所有制形式与中国工业生产率变动趋势，本文主要内容关键词为：生产率论文,所有制论文,中国论文,变动论文,形式论文，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
本文是我们关于中国工业生产率变动趋势系列研究（谢千里，罗斯基和郑玉歆，1990，1995，Jefferson，Gary H.，Rawski，Thomas G.，and Zheng，Yuxin，1992，1996）的新扩展。所作的主要扩展包括：时间跨度由1992年扩展到了1996年，涵盖范围由只涵盖国有和集体所有制部门扩展到包括已占工业总产值近1/3的外商独资、合资、股份制公司、股份合作企业以及各类联营企业和私人企业在内的各种主要的所有制形式。本文测算了1980年～1996年的国有和集体企业以及1988年～1996年的其他国内企业、外商投资企业和股份制企业等五类企业（见表1）的工业生产率的变化趋势。测算结果表明，全要素生产率存在一个长期增长但90年代以来增长率呈下降的趋势。国有和集体工业之外的其他所有制工业的生产率并没有像期待的那样有活力。作为当前改革的一个重要载体的股份制企业，其表现似乎也不理想。单要素生产率的测算结果表明，中国工业的劳动生产率迅速提高，而资本生产率加速下降，即，不同要素生产率增长呈相反趋势。同时，资本生产率的下降在不同所有制部门间存在巨大差异。另外，本文还考察了不同所有制工业的边际生产率的差异，并尝试用经济周期来解释生产率增长的趋势，以及探讨了国有企业的利润率、相对生产率与非国有企业的进入之间的统计关系。
二、背景
90年代中期以来，由于体制和经济结构的变化，对中国工业生产率进行分析研究变得比以前复杂了。这些变化包括：（1 ）随着中国统计指标逐步与国际标准接轨，一些重要指标的口径发生了变化。（2 ）随着经济体制改革的深入，越来越多的国有企业与外商合资或建立股份公司，原有的所有制分类发生了变化。（3）统计分类也发生了变化。如，1993年对“其他”所有制企业的定义进行了修订。（4 ）劳动制度的变化。如，每周工作时间的减少和新的就业制度（下岗）的实施。这种下岗制度使成千上万的工人，特别是1993年以来国有企业大量工人事实上的失业，等等。
为了使数据满足分析的需要，我们对已有数据进行了必要的调整。虽然，我们作出很大努力，但结果仍不够满意。总的感觉是，由这些数据计算得到的1992年～1996年生产率变动结果，其可靠性比以前年份要差。中国工业统计中存在的误差或者说是“水分”已经引起国内外学者越来越多的注意。在这种情况下，我们尽可能将分析重点放到数据较为可靠的那些问题上。
表1 国有和集体企业之外的其他类企业的统计数据结构， 1988～1996年
1988年～1992年
1993年～1996年
1988年～1992年
1993 年～1996年
所有制分类
所有制分类我们采用的分类我们采用的分类
国内: 国内: 其他国内企业:其他国内企业
全民与集体合营企业[1] 私营经济[a]ODE=1+2+3+9
ODE=a+b+f
全民与私人合营企业[2] 联营经济[b]
集体与私人合营企业[3] 股份制经济[c]
含有外资的企业:外商投资企业 外商投资企业
全民与华侨或港澳台 含有外资的企业: FIE=4+5+6+7+8 FIE=d+e
工商业者合营[4]外商投资经济
集体与华侨或港澳台
工商业者合营 [5]
港澳台投资经济 股份制企业
股份制企业
中外合营工业[6] ("三资"企业)[e]SHE没有信息 SHE=e
华侨或港澳台工商
业者经营工业[7]
外资经营企业[8] 其他经济[f]
其他经济[9]
注：其他工业企业（OTE ）包括所有既非国有也非集体的乡或乡以上的独立核算企业。为了分析问题的方便，我们把OTE分成三类。 第一类为“其他国内企业”（ODE），包括股份制企业以外的所有内资企业。第二类为外商投资企业（FIE）， 指含有外国和港澳台直接投资的企业和各种形式的与外资合作或合资的企业.第三类为股份制企业（SHE ），将股份制单独分类从1993年才开始。这里的股份制企业限于被官方认定的股份制公司，既包括在国内或国外股票交易市场上市的企业，也包括那些股份没有上市的公司，后者一般由政府机构或国有企业控股。SHE中不包括大量被称为股份合作社会的小企业， 它们发行不可贸易的股份给职工和经理。
