;Young 1994 ; Krugman 1994）。这些研究似乎加重了对改革以来中国工业生产率有了明显提高的怀疑。特别是中国国有工业生产率与自身相比以及与集体工业相比究竟有没有提高的问题尤其引人注意。
生产率的变动是众多要素共同作用的结果。全要素生产率（TEP ）的趋势既与改革政策、经济机制、组织管理、技术装备等状况有关，也与社会、政治、文化传统等因素有关。要确切识别造成生产率变动的具体原因常常是困难的。总体生产率的变动往往有着复杂的微观背景。然而即便如此，弄清中国工业生产率的总体趋势仍是有用的。对中国工业生产率的度量可以从总体上反映中国工业运行的质量，它对于当前关于亚洲生产率的争论也具有借鉴意义。
本文有三个目的：把我们曾经做过的关于1980—1988年的研究扩展为1980—1992年；分析我们以前研究中引起争论的数据问题及评价计算结果的可靠性问题；分析引起中国工业生产率，特别是国有工业生产率提高速度下降的原因。
二、计算TEP的数据和步骤
本研究着重考察中国工业（包括采掘业、制造业、和公用设施）生产率的趋势。为保证可比性，进行生产率计算时所使用的价值量数据都被转换成按1990年价格计算，数据的缺乏使我们只能把分析局限在独立核算的国有工业和乡及乡以上的集体工业。表1给出了此研究的范围。这部分工业的总产值约占中国全部工业总产值（1992年）的三分之二强。
表1 中国工业的产出结构（亿元）
企业类型工业总产值 本研究对象 本研究对象所占
的总产值百分比
国有工业 17820
17091 95.9
乡及乡以上集体工业 88008106 92.1
村办集体工业
5270 00
个体工业
2484 00
其它
2428 00
总计 36802
25197 68.5
资料来源：中国统计年鉴（1993年）
用于分析生产率趋势的数据直接来自国家统计局的统计。它们包括：现价的总产值（GV），按90年不变价的总产值（DGV）， 现价的净产值（NV），折旧（CC），大修理基金（MRF）， 年末固定资产原值（OF），年末生产性固定资产原值（OPF），年末固定资产净值（NF）， 以及平均职工总数（EMP）的数据。
表2给出了我们由其它统计推算出的一些数据。 它们包括：为了与其他投入的范围一致而进行了调整的劳动力数字（LAB）， 经过平减的固定资产净值（DNPF），平减了的中间投入（燃料，能源和原材料）购置额（DINT）。表2中还包括工业总产值的平减指数（Pg）、 固定资产的价格指数（Pk）、建筑安装和设备购置的价格指数（Pc，Pe），以及中间购置的价格指数（Pm）。
表2
用于计算TFP 的经调整的数据（亿元）和平减指数
LAB(万人)DNPF
DINT Pg Pk Pc Pe Pm
1980 2701
4935.0 5729.357.141.332.885.438.9
1984 3037
5684.4 7152.957.951.053.587.742.1
1988 3596
7869.5 8411.381.079.580.380.375.0
1989 3684
8581.5 8171.496.198.397.997.394.7
1990 3736
9300.0 8248.5
100.0
100.0
100.0
100.0
100.0
1991 3868 10160.4 8666.0
106.2
111.9
115.2
102.8
109.1
1992 3884 11071.4 9241.9
113.4
125.5
131.9
109.6
121.1
集体工业
1980 1961566.0 1513.378.941.332.885.437.3
1984 2352796.6 2455.078.451.053.587.742.1
1988 2888
1414.7 3897.092.779.580.380.375.0
1989 2889
1587.2 3656.6
101.198.397.997.394.7
1990 2862
1711.4 3701.9
