中国国有工业部门绩效及其变动：1993——1997年，本文主要内容关键词为：工业部门论文,中国论文,绩效论文,变动论文，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。
本文选取独立核算工业企业为对象，对中国国有工业部门1993—1997年的绩效变动及其与非国有工业部门在行业分组层次上绩效差异的产生原因进行了实证研究。结果发现，虽然国有工业部门绩效的下降与非国有工业企业的进入以及竞争因素有关，但是来自于非国有工业部门的竞争并不能解释国有与非国有工业部门之间的绩效差异。这表明将国有工业部门在20世纪90年代的绩效下降趋势简单归结为竞争能力低下是有失偏颇的。进而指出，国有工业部门在按市场信号对劳动和资本要素进行配置的过程中所面临的非市场性约束或者制度性限制是造成国有工业部门绩效相对较低的重要原因。
一、引言
关于中国国有工业部门的绩效及其变动趋势问题，近年来引起了众多学者的关注，普遍的一种看法是，与非国有工业部门相比，国有工业部门在20世纪90年代初期以来总体上存在着绩效相对低下的问题。在对其成因的解释上，相当多的研究将注意力集中在竞争、产权和资本密集型生产方式等因素上。需要指出的是，现有的相关研究很大一部分是针对1995年第三次工业普查的行业和个体抽样数据进行的截面分析，或者所研究的时段主要是20世纪80年代和90年代初期，这使得我们很难对90年代国有工业部门绩效总体变动趋势及其影响因素有更为深入的了解，而20世纪90年代恰恰是国有工业部门发生深刻结构性变化的时期。那么，竞争、产权和资本密集型生产方式这些因素，在解释90年代国有工业部门绩效变动趋势上的有效性和稳定性如何？在这些因素之外，是否还存在着其他被忽略的重要因素？
基于此，本文选取独立核算工业企业为研究对象，依据年鉴中的数据，将独立核算企业划分为国有独立核算工业企业与非国有独立核算工业企业（包括集体、私营、联营、股份制、外商投资和港澳台投资），从工业部门总体和行业分组两个层次对1993—1997年中国国有工业部门绩效变动及其解释因素进行分析，进而，对国有与非国有工业部门在行业分组层次上绩效差异的产生原因作进一步的研究和阐释。
本文的构成如下：第一，对中国国有工业部门绩效变动的现有解释性研究进行归纳；第二，提出本研究的基本框架，并对有关变量的意义进行界定；第三，对研究样本、数据及其处理进行说明；第四，运用行业分组层次的利润率变动分析和固定效应板面数据模型对国有工业部门绩效及其与非国有工业部门绩效差异的影响因素进行计量分析；最后，给出主要分析结果及政策含义。
二、中国国有工业部门绩效变动的三种解释
对国有工业部门绩效变动趋势以及相对绩效水平较低的解释，我们可以大体上梳理出三种较有影响力的观点。第一种，主要是从委托—代理理论以及国有工业部门缺乏有效市场激励角度来进行解释，认为所有权结构对工业部门绩效起着决定性的影响。林毅夫对此提出了质疑，认为产权、激励和治理结构等因素并不能很好地解释国有企业绩效下降的原因，需要从自生能力以及转型过程中国有企业承担的政策性负担（即战略性政策负担和社会性政策负担）来进行解释（注：林毅夫：《自生能力、经济转型与新古典经济学的反思》，《经济研究》2002年第12期。）。卢荻和郑毓盛也对“低效率体制导致绩效低下”的观点进行了批评，并进而指出中国工业企业财务绩效恶化的趋势是宏观因素与微观因素共同作用的结果，这些因素包括市场需求的变动、企业间竞争的强化以及由此引发的产业结构变动（注：卢荻、郑毓盛：《中国工业企业财务业绩恶化趋势的现实及理论解释》，《经济研究》2000年第7期。）。第二种，认为20世纪80年代以来非国有企业，特别是乡镇企业的大规模进入，使市场竞争大大加剧，动摇了国有部门的垄断地位，从整体上降低了国有工业部门的赢利能力（注：B.Naughton，Crowing out of the Plan：Chinese Economic Reform 1978—1993.New York：Cambridge University Press，1995.）。张军认为“竞争侵蚀利润”和“亏损侵蚀利润”两种效应同时存在，部门利润率的下降只意味着国有部门赢利能力的总体性下降，因为竞争不仅“侵蚀”利润而且增进效率，所以才会观察到整个80年代国有部门的利润率下降但效率提高的“发散”模式（注：张军：《中国国有部门的利润率变动模式：1978—1997》，《经济研究》2001年第3期。）。第三种，大冢启二郎等人的观点比较典型，认为除了来自非国有工业部门（如乡镇企业）的竞争，国有工业部门采用了不符合中国比较优势的资本密集型生产方法也是国有部门赢利水平较低的重要原因。在对1987—1992年国有工业部门39个行业数据的分析中，他们发现资本密集度对国有工业部门的业绩存在着负向影响（注：大冢启二郎等：《中国的工业改革：过去的成绩和未来的前景》，上海人民出版社，2000年，第248—254页。）。
