转型时期中国工业生产绩效的地区差异及波动性的解释——基于随机前沿生产函数的分析，本文主要内容关键词为：波动性论文,工业生产论文,中国论文,绩效论文,函数论文，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。
如果技术－制度系统的结构长期停滞不前，它们就会承受危机和解体的危险。此时，现有的生产关系和规制制度不进行重构就无法消解导致潜在危机的紧张。……这样的论断不仅在国家层面成立，也同样适用于区域经济。
——Scott and Storper(1992)
一、引言
工业经济的改革和发展对处于转型过程中的我国国民经济具有深刻而长远的影响。总量统计数据显示，工业增加值在GDP中所占的比重虽然在1980年代略有下降，但在进入20世纪90年代以后却又有了持续而稳定的上升，直至2004年底这一比重已接近46％，甚至略高于改革初期的水平。与此同时，1990年代工业对GDP的贡献率基本保持在50％—60％之间，平均每年拉动GDP增长5.5个百分点，均明显高于80年代的水平①。在近年来GDP增速稳中有降的背景下，这些数字反映了工业经济在国民经济发展中所扮演的至关重要的角色。
但是，隐藏在这些数字背后的工业部门生产效率问题似乎并不容乐观。在研究者中张军较早观察到了中国工业部门在1990年代以后存在的过度投资的现象，并以此来解释同期中国全要素生产率（TFP）下降的事实（张军，2002a，2002b）。这一发现揭示了在工业经济中可能存在着“过度进入、过度投资和生产能力的累积性闲置”等低效率的状况（张军，2002b）。而最近郑京海、Bigsten和胡鞍钢在综合现有的文献和自身研究的基础上再次得到了总量生产率趋于下降的稳健结论（Zheng et al.,2006）。在理论界越来越多的学者开始从经验研究中认识到中国近年来的经济增长呈现出依靠投资驱动的“粗放型”增长模式，关于增长可持续性的问题正愈益受到学界的关注。
由于计划经济时代的工业企业尤其是国有工业企业的发展背负了经济和社会政治的双重责任，因此工业经济改革也从一开始就内在地具有双重任务。一方面，工业企业要在市场化和国际化导向的改革开放大环境中，加快实现技术水平和管理绩效的提升，增强自主创新能力和国际竞争力，从而带动国民经济的总体技术进步和劳动力收入水平的提高。另一方面，国有企业产权制度的改革则是为了理顺企业经营者与所有者之间的权责关系，分离低效率的社会政治职能，建立适当的激励机制，使国有企业能在日趋竞争性的国内和国际市场中实现向现代企业的转型（王争等，2006）。无疑，工业部门的生产绩效关乎工业乃至整体经济能否成功转型，同时它也为我们提供了分析绩效构成因素的很好的窗口。
从方法论的角度来看，由传统的增长核算（Growth Accounting）得到的TFP存在概念和测度上的随意性和模糊性（Chen,1997;Felipe,1999），而基于确定性生产函数的经济计量方法也常常因受制于模型误设问题而给估计结果带来严重偏差（如CD和CES函数的常替代弹性假设）。超越对数（translog）生产函数能够有效弱化预设的函数形式和参数的约束，而Kumbhakar（2002）的随机前沿模型则提供了我们一个借以分解生产率构成的框架。因此本文尝试在前期阶段性工作（王争等，2006）的基础上，根据基于translog生产函数的随机前沿模型的估计结果，进一步考察工业部门要素生产率的地区差异及其演变情况，并解释TFP增长构成成分地区差异的经济和制度原因。
本文结构安排如下：第二部分简述随机前沿模型，第三部分说明数据来源，第四部分给出模型基本估计结果，第五部分研究工业资本和劳动生产率地区分布的动态演变特征②，第六部分分析工业生产率地区差异的原因，最后是结论。
二、随机前沿模型
（一）随机前沿生产函数
随机前沿生产函数一般具有如下形式：
其中无效率项u服从线性指数增长率，随机误差项v是独立同分布（正态分布）的。
（二）TFP增长率的分解