三、方法与数据
和以前一样，本文使用的是标准的增长核算方法。为此，我们构建了产出和三个投入要素（资本、劳动和中间投入）年度增长的时间序列数据。在此基础上，我们计算出5个不同所有制工业的单要素生产率的变动趋势。然后，通过对单要素生产率指数加权，得到全要素生产率的变动指数。
数据是全要素生产率测算的关键问题。由于篇幅的限制，本文仅择要予以说明。
资本投入：首先我们假定资本投入与固定资产存量成正比，从而把固定资产作为资本投入的替代度量。然后，我们利用年末生产性固定资产原值的统计数据，得到生产性固定资产增量的年度数据。我们从这些增量里减去年度折旧，再用固定资产的价格指数去平减它们。从基年起，把经过平减的每年净增生产性固定资产加起来，便可得到资本投入的年度指数。
劳动投入：以往的研究都是用工人人数来作为劳动投入。显然，这里忽略了劳动力质量的变化，并且假定每周劳动时间是固定的。然而，1992年～1996年，中国每周劳动时间由1994年3月1日以前的6 天减少为5.5天，又在1995年5月1日由5.5天减少到5天。为了使不同年份劳动投入具有可比性，我们建立了一个以1994年3月1日前每周六天工作制为基准的按人年计算的年度劳动投入的指数。
中国自1996年开始执行大规模的下岗政策。由于下岗职工（特别是国有企业）仍包括在职工人数的统计中（注：自1998年起，就业人数的数字排除了不在岗位上的工人（《中国统计年鉴》1999，第140页）。 因此，使这一期间特别是1996 年的劳动投入数字偏高（注：如果从1996年劳动投入中减去下岗工人数（约12.8%），那么， 国有工业TFP增长1992年～1996年将从－0.69%提高到－0.27%，1993年～1996年将从-2.29%提高到－1.74%，1980年～1996年将从1.84%提高到1.94%。
价格指数：中国的经济改革已经改变了工业投入——产出的相对价格。因此，继续使用我们以前分别对产出、中间投入和新增固定资产进行平减的方法来避免假定相对价格不变带来的误差。有限的数据使我们不能按不同所有制类别进行平减。这次研究中我们使用的价格指数（见表2）来自于国家统计局城调队自1984年开始进行的调查。
表2价格平减指数（1990=1.000）
年份产出资本 中间投入
19800.571
0.413 0.389
19840.579
0.510 0.421
19880.810
0.795 0.750
19901.000
1.000 1.000
19921.134
1.255 1.211
19931.406
1.589 1.635
19941.681
1.755 1.933
19951.931
1.967 2.089
19961.987
2.083 2.315
平均年增长率:
1992～1996
14.0% 12.7% 16.2%
注：本研究使用的平减指数是我们在以往研究（谢千里，罗斯基和郑玉歆，1995）中开发的价格指数的扩展。后续年份的价格指数来自以下资料：产出——《中国统计年鉴》（1997年，工业品出厂价格），固定资产——《中国投资统计年鉴》（1992年～1995年）以及《中国价格年鉴》（1996年），中间投入——《中国物价》（1994年～1997年）。
统计口径的变化：1995年，国家统计局对工业总产值，增加值和中间投入的统计方法有所改变。为了得到一致的产出度量，我们根据定义的变动，对现有数据作了调整。
四、单要素生产率
利用上述方法所构建的可比的投入和产出时间序列数据，我们得到了对单要素生产率的测算（见表3）
表3 中国工业单要素生产率的水平和增长率（1980～1996）
每单位投入的实际产出(1990年价格)
年份 A.国有企业(SOE)
B.集体企业(COE) C.所有其他类企业(OTE)
资本 劳动 中间投入
资本 劳动
中间投入 资本
劳动
中间投入
19881.56 34.96
1.42 3.68 18.34
1.31 4.31
46.05
1.27
19921.36 40.18
1.63 3.71 24.86
1.44 3.35
71.47
1.39
19961.00 56.45
1.61 3.89 52.76
1.50 1.58 105.61
1.49
1980～1996
-5.038.04
1.43
1.91
11.58
2.25
1980～19843.534.13