100.0
100.0
100.0
100.0
100.0
1991 2963
1814.6 4013.4
100.0
111.9
115.2
102.8
109.1
1992 2984
1926.0 4788.1
100.2
125.5
131.9
109.6
121.1
这些数据的得到和价格指数的建立我们在以前的论文中有较详细的介绍，下面我们对主要数据的处理做一个简要介绍。
总产值 对1988—1992年和1984—1988年的生产率计算，我们是用国家统计局城调队自1984年以来开展的工业品出厂价指数的调查结果对国有工业现价总产值进行平减的。我们改变了以前使用隐含价格指数（等于现价总产值与不变价总产值之比）的办法，这种办法目前仍为大多数研究所采用。这一改变产生了降低实际产出增长的效果。但由于集体工业中大部分是乡镇企业，无法使用城调队的数据，所以我们仍然使用的是隐含的价格指数。
劳动 因为职工总数的统计中包含有与工业生产无关的“非生产性”或“服务”人员组成，故予以排除。国有工业约排除15－16%。集体工业约排除7－8%。
固定资产 用与以前类似的办法计算了1988－1992年按1990年不变价计算的固定资产：（i ）由现有统计得到每年新增固定资产（排除住房和非生产性资产）；（ii）用构造的固定资产价格指数（Pk）去平减每年新增固定资产，所用的价格指数是建筑安装成本指数Pc（基于每平米厂房造价）和设备购置价格指数Pe（基于工业专用设备出厂价的趋势）的加权平均；（iii）将历年平减过的新增固定资产累加起来。
中间投入 中间投入没有现成的统计。我们用下式计算出现价的中间投入（INT）：
GV＝NV+INT+CC+MRF
然后对现价的INT进行平减，得到按1990 年不变价计算的中间投入。所使用的平减指数来自国家统计局城调队关于燃料、能源、原材料的购置价格的调查。此调查与工业品出厂价调查一样，都是从1984年开始的。所以1984年以后的数据的平减我们都是采用的这个调查的结果。
三、中国工业生产率的趋势：1980—1992年
有了上面这些数据，我们便可计算单要素和全要素生产率的趋势，以把我们原来的研究扩展到1992年。在估计全要素生产率时，我们采用的方程为：
TFP（t）＝exp[inDGV（t）-a[,k]lnDNPF（t）-a[,l]lnLAB（t）-a[,m]lnDINT（t）]
其中，TFP代表全要素生产率，t代表时间，DGV，DNPF和DINT 分别代表按1990年价格计算的工业总产值、固定资产净值和中间投入。 LAB为排除了非生产人员的平均职工总数。分别代表资本、劳动、中间投入的产出弹性，由我们以前研究中生产函数的估计得到（Jefferson，Rawski，and Zheng 1992）。 国有和集体工业的产出弹性分别独立得到，并正规化使它们相加等于1。
各单要素实际生产率的初步计算结果列于表3。从表3我们可以看到，不论国有还是集体，在几乎所有子时期内（有一个例外），单要素生产率都取得了较高的增长，特别是集体工业。引人注目的例外是国有工业的资本生产率增长出现明显减慢。到1988—1992期间变为负增长。
从表3还可以看到， 国有工业在劳动生产率上始终相对于集体工业具有优势，尽管它们之间的差距在缩小。对于中间投入的生产率，国有和集体比较接近，这样一个结果对于价格趋势的假定非常灵敏（下面详细讨论）。而在资本生产率方面，集体工业比国有工业有着明显优势。
表3 国有工业和集体工业的单要素生产率（1980-1992）
A.单要素的总产值生产率（1990年不变价）
国有工业 集体工业
修改前的计算结果 修改后的计算结果
劳动
资本
中间投入
劳动
资本
中间投入
劳动
资本
中间投入
1980
24383
1.33 1.15 6244
2.16 0.81 8266
2.86 1.07
1984
28766
1.54 1.22 9127
2.69 0.8711848
3.50 1.13
1988
34963
1.56 1.4616713