依照Kumbhakar的方法，我们首先把技术进步（Technical Change,TC）定义为控制了要素投入以后技术前沿随时间推移而变化的速率，即：
接着我们定义技术效率进步（Technical Efficiency Change,TEC）为技术效率随时间推移而发生的改进的速率：
因此控制了要素投入后的生产率的变化率可以表示为技术进步与技术效率改进之和：
根据定义，TFP的变化衡量的是扣除要素投入增长贡献后的产出增长率，也就是说它是增长核算中的“残值”：
（三）超越对数生产函数的设定
相对于CD函数和CES函数来说，超越对数生产函数放松了常替代弹性的假设，并且在形式上更具灵活性，能更好地避免由函数形式误设带来的估计偏差，因此对于本文跨时跨地域的实证研究来说，是个合适的选择。其具体形式可表示为：
各个变量及误差项的定义如前文所述。本文中生产要素特指资本K和劳动力L，即j，m＝K，L。在这一设定下，我们有：
据此我们可以将TFP的变化分解为四个具有经济意义的因素。
三、变量与数据
本项研究的样本对象包括中国内地除西藏和海南以外的28个省级行政区。其中1996年以后重庆的数据包括在四川的数据中，以保证数据的连贯性。为了便于考察地区差异我们将这些省份按惯例划分成四大地区，分别是（简称）：（东北）辽、吉、黑；（东部）京、津、冀、沪、苏、浙、闽、鲁、粤、桂；（中部）晋、蒙、徽、赣、豫、鄂、湘；（西部）川、贵、滇、陕、甘、青、宁、疆。以下是投入产出指标和环境变量的说明。
（一）工业产出（Y）
本文采用“增加值”指标作为度量工业产出的标准。其数据来自国家统计局国民经济核算司编制的《中国国内生产总值核算历史资料（1952—1995）》和《中国国内生产总值核算历史资料（1996—2002）》中各省市的“工业增加值”项。之所以采用“增加值”而非“净产值”作为产出指标，主要基于以下几个原因。第一，《中国工业经济统计年鉴》缺乏若干年的各地区“工业净产值”数据，若用统计手段（如移动平均）来进行弥补，可能会带来意想不到的偏差，同时损失可能有价值的信息。第二，根据我国国民经济核算规则的沿革，“净产值”是旧核算体系（MPS）使用衡量社会生产活动的总量指标，是物质生产部门劳动者在一定时期内新创造的价值，它是总产值在扣除了物质消耗以后的剩余部分；“增加值”是新核算体系（SNA）使用的衡量社会生产活动的总量指标，是常住单位生产的物质产品和服务价值超过生产中所消耗的中间投入价值后的差额部分。尽管在概念表述上有所不同，但在实际采用的生产法核算标准下，工业增加值与工业净产值在计算口径上都是以价值量反映工业部门在一定时期生产的最终成果，实际上并没有实质性的差别④。同时，两部《中国国内生产总值核算历史资料》提供了各地区工业增加值的连续时间序列数据，可以直接使用。第三，《中国国内生产总值核算历史资料》还汇总了各地区历年工业增加值中的劳动者报酬数据，据此，用“增加值”作为产出指标就可以为我们在统一的核算口径下计算劳动者报酬份额提供便利。第四，我们通过仔细比较“净产值”和“增加值”两组序列数据，发现前者略小于后者，但是差别并不大，并且两组数据的变动方式几乎始终保持一致。此外，随着国民经济核算体系的全面过渡，我国现行统计方法逐步与国际接轨，增加值指标正在取代净产值指标，因此采用增加值指标能够更充分地利用现有统计数据，做更进一步的研究。据此，我们认为采用增加值数据对于研究投入产出关系的动态变化来说，是合理的和稳健的。
通过把历年名义工业增加值按工业GDP平减指数进行平减，我们进而得到了以初始年份（1987年）价格衡量的各地区实际工业增加值序列。其中1987—1998年的各地区工业GDP缩减指数来自国家统计局编制的《新中国五十年统计资料汇编》，1999年以后的数据根据各年份《中国统计年鉴》中的第二产业相关指数计算得到。
（二）工业资本存量（K）
工业资本存量按照“永续盘存法”计算，其基本计算公式是：
这里i和t分别是省份和时间标识，K表示实际资本存量，I表示实际投资，δ表示实际折旧。由于《中国工业经济统计年鉴》报告了各省市样本期内（1987—2002）大部分年份的工业企业固定资产净值（固定资产净值＝固定资产原价－累计折旧），因此对其进行差分就可以得到历年名义净投资