综观上述研究，我们可以发现：首先，这三种解释基本上都是将注意力局限在对国有工业部门自身的绩效分析上，并由此将国有工业部门的相对绩效低下也归结为这些因素，却很少考虑和验证这些因素是否能够解释其相对绩效的低下。其次，这些研究所依据的或者是截面数据及企业层次数据，或者是20世纪80年代或90年代初的工业部门数据，因此，其结论在解释90年代国有工业部门绩效及其变动上的适用性和稳定性尚需作进一步的验证。这或许也是现有相关研究存在分歧的原因。更为重要的是，我们认为在这三种因素之外，国有工业部门在按市场信号对劳动和资本要素进行配置中面临的非市场性约束或者说制度性限制，也是造成国有工业部门绩效水平相对较低的一个重要原因。这些都需要通过我们的实证分析进行检验。这将有助于我们更为深入地了解20世纪90年代国有工业部门的绩效成因及其变动趋势。
三、研究的基本框架
（一）中国国有工业部门的总体绩效及其变动
我们对1990—2000年国有及非国有工业部门税收额占利税总额的比重进行了统计（见表1）。从中可以明显地看到，国有工业部门税额占利税总额的比重大大高于非国有工业部门。这种税收待遇上的差异将会导致直接采用利润率指标（定义成利润比上产值或者总资产）测度的部门绩效所反映的二者赢利水平真实差距的扩大。因此，我们采用利税总额数据来测度工业部门的绩效，即采用产值利税率和资产利税率（注：资产利税率为利税总额与资产总额的比值，在《中国统计年鉴》中也被称为总资产贡献率。）来测度赢利水平。
表1 1990—2000年国有与非国有工业部门税收占利税总额的比重
年份1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1998
1999
2000
国有工业部门74.18 75.79 72.48 66.71 71.18 76.86 84.92 85.28 84.42 83.10 74.13
非国有工业部门 61.22 57.95 48.91 46.55 53.00 55.44 55.31 54.98 56.62 54.43 45.47
差值12.96 17.84 23.57 20.16 18.18 21.42 27.61 30.30 27.80 28.67 28.66
注：1990—1997年统计口径为独立核算工业企业；1998—2000年统计口径为国有及规模以上非国有独立核算工业企业。
资料来源：《中国统计年鉴》（1991年至2001年各年卷）。
为了将国有与非国有工业部门的总体赢利水平进行比较，我们采用如下方法计算二者的总体赢利数据（注：包括以产值利税率和资产利税率表示的总体赢利水平。）。以国有工业部门的总体产值利税率为例，我们首先计算出国有工业部门各行业的产值利税率，再用每个行业的产值占产值总额的比重作为权重进行加权汇总，就得到国有工业部门的总体产值利税率。对国有工业部门总体资产利税率的计算，与前述步骤相同，只是使用国有工业部门各个行业的资产占国有工业部门资产总额的比重作为权重。为了剔除国有与非国有工业部门在行业结构上的差异对总体赢利水平的影响（注：例如国有或非国有工业部门可能因为一些特定外部原因得以将资产配置在高赢利性的行业，从而导致其总体赢利水平较高。），我们还引入了与行业结构相对应的基准赢利水平。以国有工业部门用产值利税率表示的基准赢利水平为例，首先用每个行业（包括国有和非国有工业部门）的利税总额除以该行业的产值总额得出每个行业的总体产值利税率，然后以国有工业部门每个行业的产值占国有工业部门产值总额的比重作为权重进行加权汇总，就得到国有工业部门以产值利税率表示的基准赢利水平数据（注：因为此时我们可以认为，不论是国有还是非国有工业部门，其资产配置在该行业内后至少是获得了此行业的平均赢利水平，才表明它达到了可接受的基本赢利水准。）。
（二）国有工业部门行业分组层次绩效影响因素分析
在本文中，我们将采用固定效应板面数据模型（panel data model with fixed effect）对1993—1997年国有工业部门行业分组层次绩效的解释因素进行分析。
我们所建立的行业分组层次绩效解释基本模型为：行业绩效=f（行业特性，规模，竞争程度，行业产权结构，资本密集度）。
在上式中，下标i表示第i个行业，t表示第t年的数据。
1.行业绩效（PER）：我们分别采用资产利税率和产值利税率来测度。
2.行业特性：在上述固定效应模型回归方程中，a[，i]作为不可观测变量（non-observable variable），是由工业部门的行业特性决定的，而且对于不同的行业是不相同的（或者说可以是不相同的）。