3.36 1.2218335
3.68 1.34
1989
34751
1.44 1.5118245
3.22 1.4018402
3.24 1.41
1990
34849
1.35 1.5219751
3.20 1.4818931
3.07 1.42
1991
36227
1.33 1.5622463
3.55 1.6120271
3.20 1.45
1992
40178
1.36 1.6329352
4.36 1.7624861
3.71 1.49
B.平均单要素实际生产率的指数增长率(%)
1980/92 4.16
0.16 2.9112.90
5.88 6.48 9.18
2.16 2.76
1980/84 4.13
3.52 1.51 9.49
5.94 1.93 9.00
4.99 1.44
1984/88 4.88
0.39 4.4715.12
5.50 8.3110.92
1.29 4.10
1988/92 3.48 -3.42 2.7614.08
6.65 9.22 7.610.192.75
本研究的主要数量结果是全要素生产率的变动。在表4中， 我们可以看到将我们原有的生产率研究扩展到1992年后的结果。我们从表4 中列出的计算结果（A）可以看到，在80 年代国有和集体工业的生产率增长呈加速趋势。到1988—1992年，国有工业生产率增长显著下降，而集体工业生产率增长继续加速。在三个子时期中，集体工业TFP 的增长都始终快于国有工业。然而，我们在下面将看到，国有工业的结果表现出统计上的稳定性，而集体工业的结果对数据的误差要敏感得多。
表4
国有工业和集体工业的增长核算
注：每行下面的数字为要素投入的增长率；圆括号中的数字为对产出增长的贡献率（百分比）。
四、关于中国工业生产率估计结果的可靠性
胡永泰等人对我们得到的结果，特别是对国有工业TFP 持续增长的结果提出了疑问，并且对同一内容多次重复（Woo，Fan ， Hai ， andJin 1993；Woo，Hai，Jin，and Fan 1994；Woo，Hai，Jin 1994； 胡永泰，海闻，金毅彪1994；Sachs and Woo 1994）。他们主要提出了三个问题：中间投入的平减，工业增加值隐含的价格指数出现了一般不该有的下降，以及对实际总产出的估计偏高。这几个问题实际是密切相关的。因为如果总产值平减不够，而中间投入过度平减，二者结合起来便可能使增加值价格指数下降。这里，我们所关心的是度量误差对TFP 计算结果产生影响的方向和严重程度到底如何。
1.中间投入的价格指数
在我们原来的研究中，中间投入的价格指数是将原材料市场价成本和计划价成本进行加权平均得到的（Jefferson ，Rawski，
andZheng 1992，表4）。 这样构造的中间投入价格指数要比工业总产值的价格指数大。胡永泰等人认为我们夸大了中间投入价格增长的速度，因而对中间投入做了过度平减，造成生产率增长估计的偏高。
在另一篇文章中，我们曾对此问题做了详细的述评，说明我们用的指数与实际情况相符，而且和大多数学者的估计一致。国家统计局城调队自1984年开始的调查表明，1984－1988年中间投入价格的上涨相对于工业品产出价格的上涨要高出27%。而由我们以前研究所使用的指数得到的这个百分比仅为19%。这表明，我们使用的指数不是高估了生产率的增长，而是相反。如果按照城调队的调查结果，1984－1988年中国国有工业生产率的增长率，应由我们原来计算的3.01%修改为3.68%。总之，没有任何证据说明我们以前的研究由于过度平减而夸大了中国工业生产率的增长。
2.工业增加值价格指数的下降
胡永泰等人批评我们计算结果的一个主要依据是，我们使用的数据意味着工业增加值的价格指数（Pv）存在一个下降的趋势。而他们认为这是“令人困惑的”，是“奇怪的”，并举出东欧一些国家的例子作为依据。我们觉得，正确的答案应该来自对具体问题的具体分析，而不是照搬在一些其他国家产生的结论。