；与实际投资之间的关系是
，这里P表示投资价格指数。1995—1998年缺失的工业固定资产净值数据可以通过对工业分类行业（包括采掘业、制造业、电力、煤气及水的生产和供应业和其他工业行业）的数据进行加总得到。
关于投资价格指数的选取，可以直接利用的数据是《中国统计年鉴》公布的1991年以后各地区的“固定资产投资价格指数”。对于1991年以前投资价格指数，我们参照张军等（2004）的方法，通过估算“固定资产投资隐含平减指数”来作为“固定资产投资价格指数”的替代，即
其中“固定资本形成总额指数”和“固定资本形成总额”来自《中国国内生产总值核算历史资料（1952—1995）》，这里的统计口径是全行业总量经济。用这些价格指数进行平减，就可以得到以1987年价格衡量的历年实际工业资本净投资
。有了这些数据准备，我们就可以根据下式来计算各地区每一年的工业资本存量：
（三）工业劳动力（L）
工业劳动力来自各年份《中国工业经济统计年鉴》公布的工业企业“年底职工人数”。对于缺失数据的少数年份，我们通过对工业分类行业的职工人数进行加总得到各地区工业全行业的职工人数。
根据由以上方法得到的统计结果，在表1中我们分别列出了东北、东部、中部和西部四个地区在样本期内主要年份的实际工业产出（Y）、实际工业资本存量（K）、工业劳动力数量（L）及要素生产率的相关统计数据。通过观察我们可以发现，1987年以来各地区的工业产出和资本都有显著的增加，但工业劳动力的变化却十分耐人寻味——在1990年代中期以前基本保持稳定，1990年代中期以后急剧下降，这与国有企业改革（特别是就业体制改革）和产业结构的调整（尤其是第三产业比重的上升）有着直接的关联。其结果是：各地区劳动生产率的上升幅度远远超过资本生产率的增幅（东部劳动生产率增幅最小，仍增长了4.8倍；中部地区资本生产率增幅最大，却只有59％）。尽管要素生产率的增长速度存在着明显的地区差异，但从生产率的水平值来看，东部地区的资本和劳动生产率始终处于领先地位，而西部地区在2002年仍然在总体上处于相对落后状况，与此同时，东北地区要素生产率的初始相对优势也消失殆尽（尤其是资本生产率还下降了3％）。这些都是需要进一步解释的现象。
（四）环境变量
1.劳动力教育水平。受数据限制，我们无法得到各省市工业部门劳动力受教育情况的详细数据。但是基于公开出版的统计资料，可以估计各地全行业的人均受教育水平，以之作为工业部门劳动力的代理变量。我们认为这样做并不会带来太大的偏差。其原因在于：（1）工业劳动力一直是各行业劳动力中重要组成部分，同时工业部门在我国也是受教育程度较高的劳动力相对集中的产业部门，因此工业部门的劳动力受教育状况与该地区全行业的人均教育状况应该存在着很强的正向关联；（2）分析统计结果后我们发现，各地区的全行业教育水平存在着显著差异，并且与各地的工业发展水平存在着很强的相关性，因此从直觉上看，这可能会是一个有潜在解释力的变量。陈钊等提供了1987—2001年人均受教育年限的省级面板数据，为了保持数据的连续性和可比性，在指标构建上，我们仍然沿用陈钊等（2004）的方法，根据《中国人口统计年鉴2003》公布的数据，用6岁以上人口中各种教育程度人口的比重为权重，求出2002年受教育年限的加权平均数。其中各级教育程度对应的教育年限设定如下：文盲半文盲＝1年，小学＝6年，初中＝9年，高中＝12年，大专以上＝16年。
2.地方财政支出占GDP比重。这一指标用来反映政府规模。1987—1998年的地方财政支出和GDP数据来自《新中国五十年统计资料汇编》，1999—2002年的来自各年份的《中国统计年鉴》。