1.45
4.99
9.001.44
1984～19880.394.88
4.59
1.29
10.92
4.21
1988～1996-20.80 2.12
-6.23
1988～1992
-3.423.48
3.50
0.19
7.612.35
-6.27 10.992.23
1992～1996
-7.728.50 -0.77
1.18
18.81
1.02 -18.83
9.761.73
1993～1996
-9.39
10.17 -2.53 -0.96 20.60
-4.43 -15.65 13.38
-3.65
年份 C1.OTE 分类中的 C2.OTE分类中的
其他国内企业(ODE)外资企业(FIE)
资本
劳动 中间投入 资本
劳动中间投入
19884.59
36.85
1.273.38
83.971.27
19923.63
44.05
1.403.28
86.551.39
1993 1.56
71.46
1.70
19963.08
66.57
1.532.56
124.53
1.48
0.62
78.85
1.55
1988～1996 －5.00
7.39
2.29
-5.22
4.93 1.91
1988～1992 -5.85
4.46
2.41
-4.17
0.76 2.37
1992～1996 -4.15 10.32
2.16
-6.26
9.09 1.44
1993～1996 -0.09 13.69 -2.52
-7.75
15.28
-3.91 -30.65
3.28 -2.91
1.资本生产率
在以前的研究中我们发现，国有工业资本生产率1988年～1992年以每年3.42%的速度下降。现在的数据表明1992年～1996年，这种资本生产率的下降已经扩展到除集体企业之外的所有的部门。而国有企业的这种下降趋势1992年～1996年加快到了每年7.72%。
其他工业资本生产率的下降速率也由1988年～1992年的6.27%加速到1992年～1996年的18.83%，其中股份制企业的资本生产率在1993 年～1996年则以30%的速率下降，国内和外资企业的资本生产率也分别以4.15%和6.26%的速度在下降。资本生产率如此大幅度的下降，且如此不平衡，表明工业投资的不合理的配置是中国工业发展的突出问题。
2.劳动生产率
与资本生产率广泛的、大幅度下降相对照，劳动生产率呈现出迅速提高的趋势。除了股份制工业企业（从1993年开始统计）外，每个工人的产出在1992年～1996年相对于1988年～1992年在每种所有制工业都有所提高。在1992年～1996年，国有工业的劳动生产率以每年8.5 %的速率增长，而集体工业达到了18.81%。 其他所有制企业劳动生产率的提高速度为9.76%，其中股份制企业的增长最低。
劳动生产力的增长反映了中国在工业部门、特别是在国有工业减少富余劳动力以及在资本深化方面所作的努力。同时，这也意味着，资本对劳动的替代是资本生产率加速下降的重要原因之一。
3.中间投入生产率
从单位中间投入的产出增长率来看，在1992年～1996年期间，各种所有制工业都比1988年～1992年要低。其中，国有工业在1992年～1996年期间中间投入生产率的变化为负，集体和其他所有制工业，尽管增长率不断下滑，但中间投入生产率仍不断增长。
4.小结
1992年～1996年，五种所有制工业类型当中，只有集体所有制工业的所有三个单要素生产率都是正增长。在此期间，每种所有制工业里不同单要素生产率增长率之间的差距在不断扩大，有的甚至达到15个百分点以上。这种情况与80年代初期和中期有很大不同，当时，不同单要素生产率的增长都是正的且较为一致。这些新的变化使得在估计全要素生产率时对投入指数权重的选择变得更加敏感。我们将在以后对此进行讨论。
其他所有制工业的详细分类统计从1993年开始有了新变化。为了确保所有制分类在时间跨度的一致性，以及满足考察宏观经济环境的变化对生产率影响的需要，我们在表4 和表5 中列出了1992 年～1996 年和1993年～1996年单要素生产率变动的测度。我们首先观察到，如果把初始年份由1992年变为1993年，那么，所有的单要素生产率的增长都会下降。显然，这是预料之中的，因为1993年是经济周期的峰年。