首先，我们说明工业增加值的价格指数为什么可能是下降的。工业增加值可以用下式表达：
VA=GV-INT
当用不变价表示时可写为：
VA/PV=GV/Pg-INT/Pm （1）
将式（1）重新整理我们可以得到：
Pv=μPg Pm/[Pm-(1-μ)Pg] （2）
其中，μ＝VA/GV。
式（2）说明隐含的增加值的价格指数Pv 是总产值和中间投入价格指数的一个函数，而且受增加值与总产值之比μ的影响。由式（2）， 我们也可以很容易得到使Pv下降的条件。如果工业总产出的通货膨胀率为5%（Pg＝1.05）以及增加值与总产值之比为0.3（中国的实际情况基本如此），那么只要Pm＞1.073，Pv便是下降的。这说明只要Pm比Pg 大到一定程度，就会出现Pv下降的情况。而中国在1984年以后的几年里恰恰发生Pm远远大于Pg的情况。另外，当增加值与总产值之比较高时，比如0.45（美国的情况），如果Pg仍为1.05，那么Pm＞1.095时，Pv 才会出现下降的情况。
利用实际的统计数据，由式（2）我们计算了1984－1992年的增加值的价格指数，并取1984年为基年（见表5）。计算中，Pm和Pg 均采用国家统计局城调队的调查数据，μ的计算用净产值近似代替增加值。
表5
由现有数据推算隐含的增加值价格指数
总产值净产值
比率
价格指数 1990=1
GV(亿元) NV(亿元) μ=NV/GV
Pg Pmpv
19845055 17210.340
0.578
0.421 0.975
19856115 20580.337
0.629
0.497 0.916
19866888 22070.320
0.652
0.545 0.865
19877994 25290.316
0.704
0.604 0.893
19889947 30630.308
0.810
0.749 0.923
1989
11873 34600.291
0.960
0.947 0.989
1990
12570 35690.284
1.000
1.000 1.000
1991
14372 40190.280
1.062
1.091 1.023
1992
17091 48310.283
1.134
1.211 1.058
注：Pg和Pm来自历年国家统计局城调队的调查（见历年“中国物价”）。GV，NV来自中国统计年鉴。Pv由式（2）计算得到。
从表5可以看到，1985年和1986年Pv持续下降，而后出现回升。 由于Pm和Pg均为调查数据且出自同一项调查，故具有较高的可靠性和一致性，因此我们可以认为，中国工业确实出现了Pv下降的情况。这种情况出现是非常容易理解的。式（2）中的Pg是以出厂价为基础的，而Pm 是以购进价为基础的。众所周知，在计划经济条件下形成的中国工业原材料价格长期以来一直偏低。1984年下半年，中国开始实行价格双轨制，价格由严格管制到逐步放开，造成了原材料的购进价格暴涨，而工业品出厂价的涨幅要小得多。二者涨幅经历一个扩大的阶段是必然的。随着价格放开程度加大以及市场的完善，二者涨幅的差距必然逐渐缩小。表5的结果恰好反映了这样一个过程，它既不是不可想象的， 也不是度量误差造成的。胡永泰等人的观点显然缺乏根据。
3.过高估计实际产出对TFP的影响
普遍认为中国工业的增长被高估了。在这一点上，中国和外国的研究者持有相同的看法（李明哲等1990；Rawski 1991；Field 1992 ； Jefferson 1992）。因为TFP是产出指数除以投入指数之商， 所以如果产出增长被夸大，那么TFP也将被夸大。这样的逻辑似乎有道理， 然而事实上问题并非如此简单。
使工业产出增长高估的因素很多。下面我们对其中几个主要因素及其对TFP增长估计的影响依次进行分析。
（1）市场交易活动扩大带来的总产值统计中重复计算的增加
在市场机制引进的过程中，中国工业，特别是国有企业在改变“大而全”、“小而全”，提高专业化分工程度方面取得很大成绩。不少专业从原来的工厂分离出来组成新厂。这样的改变极大地增加了交易活动，对改善生产效率起了积极的作用。而同时由于原来的一部分中间产品变成新厂的产出，在统计总产出时造成额外的增加。下面我们对总产出增长中的这类“水分”对生产率计算到底有多大影响做一较详细的分析。
