中国工业行业的技术进步与工业经济转型——对工业行业技术进步的DEA法衡量及转型特征分析，本文主要内容关键词为：工业论文,技术进步论文,行业论文,中国论文,特征论文，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
迄今为止，对转型进程中中国经济的技术进步的研究大体收敛于这样的结论①，即中国改革开放后的经济增长伴随着正的生产率增长，但生产率提高对经济增长的直接贡献不大②。
就中国总量经济的研究都面临估计总资本存量的难题③，因此很多作者将视角转向工业部门。一方面，以产权类型的不同研究工业技术进步，结果发现：集体企业生产率增长的水平和速度一直优于国有企业(Gary H.Jefferson,Thomas G.Rawski et al.,2000；张军等，2003)；股份制企业的效率虽然比其他类型企业低，但仍然高于国有企业(Gary Jefferson et al.,2003)；外资企业的生产率最高(Anming Zhang et al.,2001)，如果以全要素生产率水平来衡量，合资企业的效率是国有企业和集体企业的2倍(大琢启二郎等，2000)。另一方面的学者在行业层面对工业行业的技术进步展开研究。涂正革和肖耿(2005)用随机前沿生产函数法测算了1995～2002年中国大中型工业企业的技术进步，发现该期间企业加权的年均TFP增长率为6.8％，且逐年上升，前沿技术进步成为TFP增长的最重要动力，相对前沿的技术效率④ 差距拉大，并阻碍了TFP的增长。李小平和朱仲棣(2005)用C-D生产函数法衡量了34个工业行业的全要素生产率，发现大部分行业的生产率增长为正，但生产率增长并没有成为产出增长的主要来源。
但是，将工业技术进步与工业经济转型结合起来的研究不多。实际上，中国的转型实践在两个方面对经济效率(技术进步)产生直接的影响：一方面，在原有的计划体制之外鼓励“增量”的发展，对内放开，对外开放，创造一个竞争性的市场结构，而竞争促进了企业效率的提高；另一方面，对原有“存量”进行改革，包括抓大放小、股份制改造和改善公司治理结构等，这是通过改变国有企业的产权结构，从而完善公司的治理结构和激励体系，最终促进企业效率的提高。刘小玄(2003)利用1995年第三次全国工业普查390个4位数工业制造业的截面数据，检验了中国转轨经济中产权结构和市场结构对于产业绩效的影响，发现国有产权结构变量对于产业绩效具有明显的负效应，竞争性市场与较低的国有产权结构的结合产生了良好的绩效，而竞争市场与较高的国有产权结构的不相容性则产生了不良的绩效结果。Anming Zhang等(2001)也用1996～1998年上海市的企业数据，实证比较了市场竞争和产权对效率的影响，结果表明产权明晰更能促进效率的提高，虽然在理论上，强化市场(包括要素市场和产品市场)竞争和公司治理可以抑制国有企业代理人的道德风险，但实证结果表明市场竞争的促进作用有限。
这两篇文献只是从20世纪90年代中期工业行业某一领域或某一区域研究中国工业经济效率与工业经济转型，本文将利用更全更新的数据对此进行拓展。首先，中国工业的不同行业在不同阶段有不同程度的资本深化趋势(陈勇、唐朱昌，2006)，这意味着，在关于技术进步的测算中，技术中性和完全市场假设不符合现实，因此本文采取假设更为宽松的数据包络(DEA)法衡量1985～2003年39个工业行业的技术进步；其次，分析技术进步的行业特征，这些特征是与行业的产权结构和市场结构紧密联系的；再次，利用工业行业1999～2003年的面板数据，实证分析反映转型特征的产权、市场和开放变量对行业技术进步的影响。
二、DEA法衡量的工业行业技术进步
本文采用陈勇、李小平(2006)构造的39个工业行业⑤ 的投入产出面板数据。数据分析发现，工业行业的平均资本产出比在3左右波动，这符合世界经济增长的经验事实(戴维·罗默，1999，中文版，第22页)，也说明了我们数据处理的可靠性。1985～2003年间，中国工业部门有资本深化趋势，意味着资本密集度不断增加，其中在1993～1999年间出现加速(如图1)。而且，不同产权类型工业企业在资本产出比、劳动生产率和资本生产率指标上存在很大差异，并呈现不同的趋势(陈勇、唐朱昌，2006)。这些现象说明在技术进步核算中的完全市场和技术中性的假设不符合现实⑥，因此有必要选择合适的核算方法。
图1 1985～2003年工业部门的技术选择
数据来源：陈勇、李小平(2006)。
通常衡量技术进步(TFP)的方法有两大类：参数法和非参数法。参数法包括收入份额法和随机边界分析法，需要设定明确的函数形式、估计不同要素的产出弹性并进行相关的行为假设。非参数法包括指数法和数据包络法(DEA)，它们都无需设定函数形式，但指数法要求严格的行为假设，如中性技术进步、不变规模报酬和完全市场竞争，而DEA法则无需行为假设，这就是本文选取DEA法⑦ 衡量技术进步的原因。