对不同所有制工业在1993年～1996年的生产率变动状况的比较，使我们可以有机会对股份制企业进行考察。然而，股份制企业的生产率之低令我们非常惊奇。在这三年的比较中，股份制企业固定资本的产出率从1.56猛跌至0.64，而后者远远低于国有企业的平均值。这样一个发现，为我们今后的研究提出了一个重要的问题。因为，一般认为企业的股份制改造会给企业带来更好的管理和效益。
五、全要素生产率
我们通过对各单要素生产率指数进行加权求和来计算全要素生产率。然而，权重如何得到呢？在柯布一道格拉斯生产函数（这一函数充分考虑到了潜在的生产技术）的假设下，我们按所有制分类对各自生产函数的要素一产出弹性进行了估计。生产函数的形式如下：
，（其中，j=K，L，M）。a[,j]便是我们需要的权重。利用1995年工业普查关于国有、乡镇和外资（包括全外资和合资）三类所有制工业的数据（全国第三次工业普查资料，1997）对式（1）进行了估计。式（1）中i代表第i个工业部门（i=l，…，190）。
式（1）的估计由于固定资产和劳动的未充分使用而变得复杂。从1995年工业普查关于111种产品的数据中可以看出，生产能力的平均利用率只有70%（《中国统计年鉴》，1997，第454页）。另外，多余的工业劳动力，特别是国有企业，从1996年开始大量下岗。由于这些原因，我们断定所估计的资本和劳动力的产出弹性是低估的。通过比较，我们没有发现关于企业采购过多中间投入的证据，这大概是由于相对资本和劳动市场来讲，中间投入的市场要更完善和受到更少的干预。为了避免要素—产出弹性间的扭曲，我们令a[,M]等于其要素收入份额，即，（GVIO-VA）／GVIO（注：GVIO代表工业总产值，VA代表增加值，二者均为当年价，数据自1995年工业普查。），我们只估计了资本的产出弹性。在规模收益不变的假定下，劳动的产出弹性为中间投入和资本产出弹性的余值。在计算股份制企业的TFP指数时， 其权重用国有工业的权重替代，因为大多数股份制企业的前身是国有企业。在计算集体工业和其他工业的TFP指数时，我们采用了乡镇企业的权重，其理由是，相对于大、中企业为主的国有企业，它们与以小企业为主的乡镇企业为类似。
1.不同所有制工业全要素生产率的增长
表5 列出的初步结果显示了中国工业全要素生产率在不同所有制形式的企业平均增长情况。国有和集体所有制企业的数据扩展到了1980年～1996年。而其他所有制企业由于数据的原因而局限于1988年～1996年之间。由表5 的结果可以看到国有和集体工业的全要素生产率确实取得了显著的提高。和其他许多研究结果一样，我们的结果也证实集体所有制工业的生产率增长大大超过了国营工业。但如上面所提到的，由于集体所有制企业的产出统计可能有较多的水分，这直接影响到此结论的稳定性。对于产出弹性对计算结果的影响，我们也进行了探讨。我们得出的结论是产出弹性的选择对生产率的长期趋势没有显著影响。
表4要素产出弹性估计结果
资本劳动中间投入
R[2]，观测点n
国有企业 0.200 (9.440) 0.0780.722 0.993 n=190
乡镇企业 0.082 (6.463) 0.1830.735 0.997 n=190
外资企业 0.174 (8.092) 0.0750.751 0.984 n=184
注：括号中的数字为t检验。
其他所有制企业在国民总产值中所占的比例正在迅速增加。其他所有制企业在国民总产值中所占比例的提高是由于其TFP 迅速增加所推进的推测已被证明并不完全正确。在1988年～1996年，国内其他所有制企业的TFP增长率一直在2%～3%，超过了1992年～1996 年国有企业并与集体企业TFP的增长几乎相当。但无论如何，在其他所有制企业中， 被广泛认为更有效率的外资企业的生产率增长却很小，而股份制企业的整体状况则更差。
表5全要素生产率年均增长（1995年权重）
其中
年份 国有 集体
其他ODEFIE
SHE
1980～1996
1.72 3.93/ / / /
1980～1984
2.08 3.11/ / / /
1984～1988
3.78 5.19/ / / /
1988～1992
2.11 3.13 -1.07* 2.11
1.11/
1992～1996 -1.11 4.29 -2.24* 3.14
0.67/
1993～1996 -2.91 0.43 -4.85
0.64 -3.14 -7.96