我们用δGV表示产出的实际增长；用S 表示高估的那部分实际产出增长，即“水分”。我们关心的是S到底对TFP的计算产生多大的影响。为了分析上的方便，我们假定物价保持不变，并且基期的S等于0。
对TFP的增长有两个度量，一个是基于δGV的适当的度量， 用下标1表示；一个是基于δGV+S的不适当的度量，用下标2表示。 对于第一种情况，我们有：
δTFP[,1]/TFP=δGV-a[,ｍ]*δINT/INT-T
T=A[,k]δDNPF/DNPF+a[,1]δLAB/LAB （3）
其中，δ代表一阶微分。资本和劳动投入的各项均不受产出水分的影响，故我们用T来表示它们。对于第二种情况，我们有：
δTFP[,2]/TFP=(δGV+S)/GV-a[,m]*(δINT+S)/INT-T
（4）
此式说明当产出增长有S这么多水分时， 增加的中间投入同时也有S这么多的水分。这很容易理解。式（4）可以改写为：
δTFP[,2]/TFP=(δGV+S)/GV-a[,m]*δINT-T+S/GV-a[,m]*S/INT（5）
由式（3）和式（5）可得到：
δTFP[,2]/TFP=δTFP[,1]/TFP+S/GV-a[,m]*S/INT=δTFP[,1]/TFP+W（6）
显然，由此引起的TFP增长的度量误差取决于W。由于假定价格不变，所以对于W来讲，实际值和名义值都是一样的。于是，
W=S/GV-a[,m]*S/INT=(S/GV)(1-αGV/αINT)
（7）
其中，a[,m]=(αGV/GV)/(αINT/INT)。
在标准的竞争条件下，αGV/αINT＝1，所以W＝0以及TFP[,1]=TFP[,2]。可见，在竞争条件下，这种产出的高估对TFP增长的度量没有任何影响。然而，由于产出被高估而TFP是被正确度量的，结果TFP对产出增长的贡献被低估了。
总之，只要GV和INT的度量具有同样多的“水分”S，那么，在竞争条件下，被高估的GV增长对TFP度量的影响为0。鉴于中国市场机制尚不完善，有可能出现αGV/αINT<1的情况，这时，W>0以及TFP[,2]>TFP[,1]，意味着高估的误差能够从GV传递到对TFP的估计。但是如果αGV/αINT>1，则高估的GV增长将导致对TFP增长的低估。中国国有工业的αGV/αINT是属于哪种情况呢？按照我们利用1984和1987 年横截面数据所做的估计，TFP[,2]=0.675（Jefferson，Rawski，and Zheng 1992），我们可以得到αGV/αINT=1.037。由于这个值很接近1， 所以我们有理由认为对国有工业TFP增长的估计没有受到显著影响。
（2）新产品给总产值统计带来的“水分”
市场化和专业化所引起的重复计算的增加不是中国工业产出增长统计偏高的唯一来源。有充分的证据表明新产品的产值统计是80年代以来中国工业、特别是机械电子工业的实际产出增长被夸大的重要来源之一（Field 1992；Jefferson，1992）。 尽管由此带来的偏差同时也夸大了包括在分母中的固定资产投入，但这并不能抵消掉其带来的对TFP 增长估计的高估。
新产品产值的统计偏差只发生在不变价总产值的统计中。中国工业统计的不变价基本上是参照当年（基年）产品的价格每10年制订一次。也就是说，只有在基年就已经存在的产品才具有不变价。由于存在着较高的通货膨胀率，基年之后出现的新产品的不变价常常就是当年价。所以新产品的不变价总是高于老产品。另外，80年代，相当多产品的价格处于国家的控制之下，企业摆脱这种控制的一个办法就是对一些产品进行改头换面使其变成新产品以提高价格。这种情况进一步加大了老产品和新产品不变价之间的差距。新产品不变价产值的统计偏差只是在一个特定时期内，即同时存在通货膨胀、价格管制，以及制定的不变价已过时的情况下，才对不变价总产值产生较大影响。