3.基础设施建设水平。我们用第三产业中“交通、运输、仓储、邮电及通信业”在总量GDP中所占比重来作为各地区基础设施建设水平的代理变量，其原始数据来自《新中国五十年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》（2000—2003）。在这里我们之所以没有采用一些实证研究文献中常用的公路里程密度指标的主要原因在于：在经济起步阶段，公路里程数跨地区和跨时期的变化的确能够反映出交通基建水平的变异，但是随着发展程度的提高，公路交通水平开始趋于稳定，此时基础设施水平（质量）的提高开始更多地在诸如物流和通讯等软环境上体现出来，因此我们这个新的指标可能比公路密度指标更接近基建水平的实际状况⑤。
4.FDI占总投资比重。这一指标是实证研究中用来度量地区对外开放程度的常用指标。《新中国五十年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》（2000—2003）提供了各省区历年以美元价格表示的FDI数据。内蒙古和新疆所缺失的少数年份的数据，我们用线性时间趋势函数来填补。在此基础上我们根据《中国统计年鉴2003》公布的历年人民币对美元的平均汇价将之转换为当年价格的人民币单位。总投资数据来自《新中国五十年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》（2000—2003）中的“全社会固定资产投资”项。
5.非国有经济占工业总产值比重。这一指标可以反映各地区工业的民营化程度，同时也是樊纲和王小鲁（2004）编制各地区市场化指数时所采用的一个重要分项指标。其数据同样来自《新中国五十年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》（2000—2003）⑥。
6.国有企业改革强度。在本文中，我们用每年国企职工数量变化率的相反数作为衡量国企改革强度的指标，数值越大表示改革强度也越大。它的合理之处在于：（1）我国的国有企业受计划经济体制的影响，过多地承载了安置劳动力就业的社会责任，导致劳动力冗余严重，边际生产力低下，而在实际改革的过程中往往以职工的下岗分流为主要特征之一；（2）在国企改革的早期阶段，改革的强度主要反映在“减员”上而非企业数量的减少上；此外，在国有企业数量本身就比较少的省份（如江浙），国企改革过程中国企数量的减少并不明显，因此如果用国企数量变化率的相反数来衡量国企强度就会低估这些地区的国企改革强度；另一方面国企数量的减少（如破产和出售）也会同时在国企职工数量的减少上体现出来。基于这些考虑我们认为总体上以国企职工数而不是国企数为基准来度量国企改革强度是合理的。其数据同样来自《新中国五十年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》（2000—2003）。
以上环境变量的描述性统计摘要见表2。
表1 各地区工业部门的产出、要素投入及生产率
注：这里的产出（Y）和资本存量（K）是按1987年的可比价格计算的实际数量。
表2 环境变量的描述性统计摘要
四、模型估计结果
根据前文设定的时变衰减模型，我们利用省级面板数据对工业部门的超越对数生产函数进行了估计。其结果见表3。
观察解释变量的Z检验结果，可以发现除了资本的平方项接近于显著（伴随概率为0.12）外，所有的解释变量都是显著的。虽然劳动的一次项以及资本和劳动乘积项的系数是负的，但资本和劳动的平方项却是正的。同时回归诊断指标栏中的Wald检验结果和对数似然函数值也表明整个模型具有很强的解释力。由于资本平方项在统计上接近于显著，并且与其他变量相比较其系数在经济意义上也是显著的，因此我们在模型中仍然保留了这一项。
表3下半部分报告了与误差项相关的估计和检验结果。其中μ是估计得到的无效率项的均值，虽然其数值是负数，但是0.92的伴随概率表明μ不显著异于零。η是式（4）中的相应时变参数，其数值也是负数，但是在1％的水平上显著，这说明就全国平均而言工业生产的无效率程度是递增的。γ度量的是误差项的方差中技术无效率方差所占的比重，即
γ值越大，表明技术无效率对生产的波动越具有解释力，同时也表明随机前沿模型比决定性模型更适合。就本文的模型而言，γ值等于0.99，十分接近于1，这说明几乎所有的生产波动（控制了投入要素以后）都来自技术无效率的差异。