*表中通过加权平均得到的其他类企业的TFP综合增长，要比其组成ODE和TFP增长都要低。出现这种不一致的原因在于加权平均得到的TFP与每个分量的TFP增长以及相对权重的变化有关。权重是基于产出比重得到的，而产出的增长率不同，故权重是变动的。在这种情况下，FIE的TFP水平较低，但增长速度比ODE快得多，于是压低了加权平均的TFP和TFP增长。
从短期看，近几年TFP的增长率正在比1984年～1988 年巅峰时有所下降。1992年～1996年，国有企业的生产率平均增长急剧下降，并变成负增长。企业经营恶化的情况并不只限于国有企业，在外资企业生产率的增长同样出现下降。实际上，最近的数据表明各种所有制企业的TFP增长率都有所下降。
特别感到意外的是：1993年～1996年，股份制企业的TFP 以年均7.96%的速率下降。1993 年股份制企业（其中有许多是名列前茅的国有企业）的TFP水平高于国有企业的平均水平6.0%。到1996年，我们发现股份制企业的TFP水平已经下降到低于（也在下降的）国有企业9.8%。
2.中国工业全要素生产率：一个初步的总体估计
我们用各类企业总产值的权重把国有、集体和其他企业的生产率变动的测算结果（见表6）结合成一个综合的中国工业TFP的量度，其结果见表7。各类企业TFP均呈长期增长趋势。由这个综合度量中可以看到，中国工业生产率在1980年～1996年增长了57%。其中80年代呈加速增长，并在1984年～1988年达到了最高点，平均每年达到了4.7%。1988年～1992年回落到80年代初的水平。1992年以后生产率增长出现了停滞并在1993年～1996年出现了负增长。
应该看到，我们的研究对象仅涵盖了1996年工业产量的74%。在我们的数据中，国有企业的数据比集体和其他所有制企业的数据要完整。例如，在1996年的数据中，国有企业的工业产出占样本（独立核算企业）产出的43.2%，仅占整个工业总产出的28.5%。集体和其他所有制企业的一部分，特别是个体所有企业和村级工业企业在我们的数据中被忽略了。尽管产出的增长和生产率的趋势没有直接的联系，但我们还是希望能有更为全面的数据，以使我们在表6和表7中所显示的结果更具有说服力，特别是对于90年代的结果。
表6对中国工业全要素生产率的加总估计（使用1995年权重）
年份
1980
1984
1988
1992 1993
1996
SOE
1.470 1.597 1.857 2.021 2.110 1.934
TFP水平 COE
1.659 1.878 2.312 2.621 3.072 3.112
OTE / / 2.618 2.849 3.168 3.229
加总 1.507 1.665 2.006 2.233 2.426 2.371
SOE
0.802 0.758 0.682 0.616 0.556 0.432
对总产出 COE
0.198 0.242 0.289 0.292 0.300 0.313
的贡献
OTE / /0.029 0.091 0.144 0.254
表7 不同时期整个工业的TFP年均增长率（%）
1980年～1996年2.83 1992年～1996年1.50
1980年～1984年2.49 1988年～1993年3.80
1984年～1988年4.66 1993年～1996年-0.77
1988年～1992年2.68 1992年～1993年8.29
3.生产率的下降及不同类型企业间的趋异
表5～表7的结果显示了1992年以后生产率的状况出现了恶化，以及不同所有制类型企业间差异的扩大。在1992年以前，我们看到了各种所有制部门的TFP都在增长的单一的模式。1992年～1996年， 不论是国有企业，还是“其他”所有制形式的企业的生产率都在下降。当我们把分析区间由1992年～1996年改变为1993～1996年时，所有企业的TFP都变为负增长（见表5和表7），说明TFP在集体企业、国内其他企业和外国投资的企业的增长都是脆弱的。
显然，中国工业生产率的下降和经济的周期波动有密切关系。根据国家统计局的统计数字，中国工业在1985年（21.4%），1988 年（14.6%）和1993年（27.3%）达到了周期的顶点， 周期的低谷出现在1981年（4.3%），1986年（11.7%）和1990年（7.8%）。1996 年是我们研究区间的最后一年。这一年产出的实际增长从1993年的顶点有所下降。