另外，新产品的偏差问题只对不变价的产出度量有影响。如前所述，对国有工业，我们没有使用不变价的总产值统计，而是使用调查得到的工业品出厂价的价格指数去平减现价的总产值，于是，这个问题对国有工业TFP的度量并不存在。
（3）总产值统计中的虚假成分
在主管部门的监督下，国有工业的统计工作总的来说是比较可靠的。问题较多的是集体工业，特别是乡镇工业，它的工业总产值已占集体工业的大部分。一些地方官员为了追求政绩擅自或强迫下级虚报统计数字。在过去10年中，法院曾处理过2 万多起因“提供虚假统计”的案件。对于地方乡镇工业的统计，统计部门不得不进行额外的加工。即使如此，以地方统计为基础的全国集体工业的统计仍无法避免对总产出的高估以及导致对集体工业TFP增长的夸大。
4.其它误差对TFP度量的影响
（1）设备的平减指数
我们使用的设备平减指数是由现价的与不变价的专门工业设备总产值之比得到的（见表2中的Pe）。按照这组指数， 工业机械设备的价格水平在1980—1984年期间是下降的，在1980—1992年的整个期间也只增长了28.4%。
我们有理由认为这组指数低估了工业设备价格水平的增长。改革以来，中国进口了大量的工业设备。国外价格的提高和人民币的贬值必然使进口设备的价格大幅度提高。一元人民币在80年可折合0.67US，而到1992年连0.20US也折合不了。如果按日元或欧洲主要货币计算，人民币的贬值幅度要更大。另外，其他一些学者研究所得到的中国国产工业设备价格指数的结果也高于我们使用的。
对工业设备价格增长低估所导致的结果是对TFP增长的低估。 从表4中可以看到，即使存在着对TFP的低估，也没有改变TFP增长的趋势。另外，我们也曾使用较高的平减指数去平减工业设备，但对TFP 的计算结果影响并不大。这一方面是因为设备只占投资中的一小部分，另一方面是由于我们使用资本存量作为资本服务流的替代度量，而资本存量的增量占资本存量的比重则更小。
（2）集体工业的价格平减指数
对于表3和表4中A部分的结果， 我们使用的是现价总产值和不变价总产值之间隐含的价格指数。了解中国实际情况的学者和统计工作者都确信集体工业总产值统计夸大了实际的增长。集体工业中的许多企业在填统计报表时是把现价的总产值当作不变价的总产值来填写的，因为他们不知道不变价是多少。省或市、县的统计机构有时对收集上来的加总的数字做一些平减，然后再上报。一般来讲这样所做的平减远远不够。
由表2 列出的是现价总产值与不变价总产值之比计算出的隐含的价格指数。我们可以看到，这组价格指数自1989年以后竟然没有增加。一方面，按照城调队的调查，工业品的价格从1989年到1992年增长了1/5；另一方面，集体工业产出的价格在同一期间内却略有下降。
在没有适用于集体工业的平减指数的情况下，我们使用了和国有工业一样的工业品出厂价的价格指数去平减集体工业的现价总产值。尽管国有工业和集体工业在产品结构、质量方面，以及市场环境方面有相当的不同，这些不同将导致价格变动上的差异，但由于市场日益一体化，我们认为可以将城调队的价格指数用于集体工业作为一个有意义的近似，至少要比原来隐含的价格指数更符合实际。
这一改变，使集体工业1980—1992 年实际产出的增长率由原来的16.1%降至12.4%（见表4B）。原来在资本和劳动边际生产率上相对于国有工业的优势也没有那么明显了。1980—1992年集体工业TFP 的增长也比原来的结果降低了一半多。即使这样，TFP 的增长仍比国有工业要快，但是对产出增长的贡献率由原来高于国有工业变为低于国有工业。
不少研究，包括我们的研究在内，都得到了集体工业的TFP 增长高于国有工业的结果。然而，在没有进行更详细调查的情况下，我们对这个结果仍缺乏足够的把握。
五、生产率增长减慢原因的粗析
我们的计算结果（见表4）表明，1988－1992 年国有工业和集体工业的TFP增长都出现减慢的趋势，而且国有工业更要明显一些。 据我们初步分析，有如下几个原因：
（1）经济周期