3.行业产权结构（OWNSTR）：用行业内非国有产值比重进行测度。普遍认为，在非国有成分较高的行业，国有工业部门的绩效水平会较低，因为相对非国有工业而言，国有工业部门由于委托—代理问题及竞争能力不足等因素而导致效率低下。例如Singh等人使用20世纪80年代中国省级数据对利润率与非国有部门在工业总产值中所占比重进行了分析，发现非国有企业比重较低的地区往往是国有部门利润较高的地区（注：参见I.Singh，D.Latha，and G.Xiao，Non-State Enterprises as an Engine of Growth：Analysis of Provincial Industrial Growth in Post-Reform China.Transition and Macro Adjustment Division，The World Bank，China CH-RPS 20.1993.转引自张军《中国国有部门的利润率变动模式：1978—1997》，《经济研究》2001年第3期。）。
4.竞争程度（COMP）：用包括国有及非国有工业企业在内的行业内全部独立核算工业企业数量来测度该行业的竞争程度。关于竞争程度对国有工业部门绩效的影响，目前的研究尚有一些分歧。谢千里等人的研究指出，当假定生产率不变时，1980—1996年新企业的送入有利于国有企业利润率的改善。这是因为有竞争力的非国有企业的进入肯定会削弱国有企业的垄断利润，然而新进入的企业具有双重角色，一方面降低了由原有企业主导的市场利润，另一方面也会促使原有企业努力挖掘潜力、降低成本以增加自己的利润（注：谢千里等：《所有制形式与中国工业生产率变动趋势》，《数量经济技术经济研究》2001年第3期。）。
5.资本密集度（CAPIN）：采用人均实际固定资产净值表示。大冢启二郎等人发现资本密集度对国有工业部门的业绩存在负向影响。林青松的研究也指出国有工业企业劳动者人均装备率显著高于其他两种非国有工业企业，而国有工业的高资本密集度并没有带来相应的高效率（注：林青松：《改革以来中国工业部门的效率变化及其影响因素分析》，《经济研究》1995年第10期。）。
6.规模（SIZE）：我们分别采用行业内企业平均产值和企业平均员工人数来测度。在一些对中国工业部门的经验性研究中，一种普遍倾向是对规模经济的存在持怀疑的态度。一些研究认为，从工业行业层次来看，没有证据表明国有工业部门存在着规模生产的优势，甚至在一些行业中表现出显著的规模不经济问题（注：例如在大冢启二郎等人（《中国的工业改革：过去的成绩和未来的前景》，第249页）的研究中，他们采用企业平均实际产值作为规模的测度，认为国有工业部门不具有规模生产的优势。）。张军也认为，在控制了工业部门的固定效应和所有制类型的影响之后，中国制造业企业的规模（采用资本存量规模）对利润率并没有显著的影响。尽管他认为赢利的国有企业往往集中在比较大的企业，但究其原因则在于，规模较大的国有企业由于与政府的关系在接近和获得资本上存在着优势（注：张军：《中国工业企业的规模、技术与赢利能力：我们知道什么》，《学术月刊》2002年第2期。）。
（三）国有与非国有工业部门在行业分组层次上绩效差异的成因分析
我们所建立的行业分组层次国有与非国有工业部门绩效差异的解释模型为：行业绩效差异=f（行业特性，竞争，行业产权结构，资本密集度差异，规模差异）。
在上式中，变量的意义和符号与上述相同，下标i表示第i个行业，t表示第t年的数据，△表示国有与非国有工业部门的差异。在固定效应模型回归方程中，常数项b[，i]表示行业特性，它对于不同的行业是不相同的。规模差异我们用国有与非国有工业在企业平均产值和企业平均员工人数上的差异来测度。尤其对于在企业员工平均数量的差异，我们希望可以由此来考察国有工业部门面临的劳动力隐性过剩问题对绩效差异的影响。
四、样本、数据及其处理
本文所使用的1993—1997年中国工业部门行业分组数据均取自于《中国统计年鉴》（1994年至1998年各年卷）和《中国工业经济统计年鉴》（1995年和1998年卷）所披露的官方数据。
我们取1993—1997年时段对国有工业部门的绩效变动进行分析，其原因在于：第一，1993年之前与1993—1997年，《中国统计年鉴》中工业统计数据的行业分类存在差异，工业部门的行业分类方法作了一些调整；第二，从1998年起，统计年鉴是按照全部国有及规模以上非国有工业企业、国有及国有控股工业企业口径进行数据披露，这与此前按照全部独立核算工业企业、国有独立核算工业企业口径进行数据披露是不同的。因此，为了保持数据的可比性，我们选取统计口径一致的1993—1997年这五年进行定量分析。当然这也与我们研究的目标是吻合的，因为我们更关心的是在20世纪90年代国有工业部门绩效变动的趋势及其原因，以便于与现有的相关研究进行比较。
为了剔除价格变动因素的影响，我们对产出及相关数据进行了平减。因此在本文中所使用的数据如无特别说明，均为以1993年为基准年份进行平减后得到的实际数据而非名义数据。