表5～表7的结果低估以1993年为基年的生产率的增长。1993年作为周期的峰年，表现为高增长率， 高通货膨胀率和TFP 增长的峰值。 而1996年的情况是，相对的低增长，下降的通货膨胀率和低的生产能力利用率。为了减少由于经济周期带来的偏差，表8总结了从1990 年开始的周期（仍然是不完全的）中两个高峰和两个低谷之间的TFP变动情况。
表8 全要素生产的周期波动（年增长的百分数）
SOE
COE
ODE
FIE
1985(P)～1988/1989(P) 2.29 3.38
/ /
1988/1989(P)～1993(P) 2.45 5.40 3.63 3.31
1981(T)～1986(T)
3.4
4.79
/ /
1986(T)～1990(T)
1.58 2.95
/ /
1990(T)～1996O(T) 0.65 4.40
3.41 1.14
注：P和T按照工业总产值的实际增长，分别代表周期的高峰和低谷。因为1996年～1997年和1997年～1998年工业总产值的增长率都是下降的，所以1996不是真正的低谷。计算是以1995年的弹性为基础进行的。
这些数据说明了生产率提高的长期趋势。1981年～1996年，中国工业TFP以年均2.34%的增长率增长。 只要我们避免进行从周期顶点到低谷的量度，使可明显地看到早期稳定的生产率增长将一直持续到90年代至少可持续到处于周期高峰的1993年。表8 还说明不同类型企业的生产率增长在90年代呈现趋异的情况。另外，这些数字也说明国有企业生产率下降的原因不能完全归结于周期波动。
4.边际生产率比较
表9是对1996年五种不同所有制类型企业的要素边际产出的估计。我们发现它们在资本方面有着显著的差异。在1996年外国投资企业的资本边际产出值差不多是股份制企业的3.4倍，是国有企业的2倍多。而劳动方面的差别要小一些，其他所有制企业中的国内企业的劳动边际产出值是国有企业的2.5倍多。而对于中间投入， 各个所有制类型的边际产出值都很近似。
表9 1996 年单位要素投入的边际产出（按1990 年价格计算）α[,i]（Q/X[1])
资本劳动
中间投入 资本劳动
中间投入
SOE 0.222 4.046
1.777FIE0.480 8.141
1.089
COE 0.318 8.034
1.103SHE0.142 5.802
1.105
ODE 0.250 10.372 1.081 max/min 3.380 2.564
1.089
如果我们把不同所有制工业间某一要素的最大和最小边际收益率之比解释为要素市场的相对效率的话，那么我们可以认为，中国工业的原材料市场已发展得相当完善，而资本市场仍然缺乏效率（下面我们将继续讨论），劳动市场的效率则处于二者之间。
六、中国工业生产率变动趋势的进一步分析
在排除生产率变动受经济周期波动的影响之后，90 年代工业生产率下降趋势仍然很明显。1990年以前，没有任何一种所有制的工业出现生产率年年下降的趋势。而从1990年开始，我们发现不少在保持高速增长的条件下仍出现生产率下滑的情况。在1994年和1995年，各个所有制类型的工业产出的年实际增长率都超过20%，但伴随的却是生产率的下降。
固定资产的不合理配置是生产率明显恶化的重要原因。90年代以来，除了集体所有制企业外，其他各类所有制企业的资本产出率都出现大幅度的下滑（见表3）。劳动生产率的迅速提高说明资本密集程度的加大是这种下滑趋势的一个原因。不同所有制类型工业的固定资产的边际产出之间存在着的巨大差异、负的实际利率以及大量过剩的生产能力等结合在一起，充分说明存在大量低效率的投资决策。
面对这些不断增加的亏损、富余劳动、过剩的生产能力以及没有效益的贷款，中国在涉及企业管理，银行系统和公共部门管理等方面采取了一系列改革措施。然而，这些改革很大程度上要依赖于企业的股份制改造，以提供一个能够监督企业管理者和运行的有效机制，在这里国有企业和乡村集体企业的重建是关键。
1.股份制企业生产率下降的原因
尽管详细分析这种制度上的改革有些超出我们这篇论文的范围，但是对于股份制企业生产率状况大大低于我们预期的情况，我们还是愿意在这里给出以下三种可能的解释：
（1）构成方面的影响：1993年，第一批转化为股份制公司的企业包括许多效益十分好的国有企业（Jefferson,Rawski, and Zheng,1996），而后来转化的企业效益则不如第一批。