由于设备利用率随经济周期变化，所以TFP 的度量在资本和劳动投入都相对固定的情况下对经济波动非常灵敏。对于中国尤其如此。因为劳动投入使用的度量是人数而不是工作小时，以及在国有工业，多余的劳动力又难以流动。如果设备利用率在1988年比在1984年和1992年都要高，那么1988年的TFP 水平将会格外高而处于波峰， 这将造成1984 －1988年TFP增长加速和1988－1992年TFP增长减速的结果（如本文中出现的那样）。
由于没有关于1984、1988和1992年设备利用率的直接统计，我们只好进行间接的估计。利用菲利浦曲线，我们可由每年通货膨胀的加速度去推算相对设备利用率。1983－1984、1987－1988及1991－1992年的工业品出厂价格的增长率分别为1.5、7.1和0.6。 由这样一个模式可以认为1988年是设备利用率的波峰。
（2）选择性差异
为什么国有工业生产率增长减慢得比集体工业要显著？暂且撇开度量误差不谈，一个可能的解释是一些最成功的国有企业离开了国有部门。一般来讲，外商总是选择那些经营管理得好的企业进行合作或合资。当这些成功的国有企业成为三资企业的一部分时，会使国有工业的TFP增长减少。而国有工业中那些亏损企业又很难破产，这同样会使国有工业的TFP增长减少。这两种因素对集体工业来说， 或是不存在或是影响要小得多。我们姑且把国有和集体之间的这类区别称作选择性差异。
为了证实这两种情况对国有工业生产率增长减慢的影响，我们考察了国有大中型企业在生产率上的一些变化。表6比较了那些1988 年属于国有工业但在1989到1992年间由于改革而脱离国有工业的那些企业与仍属于国有工业的企业的生产率水平。从表6中我们可以看到， 离开国有工业的那些企业的平均劳动生产率和资本生产率远高于仍在国有工业中的企业。
表6
不同种类国有企业的生产率
GV/EMP GV/KFN GV/INT
1.1988-1992年的一组大中型国有企业的样本(N＝2345)
1988
29079
2.08
1.65
1992
43380
2.14
1.63
变化率 11.65% 0.93% -0.27%
2.1989-1992年变为三资企业的大中型国有企业(N＝73)
1988
44701
3.35
1.62
3.1989-1992年始终亏损的大中型国有企业(N＝62)
1988
15800
1.49
1.49
1992
13464
0.98
1.48
变化率-3.98% -10.50% -0.21%
注：GV：现价总产出：EMP：年末职工总数；KPN：年末固定资产净值（未调整）；INT：现价中间投入。
从表6中还可以看到1989-1992年连续亏损的国有企业的生产率状况，这些连续亏损企业中的多数之所以没有实行破产显然仅仅由于它们是国有企业。这些企业不但表现出低的单要素生产率，而且它们的增长率也远低于整个国有工业。
尽管我们可在表6中清楚地看到选择性差异对生产率的影响， 但在缺乏关于国有企业的转制率和国有亏损企业破产的详细数据的情况下，难以确定这些影响的确切大小。然而有一点是清楚的，即国有企业转制的数目和持续亏损的国有企业的数目都在增加。我们由此可以推断，这些因素对国有工业相对生产率的下降的压力在不断加强。
（3）结构问题
国有工业出现的资本产出率下降（见表3 ）意味着国有工业生产率增长减慢的一个可能原因是结构失衡。我们在表7 中分析了引起资本产出率下降的原因。表中的A 部分列出了每个子时期中三个要素的单要素生产率。表中的B 部分中列出了同期资本—劳动比和资本—中间投入比的增长率。这些数字说明资本深化程度有明显的加速。
表7 国有工业要素的增长
A.要素的增长(%):
劳动(LAB) 资本(DNPF) 中间投入(DINT)
1980-84 2.853.54 6.62
1984-88 4.228.83 4.05
1988-92 1.938.19 2.36
B.资本密集程度的增长(%)：
人均资本单位中间投入的资本
(DNPF/LAB) (DNPF/DINT)