(一)工业技术进步的总体趋势
本文计算了工业行业的技术进步⑧(TFP)、技术效率(EFF)和技术变化(TECH)的Malmquist指数，由于3个指标的Malmquist指数是基于上年的环比值，我们将其均值转化为以1985年为基期的定比指数，如图2。总体上看，1985～2003年间，中国工业部门的年均技术进步率为2.3％，有两个时段技术进步迅速：一是1990～1993年，年均技术进步率为9.7％，二是1999～2003年，年均技术进步率为13.7％。将TFP的方差对时间T进行回归，我们也证实了李小平和朱仲棣(2005)的观察，即工业行业间技术进步率确实存在缓慢的发散。行业间技术变化的收敛更为显著，从图2可以看到，从1999年开始，前沿技术进步迅速提高(技术变化指数显著增长)，这种收敛趋势反映了该期间行业技术变化具有“追赶”效应。但对于技术效率，却没有发现行业间的收敛或发散趋势。
图2 技术进步、技术变化与技术效率
注：技术进步TFP技术效率(EFF)和技术变化(TECH)指数源于作者的计算，图3～5同。
技术变化(TECH)和技术效率(EFF)的增长表现迥异。1985～2003年，技术效率年均提高4.5％，技术变化年均-1.9％，总体上有缓慢的退化趋势，而退化的趋势只是在1998年才停止。在技术进步迅速的两个时期，两者对其贡献也是不一样的，1990～1993年间的技术进步主要归因于技术效率的改善，期间技术效率年均提高23.8％；1999～2003年间的技术进步主要因为技术变化的增进(最优生产前沿的外移)，期间技术变化年均增进16.4％，技术效率年均退化-0.2％。这一点与涂正革和肖耿(2005)对1995～2002年间大中型工业企业的观察一致，虽然作者因此乐观地认为中国正在经历一场“工业生产力革命”⑨，但其中可能存在的隐忧是，如果技术效率的退化持续，是否意味着中国增量改革引致效率提高的潜力已经在总体上消失。
(二)工业技术进步的行业特征
在做严格的分析以前，我们以2003年的行业横截面数据对技术变化、技术效率和技术进步的行业特征作简单的考察。在转型的意义上，行业特征主要表现在国有企业比重、行业集中度和对外开放度⑩。
图3显示，对外开放度越高、行业集中度越低、国有企业比例越低的行业，技术效率的提高越明显。技术效率排名前三的行业是电子通讯设备制造业、交通运输设备制造业和仪表仪器制造业，这些行业大都属于轻工业，有行业技术门槛和市场集中度，最明显的特征是对外开放度高。而技术效率排名后三位的行业包括：石油和天然气开采业、自来水的生产和供应业、石油加工业，全部是国有或垄断程度高的行业，对外开放度很低，这些行业占有大量的资金和技术资源，但由于不同程度的行政属性和垄断势力的存在，缺乏改善资源效率的激励，导致技术效率退化。
图3 技术效率(EFF)的行业特征
注：“国有比重”和“对外开放”指标的含义见注释8，数据来源于《中国统计年鉴2004》，“行业集中”数据来源于陈羽(2005，第57页)；图3的横轴衡量国有比重、行业集中和对外开放，纵轴表示技术进步(TFP)定比指数，图4、图5类推。
图4反映了技术变化的行业特征。我们发现，对外开放度越低、国企比例越高，以及行业集中度越高的行业，技术变化改善越明显。技术变化排名前三位的行业包括电力蒸汽热水生产和供应业、石油和天然气开采业、石油加工业，这3个行业的特征是国企比重大、行业垄断明显(集中度高)及对外开放度低，而且其技术效率的表现低下。技术变化排名后三位的行业是饮料制造业、印刷业、造纸及纸制品业，它们的特征是国企比重低，市场竞争激烈(市场集中度接近或低于行业平均水平)，对外开放度较高。这似乎印证了，新古典式的价格竞争中企业难以推进技术进步。
技术进步是技术效率和技术变化的综合表现。我们从图5观察到了市场集中和对外开放与技术进步的不甚明显的正相关，但国企比例似乎对行业技术进步没有任何显著影响。出现这种结果是因为，国企比例、市场集中和对外开放对行业技术效率和技术变化具有相反的影响，所以3个特征与技术进步的关系就不十分显著。值得注意的是，较高的国企比例、较高市场集中度和较低的对外开放度具有一定的相关性，这样，通过观察横截面数据得到的关于三者与行业技术进步3个指标(TFP、EFF和TECH)的关系的结论，就需要十分谨慎的对待。这也促使我们利用面板数据对工业行业技术进步的转型特征做更严格的实证检验。
图5 技术进步(TFP)的行业特征
三、工业经济转型