（2）过渡期的影响：新转化的股份制企业， 其中包括成功的利用股票上市在国内和海外聚集了大量资金的企业，可能正在执行大规模的投资计划，但是并没有在1996年底实现或充分发挥这些生产能力。
（3 ）有待解决的代理问题：认为股份制改造在解决中国公共部门的代理的问题上几乎没有进展的论点在1996年可能是有道理的。这也许可以说明一部分股份制企业在1993年～1996年生产率迅速下降的原因。显然，需要进一步的研究。
无论股份制改造的结果如何，行政命令式的改革并不是改进企业经营状况的惟一途径。我们曾使用1990年的数据证明，企业从市场竞争中产生的财务压力能够有效地刺激企业进行改革（Jefferson and Rawski,1995）。辛格（I.J.Singh等，1993 ）发现在那些非国有工业发展快的省份，国有企业的利润率较低。而在国有企业产出份额较低的省份，国有企业TFP的水平较高。 这意味着强大的竞争对手会挤压国有企业的利润率和促进国有企业提高效率。
2.生产率提高与利润率下降
利用1980年～1996年国有和集体企业的时间序列数据，我们可以进一步探讨工业生产率总体上提高与利润总体上下降之间的关系。随着改革的深入发展，国有工业的竞争优势在以下两方面受到挑战：（1 ）国有工业相对生产率的下降，在相当多的研究中都提到这一点。（2 ）由于进入壁垒的降低，工业企业的数目迅速增加，导致国有企业的市场被新进入企业所夺取。我们假定，国有企业利润率（用利润和税收与总产出之比来度量）的变化是由生产率相对比率上和企业模式上的变化引起的。为了验证我们这个假设，我们估计了下面的一个简单的回归模型：
PRORAT[,SOE]=α+βTFP[,SOE]+γTFP[,COE]+θNUM+ε其中，PRORAT[,SOE]是国有企业的利润加上税收与总产值比率，TEP[,SOE]和 TFP[,SOE]分别表示国有和集体企业的全要素生产率指数，NUM是国有部门之外的独立核算的工业企业。所有的变量都是三年移动平均值的自然对数。
表10
利润一生产率的回归分析
因变量* 估计结果* *
因变量*估计结果* *
常数-42.42(2.68)Adjusted R[,2]
0.94
TFP[,SOE] 4.68(2.18) D-W统计 0.86
TFP[,SOE]-6.85
观测点 15
NUM(企业数)3.93
注：*因变量＝国有工业的利税／GVIO,* *观测点为3年的移动平均值，两端的观测点取1981年和1995年为中值。由于初始结果得到的D- W统计检验为0.99，处于灰色范围的中间，我们对一阶和二阶自相关进行了修正。对AR（2）修正得到的D-W检验为2.51，靠近我们可以拒绝自相关假定的边界。不论修正还是不修正，估计结果类似。
表10中所显示的结果，与我们的直觉是一致的。即，如果集体企业的生产率保持不变，国有企业生产率的增长将提高国有企业的利润率。相反，当集体企业生产率增长了，而国有企业的生产率没有相应的增长，便会削弱国有企业的竞争力和利润。一个预想不到的结果是，如果整个工业的生产率保持不变，非国有企业数目的增加将提高而不是降低国有工业的利润率。
可以预料，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，应该看到新进入的企业具有双重角色。新企业的进入一方面要降低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。我们的研究表明：当假定生产率不变时，1980年～1996年新企业的进入有利于国有企业利润率的改善。
一些学者将国有企业同时存在生产率提高和利润率下降的现象归结为国有企业规模的下降和国有企业一贯不重视利润，我们认为这是轻率的。在我们的研究中，国有企业的利润率取决于相对生产率的变化及非国有企业进入的情况。我们的结果表明了市场竞争和国有工业内部制度多样性的重要性。这个发现使我们更加确信：生产率可为长期的工业发展提供一个比利润更可靠的度量，在经济转型期尤为如此。
七、结论
中国工业正处在改革和重建之中。改革的成效如何为人们所关注。这也正是对工业生产率变动的研究受到广泛关注的一个原因。因为它可以为我们提供一个评价改革成效的方法。