1980-840.69-3.08
1984-884.61 4.78
1988-926.26 5.83
数据来源：由表2计算。
我们的研究表明，80年代以来国有工业和集体工业的中间投入生产率几乎相同，而且它们的劳动生产率也在逐渐趋同。但看不到固定资产有这样的趋势。
资本收益的不一致与投资模式不同有关。从表3中可看到，1989－1990年的紧缩政策对国有和集体工业的资本生产率都有负面影响。国有工业固定资产的增加速度（投资规模）始终比较稳定，而集体工业固定资产的增长率自1986年以来一直下降并从1989年开始低于国有企业。我们不准备对投资活动作详细考察，但我们要指出，造成这些趋势与投资体制有很大关系。实际的负贷款利率、高通货膨胀的预期，以及国有工业享有的贷款优先权都起了鼓励一些国有企业在80年代和90年代初进行一些不合理投资、造成资本密集程度过快增长的作用。这对资本生产率的提高以及进而对TFP的增长都有不良影响。
六、结论
本研究围绕国有工业和乡及乡以上集体工业的生产率状况和度量问题进行了讨论，现将得到的主要结论归纳如下：
1.1980－1992年国有工业的全要素生产率有一个虽然不太大， 但较明显的提高，年均增长率为2.5%。其中，1984—1988年TFP呈加速增长，对产出增长的贡献提高到43%；1988—1992年TFP增长明显减慢， 对产出增长的贡献下降到31%。
2.针对关于国有工业生产率是否有提高的争论， 本文讨论了与生产率度量有关的中间投入的平减，工业增加值平减指数的降低，以及现有统计对实际产出增长的夸大等问题。可以证明，这些问题对国有工业生产率的长期趋势的度量没有显著的影响，对其他可能影响TFP 度量精度的因素所进行的考察也均表明，我们对国有工业生产率的度量结果是稳定、可靠的。
3.和许多其它研究的结果一样， 我们的初步计算表明， 集体工业TFP的增长始终高于国有工业，并且高出很多。然而此发现并不稳定。 虽然我们不能确定实际产出增长的官方统计中具体包含有多少水分，但我们有理由认为含有相当多的水分。集体工业总产值的官方统计中所隐含的价格指数意味着1989年以后没有通货膨胀。这显然是不现实的。当用城调队的指数代替它们时，所得到的集体工业TFP 增长的估计结果出现大幅度降低。
4.由于有充分证据表明集体工业产出增长的统计被夸大，并导致集体工业TFP水平和增长率被高估。因此， 在未对集体工业的产出和有关价格数据做进一步详细考察之前，对于集体工业生产率比国有工业生产率提高得更快的结论似乎还不能十分肯定。
5.我们对引起1988—1992年中国工业TFP增长减慢的三个可能的原因进行了粗略分析。不同参考年份（1984、1988和1992年）中设备利用率的差异可能造成对国有和集体工业生产率增长减缓的错觉。另外两种对国有工业生产率增长显著减慢的解释可更具现实意义。选择性差异引起的度量偏差是由于一些最好的国有企业转变成其它所有制企业，而同时一些最差的企业却不能破产。中国的投资体制的不完善致使资金常常被过度地配置到一些选择不当的工业项目上去。
还有，对于中国工业生产率增长出现减慢趋势的更深层原因也应引起足够注意，这一趋势是否意味着中国在改革的潜力释放之后最终要象东亚新兴国家和地区曾经历过的那样，走外延增长的道路？其内在必然性如何？这是个值得研究的问题。
最后应该明确的一点是，关于中国工业生产率有无提高的争论不应转移我们对一些更根本的问题的注意。即使国有工业TFP 增长率如同最高估计的那样，中国国有工业仍存在着巨大的提高生产率的潜力。如何进一步提高中国工业生产率是我们关心的问题。显然，仅仅依靠加总数据将使我们的分析受到很大的局限。表6 的数字说明了即使是同一所有制的企业，它们的运行状况也有很大不同。我们需要进行微观层次的研究去识别那些在使一些企业失败的同时使一些企业成功的制度创新。为此，我们要去考察微观运行情况的分布及其影响因素，而不是单纯基于标准的总量统计考察其平均状态。我们确信，对中国工业总体趋势的把握只有建立在对中国经济现实的正确理解之上才有可能。