表3 随机前沿模型的最大似然估计结果
注：*、**、***分别表示在10％、5％和1％的水平上显著。
五、要素边际生产率省际分布的动态演进
根据新古典经济理论，在不存在要素流动壁垒的情况下，要素总是会从边际收益低的地区（部门）流向收益高的地区（部门）。但是现实中这种情形并不总是发生。即使在一个国家内部，由于地理阻隔、交通成本、区际贸易壁垒以及其他制度性因素的共同作用，也会导致要素市场的分割。对于区域发展水平本身就不平衡的发展中国家来说，这种分割状况会导致经济收敛机制无法发挥作用，地区差距持续存在并且很可能不断扩大。作为一个处于经济转型时期的发展中国家，中国的工业化对提高经济发展速度、提升技术水平和居民生活质量显然起着至关重要的作用。但是如果工业要素市场地区分割严重，导致一体化工业市场迟迟不能形成，那么工业化的成果也就无法惠及面积广大的落后地区，这反过来也会阻碍先进地区的工业化速度和绩效。利用已经得到的估计结果，我们可以很方便地估计工业要素的边际产出（或边际生产率）：
其中j表示要素种类（资本或劳动），ε[,j]表示要素j的产出弹性，Y表示总产出。
图1绘制了各地区资本和劳动边际产出的加权平均数走势，从中我们可以看到各地区工业要素边际产出的差异及大体变化趋势。在初始年份，各地区MP[,L]的数值都是负的但都接近于零，但到了2002年，东部的MP[,L]差不多高出东北和西部的MP[,L]50％之多。从图形来看，东部地区在MP[,L]上的领先优势主要得益于90年代中期以后该数值的快速上升。事实上，这一时期恰恰是东部地区工业的民营化程度迅速加深的时期，更多的劳动力资源（包括外来流动人口）被配置到了蓬勃发展的劳动密集型的民营企业部门，使得跨地域跨部门的剩余劳动力得到了积极有效的利用，而这有可能正是东部劳动力边际生产率提高的最重要的原因之一⑦。
图1 各地区资本和劳动边际产出的演进
资本边际产出MP[,K]的变化趋势则恰好相反。20世纪80年代末，各地区MP[,K]的数值基本相去不远；随着时间的推移，MP[,K]开始普遍下降，至2002年几乎都降到了零甚至负值。但MP[,K]的地区差异始终没有太大的变化。结合中国的现实，我们发现这一表面上的“一体化”事实上和中国的金融体系运行特点大有关系。在计划阶段（1949—1978），中央财政部门在资金分配上具有绝对的控制权，资本几乎是在完全封闭的区域内流动。除了中央对地方的带有转移支付性质的财政拨款外，区际间的资本直接流动几乎为零。到了第二阶段（1979—1993），随着政府拨款逐渐为银行贷款（拨改贷）所取代，银行的作用日渐重要。地方政府开始为获取稀缺的银行资金而互相竞争，导致不同部门和地区之间出现了这种限制资金流动的壁垒。到了第三阶段（1994— ），地方对资本市场的控制权力受到中央政府削弱，资本流动的地区性壁垒开始松动。1998年以后利率有了更大的浮动空间，一系列法规的出台增加了资本市场的灵活性和资本的跨地域流动（关于金融市场发展史的更详细的评述可以参见世界银行的报告（World Bank,2005））。但是与此同时，省区间的恶性竞争和过度投资也日益明显化（Young,2000），导致投资的低效率和工业部门利润率的下降（张军，2002a,2002b），这与我们观察到的资本边际产出的走势是一致的。因此，图2所反映出来的工业资本边际产量的表面上的地区均等化很可能只是计划控制下资本配置低效率的结果。
图2 资本边际产出省际分布Kernel密度的演进
图3 劳动边际产出省际分布Kernel密度的演进
表4 资本和劳动边际产出省际分布的变异系数和基尼系数的演进
通过观察图2和图3的要素边际产出的省际Kernel密度图，以及表4中要素边际产出的变异系数和基尼系数，我们发现虽然资本边际产出的分布有从分散走向集中的趋势，但基尼系数的变化却反映出集中度加强过程中的一种非均衡：两极化程度的加深。而劳动边际产出的分布的演变则恰好相反（图3和表4）：虽然离散度显著增加了，但两极化程度却有减小的趋势。需要说明的是，表4中1987—1990年劳动边际产出及2002年资本边际产出的基尼系数出现负值是因为该年份大部分省份的相应要素边际产出是负数，尽管仍然比较接近于零；这和90年代以前工业企业拥有大量富余劳动力以及近年来投资效率的普遍恶化的现状是一致的（张军，2002a,2002b；沈坤荣和孙文杰，2004）。