我们的研究表明，1980年～1996年的整个改革时期内，整个工业部门和三个主要所有制工业（国有、集体和其他工业）的全要素生产率都在上升，但90年代以来生产率增长出现了减缓的迹象，甚至还有下降的情况。这种减速至少部分是由于经济周期的原因。在不同所有制工业中，集体所有制工业的生产率增长一直是最快的，尽管数据中的“水分”问题对这一结论的可靠性有一定的影响。要素边际收益的分散化说明在中国建立和完善要素市场的努力取得了程度不同的成果，其困难主要集中在投资的配置上。回归分析表明，不同所有制工业的经济效益（财务状况）受到复杂的市场交易情况的影响。
我们在本文中把对中国工业生产率的分析由仅仅对国有和集体企业扩展到包含被《中国统计年鉴》称之为“其他所有制部门”的企业。这些企业在工业总产值中的比例急速上升， 由1988 年的7 %上升到了1996年的32%。存在这样的预期，即，这个被称为“其他”的混合群体（含有外国投资的企业，股份制企业，非股份制国内企业）在生产率状况上可能大大超过了国有和集体企业。然而，我们的发现并不能证实这一预期。除了特别高的劳动生产率以外，这些新的所有制类型的企业不论是生产率的水平还是生产率的增长与国有企业都没有什么明显的区别。其中，非股份制国内企业（含民营企业）生产率的情况最好，其生产率水平与集体企业差不多、比国有企业平均水平高40%－50%。含有外国投资的企业虽然有海外资金、进口技术和国际管理技巧的支持，但其生产率状况却不理想，虽然劳动生产率较高，但其TFP 水平仅仅比国有企业有着微弱的优势（高15%左右）。
股份制企业（数据从1993年开始），其生产率呈现出人意料的负增长。 除了较高的劳动力生产率外，其他指标均很不理想。1993年～1996年的数据表明他们的单位固定资产的产出和TFP都严重下滑。 到了1996年，这些当年由国有企业选出的效益非常好的企业的TFP 和每单位资金和原料的产出都要低于现在国有企业的平均水平。
综合各类所有制工业的测算结果，我们建立了一个初步的关于中国工业TFP的总体估计。这一结果比对各个所有制类型分别进行的估计更清楚地勾画出生产率增长的下降趋势。尽管1993年以来经济增长速度下降的周期波动因素使生产率状况变差的结论变得不那么肯定，但这仍很难否定90年代以来中国工业生产率下降的判断。
为了对中国工业生产率进行测算，需要编制一致的工业投入产出的时间序列数据。为此我们遇到了种种困难，其中一个重要原因是由于中国统计部门要使中国的统计与国际规范接轨，而对原有统计口径进行了修改。从研究结果看，TFP 的长期趋势对统计指标的概念和涵盖范围的变化、假设的选择以及用于构建TFP度量的参数的变化似乎均不是太敏感。但未来的研究或许没有这么幸运。统计概念和覆盖范围的经常变动要求我们对数据更为认真。
为了对90年代工业生产率增长趋缓的现象进行更深入的分析，对以下三方面的影响有待于作进一步的研究
1.企业构成
企业转型和企业代谢速度的加快可能使所有制和生产率之间的联系变得不是很清楚。由于缺乏对不同所有制企业固定样本的跟踪研究，我们还不能排除这样的可能性，即，样本构成的改变会对不同所有制企业间生产率趋势的比较产生影响。
2.企业管理
“三资”企业和股份制企业生产率状况较差的现实，说明正在进行的所有制改革（包括公有制部门内部的重组和公有与私人的合作经营）并没有带来应有的生产率改善。这意味着，合资企业或新的资产管理机制都没有能够解决好国有资产的代理问题。然而，集体所有制企业的生产率状况较好。许多集体所有制企业现在被重组为股份合作制，在相当多的情况下，部分为国家所有。这说明，认为混合所有制是不可行的判断仍为时过早。中国现在进行的混合所有制的改革试验，其结果如何尚需要来自稳定的企业样本的时间序列数据来说明以及需要对新企业结构及其相应制度运行作认真的考察。
3.经济环境
工业生产率增长普遍放慢，除了受经济周期的影响外，还受到了来自法律、金融和规制系统的制约，而非仅仅与所有制形式相关。毫无疑问，相对于建立完善的市场经济体制的改革目标，中国还有很长的路要走。
总之，对工业生产率趋势的度量以及如何对结果进行解释，是我们面对着的富有挑战性的课题，深入开展这方面的研究、加深对中国快速变化的工业经济现状的理解，对于保证我国工业政策的正确取向有着重大的现实意义。
2000年10月
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