在产出数据的平减上，我们采用了谢千里等人的做法，对国有工业没有直接使用按不变价统计的总产值，而是使用工业品出厂的价格指数去平减现价所得到的总产值（注：谢千里等：《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》，《经济研究》1995年第12期。）。对于不同的行业，我们采用了分行业的工业品出厂价格指数（注：取自《中国统计年鉴》（2001年）第297页“分行业工业品出厂价格指数”。）进行平减。对于中间投入的平减，我们首先用当年的名义工业总产值数据减去名义工业增加值数据得到中间投入的名义数据（注：参见Michael Fung Ka Yiu，Clement Chow Kong Wing and Ken Wan Kai Hong，Profitability，ownership structure and technical efficiency of enterprises in the People’s Republic of China：A Case of Manufacturing Industries in Shanghai，Asian Pacific Journal of Management，16，1999，pp.351-367。），然后再用原材料工业价格指数（注：取自《中国统计年鉴》（2001年）第297页“工业品出厂价格分类指数”。）对其进行平减得到中间投入的实际数据。在此基础上，用平减后的总产值数据减去中间投入的实际数据，得出当年工业增加值的实际数据。
由于官方公布的固定资产数据（包括固定资产合计和固定资产净值）是直接从固定资产原值（账面价值）换算的，而账面价值是每年按当年价计算的新增固定资产累积起来的，不能反映其真实价值，因此我们采用与大冢启二郎等人相同的方法（注：见大冢启二郎等《中国的工业改革：过去的成绩和未来的前景》第256-257页。），用各年的名义固定资产数据得到固定资产增量的年度数据，再用以1993年为基准的固定资产价格指数对其进行平减。从基年起，将经过平减的各年固定资产实际数据进行叠加，就得到所需年份的固定资产实际数据。
对于资产总额实际数据的计算，我们首先用当年的名义总资产数据减去名义固定资产合计数据得到名义非固定资产数据，然后用分行业工业品出厂价格指数对其进行平减，得出非固定资产的实际数据。再将非固定资产的实际数据与固定资产合计的实际数据加总计算出经过平减的资产总额实际数据。
还有一点需要说明，1995年国有及非国有独立核算工业的分行业员工数据在《中国统计年鉴》和《中国工业经济统计年鉴》中均未披露，而且也无法用当年的名义工业增加值和名义劳动生产率进行倒推。考虑到1994年和1996年国有工业部门按行业的员工规模变动并不是很明显，我们用1994年和1996年数据的平均值代替1995年国有工业部门按行业的员工规模数据。
五、统计分析结果与讨论
（一）中国国有工业部门的总体绩效及其变动
从表2中数据可以看到：1.国有及非国有工业部门均存在着利润平均化过程，它们的产值利税率和资产利税率在1993—1997年都出现了逐步下降的趋势。2.石油、烟草、电力这三个垄断性行业对国有工业部门的总体赢利水平有较大影响。就产值利税率而言，在剔除这三个行业之前的国有工业部门总体数据甚至还高于非国有工业部门，但剔除之后的数据则大大下降，1996年和1997年数据已经低于非国有工业部门。就资产利税率而言，不论是否剔除这三个行业，国有工业部门总体赢利水平均低于相同年份非国有工业部门的水平，在剔除之后，更是大大低于非国有工业部门。3.国有工业部门赢利水平呈现出的问题最主要不是体现在绝对数值的下降，而是体现在与非国有工业部门一直高于基准赢利水平相比，国有工业部门在1993—1997年之间均低于基准赢利水平。即使是以产值利税率数据来看，1993—1995年虽然国有工业部门高于非国有工业部门，但仍然低于其行业构成所应取得的基准赢利水平。
表2 1993—1997年国有工业部门与非国有工业部门总体赢利水平的比较
产值利税率资产利税率
年份
国有工业部门
非国有工业部门
国有工业部门
非国有工业部门
实际值 基准值 实际值 基准值 实际值 基准值 实际值 基准值
1993 11.22
11.288.29
8.22 7.56
8.33 9.177.61
9.389.548.22
8.04 6.77
7.85 9.317.48
1994 11.19
11.577.92
7.57 6.74
7.78 8.116.45
7.958.517.78
7.32 5.19
6.62 8.306.38
1995 10.95
11.427.48
7.07 5.10
6.03 6.174.76
7.628.217.21
6.78 3.82
5.01 6.204.68