六、工业生产绩效的地区差异及波动性的源泉
王争等使用与本文相同的投入和产出数据、应用相同的随机前沿模型发现，自1987年以来各地区工业生产绩效及构成成分都出现了大体一致的变化趋势和短期波动。总体来讲，对比1987年和2002年，各地工业部门的TFP增长率和技术进步率是上升的，技术效率、规模效率和要素配置效率则不同程度地出现了下降；而在短期波动方面，1998年和1999年除了规模效率的改进速度有明显增加外，其他成分（包括TFP增长率）都出现了下降，但是东部地区在生产绩效各个方面受到的冲击最小。由于生产绩效差异反映的是控制了要素投入差异之后的“剩余”生产力差异，因此我们需要从要素投入之外另外寻找“环境变量”来解释它们的差异。在兼顾理论背景、环境变量的经济含义和数据可得性的前提下，我们构建并搜集了一组如表5第一列所示的解释变量数据，从人力资本、政府规模或干预程度、基建水平、对外开放程度、民营化程度以及国企改革强度等生产环境的角度研究影响工业生产绩效地区间差异和时间波动性背后的影响因素。考虑到生产绩效的改进可能受到前期水平的影响，我们在解释变量列表中加入了被解释的生产绩效变量的一阶滞后变量以控制滞后效应。同时，1998年和1999年的时间虚拟变量与国企改革强度的交互项也被引入到模型中来，这是为了控制1998—1999年的国企改革政策造成的绩效波动⑧。由于样本的面板数据结构性质，为了排除省份特定效应带来的内生性影响，我们采用回定效应模型（去时间平均）进行回归，其回归结果见表5⑨。
从回归结果中，我们的主要发现可以归纳如下：
第一，技术进步率的时间趋势是正的，并且是显著的。这一效应反映的是排除了其他有解释力的影响因素后技术进步所具有的正的时间趋势。我们注意到劳动力受教育水平和非国有企业占工业产值比重对技术进步有显著的正的影响，FDI占总投资比重有负的影响。前两个效应不难解释：随着国企改革的推进、非国企比重的增加，市场竞争程度的加强会鼓励各种所有制企业通过技术引进和自主创新等方式更快地推动技术进步，而劳动力教育水平的提高则显然有助于实现技术的吸收。FDI的负效应看似有些蹊跷，实际上可能反映了国内（省际间）技术溢出的特定传导机制：东部地区的技术引进往往采取购买国外先进技术设备的形式，这种类型的技术进步很大程度上已经体现在了投资成本上，因此有可能造成技术进步率的低估（Felipe,1999；易纲等，2003），但是这些技术在国内的传播则相对容易，由于语言、文化以及法律保护等方面的原因溢出和模仿又十分普遍，这导致了内陆地区的技术进步从速度上来讲可能反而快于东部地区，也即存在着技术的收敛⑩。交互项系数显著为负表明1998年和1999年国企改革强度对技术进步率造成了短期的向下冲击，而其他年份的影响则不显著。由于控制了这些变量以后的时间趋势是正的，并且从数值上看1998年和1999年亚洲金融危机导致了绝大部分省份FDI比重的下降，而同期国企改革强度却显著增加了(11)，这就反过来说明国企改革强度的增加是引起技术进步率短期下降的首要原因。
表5 工业生产绩效构成的影响因素分析（固定效应模型）
注：括号中数字是经过White异方差校正的稳健标准误；*、**、***分别表示在10％、5％和1％的水平上显著。
第二，在影响技术效率改进速度的因素中，除了滞后被解释变量是显著的以外，只有非国企占工业产值比重这一变量有显著的并且是负的影响。非国企比重可以折射出工业市场的民营化程度以及开放和竞争程度。在用线性形式拟合技术效率改进速度的情况下，我们已经发现各地区工业技术效率的改进速度从总体趋势上看普遍有所下降，但东部地区慢于中西部和东部地区；与此同时，非国有经济的比重却在上升，而且东部地区的绝对数值远高于其他地区。结合这些基本观测结果，该系数为负可能反映了这样的事实：经济相对发达地区（效率水平较高）的工业技术效率改进速度慢于经济相对落后地区（效率水平较低）地区的工业技术效率改进速度，即存在着工业技术效率收敛的现象。