1996
9.53
10.496.69
5.99 4.16
5.29 5.724.09
5.476.716.43
5.63 2.54
3.97 5.723.96
1997
9.62
10.656.82
6.15 3.84
5.02 5.664.06
5.416.676.53
5.82 2.33
3.80 5.684.00
注：表中各年数据的第一行为全部39个行业的赢利率数据，第二行为剔除三个具有垄断性质的行业后36个行业的赢利率数据，这三个行业是：石油和天然气开采业，烟草加工业，电力、蒸汽、热水生产和供应业。
资料来源：《中国统计年鉴》（1994年至1998年各年卷；2001年卷）和《中国工业经济统计年鉴》（1995年和1998年卷）。
在说明竞争对利润率的影响时，Naughton使用《中国工业经济统计年鉴》1990年卷提供的38个工业部门的数据，分别计算了1930年和1989年利润率的标准差和变异系数（coefficient of variance）（注：B.Naughton，Growing out of the Plan：Chinese Economic Reform 1978—1993.New York：Cambridge University Press，1995.）。大冢启二郎等人也采用工业部门利润率变异系数在1987—1992年间的变化对国有部门和乡镇企业部门进行了分析（注：见大冢启二郎等《中国的工业改革：过去的成绩和未来的前景》第239页。他们在利润率变异系数的分析中剔除了烟草行业。）。为了便于比较，我们采用与大冢启二郎等人相同的工业部门分类方法（注：大冢启二郎等：《中国的工业改革：过去的成绩和未来的前景》，第255—256页。），考察采掘工业、轻工业、化学工业、重工业中国有与非国有工业部门产值利税率和资产利税率的均值与变异系数的变动。基于与上述相同的理由，我们从39个工业行业中剔除了以下几个行业：石油和天然气开采业，烟草加工业，电力、蒸汽、热水生产和供应业。
从表3和表4可以看到：1.不论是采用产值利税率指标还是资产利税率指标，非国有工业部门赢利水平的变异系数相对较为稳定，也就是说，1993—1997年在采掘工业、轻工业、化学工业、重工业内部，非国有工业各行业赢利水平较为平均，相互之间差异远没有国有工业部门那么显著。这与大冢启二郎等人对乡镇企业的分析是一致的。2.在轻工业、化学工业、重工业部类中，国有工业部门的变异系数普遍大大高于非国有工业部门，并且在平均赢利水平下降的同时，各部类内行业赢利水平表现出差异不断上升的趋势。这也与大冢启二郎等人的数据分析结果类似。但我们并不赞同他们对这种趋势给出的解释。在他们看来，竞争会逐步消除非正常利润，从而使各工业行业的利润平均化，而国有部门之所以没有发生利润的平均化是因为国有企业并没有对利润率下降作出反应，没有着手进行企业的重组（注：大冢启二郎等：《中国的工业改革：过去的成绩和未来的前景》，第239—240页。）。我们认为，这种解释并不是很合理，因为这将意味着从1987—1997年（注：大冢启二郎等（《中国的工业改革：过去的成绩和未来的前景》，第239页）的研究时段为1987—1992年，本文研究时段为1993—1997年。），国有工业部门在市场经济的改革过程中没有受到竞争的任何影响对资源进行重新配置，这与1995年之后国有工业部门的改革实践是不相符合的。我们认为，这种趋向表明，在面临来自非国有工业部门的竞争压力，国有工业部门的行业赢利水平出现了分化趋势，在一些行业面临“竞争侵蚀利润”效应的同时，另外一些行业出现了效率改进和赢利水平的相对上升。正如张军的研究所观察到的，在1989年以前，国有部门赢利能力的变动基本上是总体性的，而1989年以后，国有部门赢利能力发生的则主要是结构性变动（注：张军：《中国国有部门的利润率变动模式：1978-1997》，《经济研究》2001年第3期。）。
表3 1993—1997年国有与非国有工业部门产值利税率的均值与变异系数
19931994 1995 1996 1997
采掘 国有0.0832（0.8087） 0.0849（0.7651） 0.0959（0.6278） 0.0661（1.0021） 0.0694（0.7072）
工业 非国有 0.1365（0.4101） 0.1367（0.3646） 0.1275（0.2323） 0.0857（0.4230） 0.0949（0.3243）
轻工 国有0.0574（0.9616） 0.0498（0.9473） 0.0494（1.0814） 0.0369（1.6215） 0.0388（1.7066）
业非国有 0.0703（0.3596） 0.0728（0.3397） 0.0644（0.4117） 0.0645（0.4076） 0.0641（0.4187）