第三，正如王争等所发现的那样，工业规模效率的改进速度有正的时间趋势。此外，这里有一个更重要的发现是：1998年的国企改革强度显著提高了工业规模效率的改进速度——平均而言，1998年的国企改革强度每提高0.1个单位，规模效率的改进速度就有0.05个单位的提高。换言之，1998年的国企改革通过资产重组、规范破产、减员增效等一系列举措的大力落实，使得整个工业行业的规模效率都有了更快的增进。涂正革和肖耿估计得到1996—2002年工业行业规模效率的改进是负的。然而回顾王争等的研究可以发现，1998年以后各地区的规模效率的改进速度从负值跳跃到了正值，也就是说规模效率从倒退走向了改进。而这里的分析则进一步揭示了规模效率改进的内在原因，即1998年的国企改革强度的增加。
第四，总体上看，要素配置效率的时间趋势是负的，这加强了王争等先前分析得出的配置效率持续恶化的结论。在影响要素配置效率的其他因素中，我们发现劳动力受教育水平、非国有经济占工业总产值比重以及国企改革强度都对配置效率改进有显著促进作用。但是两个交互项的系数却是负的，不仅显著而数值也比较大。这说明王争等发现的配置效率的波谷可以由国企改革强度的骤然提升来解释。虽然我们已经看到1998年的国企改革通过减员增效显著提高了工业部门的规模效率，但是同期要素配置效率却出现了下降。如果说分流国企过剩劳动力更好地促进了劳动力资源的再配置，那么在1990年代末国企改革过程中的资产重组则有可能存在着效率低下的问题。从这一点来看，我们的发现是对涂正革和肖耿（2005）关于大中型工业企业“要素配置效率对生产率增长的平均贡献率几乎为零”的论断的重要修正和补充。
七、结论
本文利用随机前沿模型，对在最近研究中发现的工业部门生产绩效的地区差异性和特定时间段的波动性现象进行了解释。从研究结果来看，工业部门的生产绩效表现并不容乐观。
首先，资本边际生产率出现了普遍的下降，投资效率低下的状况在各地区都十分明显。与此同时，资本边际生产率的省际分布从离散走向了极化，这意味着地区内部的投资效率差距在缩小，而地区间投资效率的差距在扩大。另一方面，劳动边际生产率则出现了普遍上升，而省际分布的特征也从极化走向了离散，这表明在劳动生产率普遍提高的现象背后，省际劳动生产率不均状况实际上是在加剧。
其次，我们通过回归分析确认了上世纪末大刀阔斧的国企改革是造成工业部门生产绩效短期波动的首要原因。但是这一特定的制度冲击对生产绩效各构成因素的影响方向却并不一致：它是造成各地区工业部门总体技术进步率和要素配置效率短期下降的内在原因，同时也是规模效率短期内得到迅速提升的主要因素。正如王争等指出的那样，从政策层面来讲，这些发现最主要的意义在于揭示出了短期制度变革效果的多面性，作为市场化改革的必然环节，国企改革政策的出台和实施对企业实际生产绩效的影响在不同的向度具有不同的方向和强度，全面仔细的制度设计和评估是必不可少的。
最后，民营化程度较高的东部在工业部门绩效方面受到的冲击也较小。这一发现使我们容易联想到这样一个命题：地区经济受制度变革的冲击程度可能会与该地区的市场化程度和制度完善程度存在着强相关。民营化程度越高（国企比重越低）、竞争越充分、经济社会体制越完善的地区，越容易应对和化解制度变革带来的短期冲击，比如东部地区。其背后的经济学逻辑可能在于：（1）市场竞争培育了企业（包括国有企业）的应变能力和竞争力，从而能够使之更加迅速高效并且有针对性地调整自己的战略；（2）完善的经济社会体制就如同具有弹性的防护墙，能够有效缓解制度变革带来的“链式”冲击，将冲击的负面影响降低到最低限度。这是一个值得进一步专文深入研究的有趣命题。
注释：
① 以上数字系根据《新中国五十年统计资料汇编》和《中国统计年鉴2005》相关表格数据计算得到。其中“产业贡献率”指“产业增加值增量与GDP增量之比”，而“产业拉动率”则被定义为“GDP增长速度与产业贡献率之乘积”。