化学 国有0.1050（0.3784） 0.0749（0.4436） 0.0750（0.4701） 0.0583（0.6969） 0.0548（0.6988）
工业 非国有 0.1035（0.3271） 0.1028（0.3347） 0.0964（0.3417） 0.0884（0.3839） 0.0866（0.3671）
重工 国有0.0814（0.4905） 0.0652（0.4809） 0.0590（0.5028） 0.0358（0.6605） 0.0346（0.6987）
业非国有 0.0863（0.2641） 0.0766（0.2023） 0.0712（0.2441） 0.0611（0.2744） 0.0613（0.2930）
注：表中数据均采用经平减处理之后的实际数据而非名义数据计算得出。对国有与非国有产值利税率均值的计算都是采用简单平均的办法，而没有采用行业产值比重作为权重进行加权。括号内数据为变异系数。
资料来源：同表2。
表4 1993—1997年国有与非国有工业部门资产利税率的均值与变异系数
1993 1994 1995 19961997
采掘 国有0.0383（0.7379） 0.0343（0.6684） 0.0310（0.6881） 0.0210（0.7667） 0.0187（0.7134）
工业 非国有 0.1351（0.8101） 0.1095（0.4170） 0.1065（0.5050） 0.0871（0.5688） 0.0907（0.5208）
轻工 国有0.0400（0.8418） 0.0334（0.8409） 0.0254（1.0378） 0.0179（1.7007） 0.0181（1.8234）
业非国有 0.0791（0.2138） 0.0798（0.2334） 0.0552（0.2471） 0.0589（0.2427） 0.0570（0.2379）
化学 国有0.0850（0.5528） 0.0528（0.6301） 0.0433（0.7117） 0.0325（0.9203） 0.0262（0.8598）
工业 非国有 0.0835（0.3703） 0.0878（0.2376） 0.0698（0.2943） 0.0641（0.3362） 0.0622（0.3293）
重工 国有0.0566（0.6433） 0.0430（0.5359） 0.0301（0.5329） 0.0171（0.6542） 0.0159（0.7405）
业非国有 0.0967（0.1604） 0.0835（0.1461） 0.0636（0.2244） 0.0562（0.2378） 0.0563（0.2797）
注：表中数据均采用经平减处理之后的实际数据而非名义数据计算得出。对于国有与非国有资产利税率均值的计算都是采用简单平均的办法，而没有采用行业资产比重作为权重进行加权。括号内数据为变异系数。
资料来源：同表2。
（二）对国有工业部门行业分组层次的绩效影响因素分析
在对国有工业部门行业分组层次的绩效分析当中，我们从现有的39个行业分类中剔除了以下几个行业：石油和天然气开采业，烟草加工业，电力、蒸汽、热水生产和供应业，其他矿采选业，其他制造业。剔除前三个行业是因为，国有工业部门所处的垄断地位，而剔除其他矿采选业和其他制造业是因为数据不完全（注：在《中国工业经济统计年鉴》中未给出其他矿采选业和其他制造业的独立核算工业企业数据。）。
国有工业部门绩效解释的固定效应板面数据模型回归分析结果如表5示。首先，行业内非国有产值比重对产值利税率和资产利税率均存在显著的负相关性，这一点与现有经验性研究是一致的。而表征竞争程度的行业内独立核算工业企业数量对资产利税率存在着显著的负相关，对产值利税率虽然不存在显著的相关性，但其回归系数也是负的。这表明非国有企业的大量进入以及由此引起的行业竞争程度上升确实可以解释国有工业部门绩效在20世纪90年代的下降趋势。同时这也与我们前面对国有工业部门1993—1997年总体绩效变动的分析（参见表2）是一致的。其次，与以往的研究不同的是，表征规模的企业平均产值对资产利税率有着显著的正相关性，这至少表明在我们所研究的1993—1997年时段内，规模效应对国有工业部门绩效存在着可观测的正向影响。再者，与以往研究较为一致，不论是对以产值利税率还是对以资产利税率表示的赢利水平，表征资本密集度的人均固定资产净值与之均表现出显著的负相关。