② 本文第二和第四部分的内容跟我们前一篇研究论文的相应部分大体一致，这里将它们保留是为了文章本身逻辑和论述上的连贯性起见。另外，与前一篇的第三部分（数据描述）不同的是，本文的第三部分对工业产出变量的构建作了更详细的说明，列出了代表性年份基本变量的数据表格，另外还加入了环境变量的说明和描述性统计摘要。
③ 为方便起见，在不致混淆的情况下，下文的某些表述将省略变量的省份和时间标识。
④ 从统计操作层面来讲，工业增加值包括折旧，工业净产值不包括折旧；工业增加值不包括支付给其他部门的劳务价值，工业净产值包括支付给非物质生产部门的劳务价值；工业增加值不包括利息支出，但工业净产值包括。关于这方面的详细信息，可以进一步参考中华人民共和国市场运行调节司（http://scyxs.mofcom.gov.cn/ghlt/ghlt.html#jczyzj）和《中国工业经济统计年鉴2003》（附录，第410—411页）的解释。
⑤ 在研究的初期，我们曾根据《新中国五十年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》（2000—2003）提供的各省公路里程数计算了各省历年公路密度，并将之应用到回归分析中。将该结果与现有的结果相比较我们发现，这一指标的变换对回归结果中变量的显著性并没有实质性的影响。
⑥ 引入“地方财政支出占GDP比重”与“非国有经济占工业总产值比重”作为其中两个环境变量是受王志刚等（2006）的启发。
⑦ 遗憾的是，现有的公开统计出版物中并没有关于劳动力跨省及跨部门流动的详细记录。但是通过观察总量统计数据已经能够发现地区之间人口增长速度和劳动力增长速度的对比存在着显著的差异，这说明劳动力数量的变化有相当一部分来源于劳动力的跨区域流动。根据《新中国五十年统计资料汇编》和各年份的《中国统计年鉴》公布的各省历年人口数和从业人员数，我们通过比较两个指标的地区增长率差异发现：东部地区的劳动力数量年均增长率（4.7％）远高于人口增长率（1.2％），而中部地区和西部地区的劳动力数量增长率仅比该区域内人口增长率分别高于1.3和0.9个百分点。由于人口数量是按常住人口统计口径计算的，因此这反映出由西往东较大规模地区间劳动力流动的事实。
⑧ 理论上这里“国企占工业产值比重”和“国企改革强度”之间可能会存在共线性，但从统计上看它们的相关系数仅为0.0648，即使在变动最大的1998年和1999年，两者的相关系数也仅有－0.2052。因此从数值上看，这并不会对下面的估计效率造成太大的问题。
⑨ 事实上，我们也同步进行了随机效应模型估计，其估计结果在系数的显著与否上与固定效应模型的结果并无太大差别，但是Hausman检验结果支持固定效应的假设。
⑩ 在先前的研究中，我们曾经观察到了地区间工业技术进步率的绝对收敛迹象。另一方面，林毅夫和刘培林（2003）曾利用数据包络法（DEA）验证了我国省际间存在着技术的条件收敛，即当一个相对落后地区的技术选择符合自身要素禀赋比较优势时，它具有比相对先进地区更快的技术进步率。这个结果可以看成是对我们这一观点的更强程度上的佐证：即当相对落后地区的发展战略（包括经济、法律和社会等各方面的政策）符合比较优势时，它才能更有效地从技术溢出中获益（这种溢出可能间接来自于东部地区的FDI），从而实现技术的收敛。
(11) 从1997—1999年，东北地区的FDI占投资比重中位数从0.09下降到了0.05，东部地区从0.18下降到了0.13，中部地区和西部地区仍然分别维持在0.06和0.01左右的水平。同期，东北地区国企职工减少速度从0.03增加到了0.07，东部地区从0.04增加到了0.14，中部地区从0.02增加到了0.17，西部地区从0.01增加到了0.12。简单平均数和加总数据的表现也与此类似。
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