表5 国有工业部门绩效解释模型的回归分析结果（注：固定效应模型我们给出了两种估计结果。模型[1]是采用虚拟变量方法得出的结果，模型[2]是对被解释变量与解释变量剔除均值后采用普通最小二乘法（OLS）得出的结果。关于后一种方法，可参见G.S.Maddala，The Use of Variance Componenta Models in Pooling Cross Section and Time Series Data.Economerica， vol.39，no.2，1971，pp.241—358；Holger Ernst，Patent Applications and Subsequent Changes of Performance：Evidence from Time-series Cross-Section Analyses on the Firm Level.Research Policy，vol.30，2001，pp.143—157。）（34个行业）
注：我们选取了1993—1997年34个工业行业5年的板面数据，因此样本数量N=170。表中，**为1％的显著水平，*为5％的显著水平；括号内数字对于随机效应模型为z值，对于固定效应模型为t值；固定效应模型[1]是采用虚拟变量方法得出的，模型[2]是剔除均值后采用普通最小二乘法得出的（所列示数据为标准化系数）。对于产值利税率解释模型，Hausman-test结果为x[2]（5）=57.03（p=0.000），Chow-test结果为F（33，131）=20.44（p=0.000）；对于资产利税率解释模型，Hausman-test结果为x[2]（5）=193.24（p=0.000），Chow-test结果为F（33，131）=11.21（p=0.000）。因此，固定效应模型对于产值利税率和资产利税率均是更好的解释模型。
（三）国有与非国有工业部门行业分组层次上绩效差异的成因分析
国有与非国有工业部门之间绩效差异解释的固定效应板面数据模型回归分析结果如表6所示。
表6 国有与非国有工业部门绩效差异解释模型的回归分析结果（34个行业）
注：同表5。对于产值利税率差异解释模型，Hausman-test结果为x[2]（5）=13.85（p=0.017），Chow-test结果为F（33，131）=10.76（p=0.000）；对于资产利税率差异解释模型，Hausman-test结果为x[2]（5）=35.98（p=0.000），Chow-test结果为F（33，131）=4.10（p=0.000）。因此，固定效应模型对于产值利税率差异和资产利税率差异均是更好的解释模型。
首先，我们可以看到，虽然在前述分析中非国有产值比重和独立核算企业单位数对国有工业部门绩效存在着较为显著的影响，但有意思的是，它们对于国有与非国有工业部门之间的绩效差异却不存在统计意义上的显著性。也就是说，与现有的经验性推断不同，由非国有产值比重和独立核算企业单位数表示的非国有工业企业进入及其引发的行业竞争并不能解释国有与非国有工业部门之间的绩效差异。这个结果实际上可以与表2所显示的1993—1997年间国有及非国有工业部门绩效的总体变动趋势相互印证。在此期间，非国有工业企业进入而导致的日益增强的竞争程度，不仅使国有工业部门的赢利水平出现了下降，非国有工业部门总体赢利水平也出现了下降的趋势。这表明，我们在考察20世纪90年代国有工业部门绩效变动趋势的时候，必须将竞争造成的国有与非国有工业部门绩效整体下降趋势予以剔除，而不能简单地将国有工业部门绩效下降的趋势完全归结为国有工业部门市场竞争能力的不足。
其次，我们发现，国有与非国有工业部门在企业平均产值上的差异对二者之间资产利税率差异有着非常显著的解释作用，在回归方程中的标准系数达到0.366（1％显著性水平），大大高于其他两个具有统计意义显著性的变量系数。这与国有工业部门行业分组层次绩效解释因素的分析也是一致的。这可以证实，在控制了竞争、资本密集度等其他相关因素的影响之后，规模对于国有工业部门的绩效存在着可观测的正向影响。
我们还可以看到，表征国有与非国有工业部门资本密集度差异的人均固定资产净值差值与产值利税率差异和资产利税率差异均表现出了显著的负相关性。这表明，国有工业部门相对于非国有工业部门过高的资本密集度可以用以解释国有与非国有工业部门之间的绩效差异。不过，我们认为这只是一种外在的表现，而更为重要的则是要找出导致国有工业部门资本密集度相对过高的内在原因。因此，我们在表6中还考察了绩效解释因素对国有与非国有工业部门之间劳动生产率差异的影响。
依据统计分析结果，我们可以作出如下推断：1.在20世纪90年代初期，外资及三资企业凭借其资本与技术上的优势对国有工业部门带来了较大的竞争压力，也推动了市场需求的变化，从而迫使国有工业部门通过资本投资和技术引进来提高产品的技术含量。当然政府在工业产业政策导向上对技术引进的倾斜政策也是一个重要的诱导因素。2.与非国有工业部门不同，国有工业部门在生产要素市场中面临着许多非市场性约束，典型地，国有工业部门很难按照市场信号对其资本和劳动要素进行重新配置。随着20世纪90年代工业部门竞争的加剧，以及工业部门资本深化造成的资本对劳动要素的大规模替代，使得国有部门的资本要素和劳动要素出现了大量显性或隐性过剩。国有工业部门还承受一些非市场化的成本，譬如说，一些亏损的国有工业企业由于地方政府的保护或限制而难以实现生产要素的退出，一些国有工业企业在市场出现不利变动时也无法以裁员或缩减规模的方式来对市场变化作出反应。相比较而言，非国有工业部门在按照市场信号配置生产要素（尤其是劳动要素）方面受到的限制会少得多。因此，对国有工业部门而言，一个比较现实的选择就是通过资本替代劳动来改进效率。正如对劳动生产率差异的分析所表明的，国有与非国有工业部门在资本密集度上的差异对它们之间的劳动生产率差异有着显著的正向影响。
这种资本替代劳动的做法会产生两方面的影响。一方面，资本深化带来了生产效率的改进，从而造成国有工业部门劳动要素的进一步过剩，使国有工业部门的隐性失业问题更为严重，这对绩效将不可避免地产生负向影响。正如表6听显示的，国有工业部门企业平均员工数量与资产利税率差异存在着显著的负相关，对产值利税率差异进行解释时的回归系数也是负的（虽然不存在统计显著性）。另一方面，由于在90年代工业技术的发展较为迅速，许多国有工业企业陷入了所谓的“落后→引进→再落后→再引进”的循环，这就意味着，在上一轮技术引进中投资的资本设备无法通过兼并重组等方式进行市场化的重新配置，但与此同时又必须进行新一轮的资本设备投资，最终导致资本存量不断上升，尽管这当中有一部分实际上在本企业里已经无法发挥其应有的价值。这两个方面的因素相互作用的结果，就是使得国有工业部门进一步强化了其进行资本深化、以资本替代劳动的倾向。最终的表现就是，我们在20世纪90年代观察到国有工业部门总体绩效水平出现不断下滑的趋势（注：对于以资产利税率表示的赢利水平而言尤其如此。）。
由此出发，我们对将国有工业部门利润率水平偏低归结为国有工业部门采用了不符合中国比较优势的资本密集型生产方法这种观点提出质疑。因为国有工业部门之所以采取了这种资本密集型的生产方式，在很大程度上是由于工业部门竞争和不完全生产要素市场所造成的被动性选择，而非主动性选择的结果。
六、结论
对中国国有工业部门总体绩效变动的分析显示，国有及非国有工业部门均存在着利润平均化过程，它们的产值利税率和资产利税率在1993—1997年都出现了逐步下降的趋势。因此，国有工业部门赢利水平呈现出的问题最主要不是体现在绝对数值的下降上，而是在于与非国有工业部门一直高于基准赢利水平相比，国有工业部门在此期间均低于基准赢利水平。在轻工业、化学工业、重工业部类当中，国有工业部门的变动系数普遍大大高于非国有工业部门，并且在平均赢利水平下降的同时，各部类内行业层次赢利水平表现出差异不断上升的趋势。这种趋向表明，在非国有工业部门的竞争压力下，国有工业部门发生了行业赢利水平的分化和赢利能力的结构性变动。
我们的研究还表明：首先，非国有企业的大量进入以及由此引起的行业竞争程度上升确实可以解释国有工业部门绩效在20世纪90年代的下降趋势。不过，与现有的经验性推断不同，产权结构和竞争因素未能很好地解释国有与非国有工业部门之间的绩效差异。简单地将国有工业部门的绩效下滑归结为国有工业部门市场竞争能力的低下或不足是有失偏颇的。
其次，与以往研究不同的是，在控制了竞争、资本密集度等其他相关因素的影响之后，我们发现，规模对于国有工业部门的绩效存在着可观测的正向影响。
再者，与以往研究较为一致的是，国有工业部门相对于非国有工业部门过高的资本密集度可以用以解释国有与非国有工业部门之间的绩效差异。但我们并不同意将国有工业部门利润率低归结为采用了不符合中国比较优势的资本密集型生产方法的观点。这种看法忽略了这样一个事实，那就是国有工业部门之所以采取这种资本密集型的生产方式，在很大程度上是由于工业部门竞争和不完全生产要素市场所造成的被动性选择，而非主动性选择的结果。
我们认为，造成国有工业部门在20世纪90年代绩效相对低下的深层次原因在于国有工业部门在生产要素市场中面临的非市场性约束（或者说制度性限制）。由于难以按照市场信号对其资本和劳动要素进行有效地配置，在面临着日益强化的工业部门竞争与效率改进压力，以资本替代劳动来提高生产效率就几乎成为惟一的现实性选择。而这种资本替代劳动的做法在带来生产效率改进的同时，也造成国有工业部门劳动要素的进一步过剩。与此同时，90年代工业技术的快速发展又进一步强化了国有工业部门以资本替代劳动的倾向。作为这些因素相互作用的结果，我们在20世纪90年代观察到国有工业部门的总体绩效水平出现不断下滑的趋势，尤其是以资产利税率表示的赢利水平的下降。
因此，就政策含义而言，我们的研究意味着，要改变国有工业部门在20世纪90年代以来出现的赢利水平逐渐下降趋势，就必须逐步减少甚至消除国有工业部门在劳动和资本要素配置中面临的非市场性约束（或者说制度性限制），尤其是在一些竞争性的产业部门。
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