从1984年开始，中国改革的重点开始从农业部门转入工业部门。如前所述，工业部门的转型主要是按照两个路径进行的：一是在原有工业体制之外鼓励“增量”的发展，包括对内放开和对外开放，促进市场竞争，从而提高效率。在行业层面，本文以私营企业和“三资”企业在内的其他类型企业(11) 的增加值份额的变化来刻画增量改革的进展，如图6。二是对“存量”的国有企业进行不同程度的产权改造，从而改善公司治理结构，促进企业绩效，本文用国有企业的资本金所占比例(12) 来表示，由于1993年以前《中国工业经济统计年鉴》和《中国统计年鉴》没有提供资本数据，本文增加了国有及国有控股企业的工业增加值所占比例来描述工业部门中国有企业的比重变化，如图7。
图6 工业经济增量改革的进展
数据来源：《中国统计年鉴》1985～2004年各期。
图7 工业部门的国有企业退出
数据来源同图6。
需要指出的是，从1998年开始，统计年鉴不再报告“规模以下非国有”工业企业数据，虽然总工业增加值没有明显变化，但这一变更会对工业部门内结构性对比的连续性产生影响，图6和图7中的相关指标在1998年就出现了转折，然后又恢复了平滑的变化趋势。
数据表明，中国工业经济转型的效果是显著的。一方面，包括私营企业和“三资”企业的非公有制企业飞速发展，工业增加值(当年价)从1984年的约21亿元增加到2003年的20601亿元，20年增长到100倍，工业增加值份额从1984年的约1％增加到2003年的49％，已然占领半壁江山，而且快速增长的趋势没有表现出停止的迹象。
另一方面，国有资本退出也取得了明显的进展，国有企业资本金比例和国有企业的产出比例都呈现下降趋势，其中国有企业增加值比例在1992年以后快速下降，联系到1992年邓小平南巡讲话后改革的加速，这一现象符合我们的直觉。到2003年，工业部门国有企业资本金占全部国有及规模以上非国有企业的53％，国有企业增加值份额也下降到45％，低于其他类型企业。
但是我们也注意到，国有资本在工业行业的退出并不是均匀的。按照2003年国有企业资本金占整个行业的比例进行排序，如表1，我们发现，在公用事业和重要能源原材料开采和加工等重工业领域，国有企业的优势仍然非常明显，国有企业资本金所占比例排名前十位的行业全部属于这些领域。除这10个行业之外，交通运输设备制造业、有色金属冶炼及压延加工业、有色金属矿采选业、化学原料及制品制造业、机械工业、化学纤维制造业和医药制造业7个排名靠前的行业，都属于重化工业，其国有企业实收资本所占比例都在40％以上。而在剩下的18个轻工行业中，国有资本退出非常明显，国有资本比重最低的皮革毛皮羽绒及其制品业只达到4％。在除烟草加工业之外的所有行业中，国有企业资本金份额都比工业增加值份额低，如黑色金属矿采选业，2003年，其国有企业资本金占整个行业的73％，但工业增加值只占33％。这说明非国有资本的产出效率普遍比国有资本高。我国的经济转型起始于政企合一的计划经济体制，由此不难推断，是由于政策性壁垒(13) 的继续存在，使得这种效率差距一直难以消除(14)，导致了分布于重化工业和公用事业的国企虽然效率较低仍然具有相当的市场地位。
表1 国有企业在工业行业中的分布情况(％)
数据来源：《中国统计年鉴(2004)》表14-3、14-7和《中国统计年鉴(2000)》表13-6、13-10。经作者计算。
四、关于工业行业技术进步的转型特征的实证分析
(一)技术进步与经济转型
中国经济转型从工业部门几乎“一大二公”的情形开始，图6和图7显示转型的效果是显著的。但中国工业部门技术进步速度并不快，1985～2003年年均技术进步率为2.3％，而该期间以不变价计算的工业增加值年均增长率为12％，显然技术进步并没有成为推动工业经济增长的主要因素。第二节在对技术进步的行业分析中，我们发现了技术进步、技术变化和技术效率的行业表现具有明显的经济转型的痕迹，因此有必要验证：反映转型的行业特征对行业技术进步到底有什么影响。
1.计量模型及数据说明
中国的工业经济转型大体上是沿着(a)进行增量改革以扩大市场竞争(b)推动国企改革以完善产权结构这两条路径进行的，按照刘小玄(2003)的做法，代表市场结构特征的变量包括行业规模和行业集中度等变量，衡量产权结构特征的变量可以采用国有企业资本占行业的比重来表示。因此可用以下方程验证转型过程中产权和市场对工业行业技术进步的影响：
附表：工业行业技术进步转型特征分析的回归结果
注：(1)变量说明：soe=行业中国有及国有控股企业“实收资本”/行业“实收资本”(以下省略“行业”)；lms=大中型企业“工业增加值”/“工业增加值”；foreign=“三资”企业“工业增加值”/“工业增加值”；exp=“出口交货值”/“工业销售产值”；sclae=(按行业分的“资产合计”/“企业单位数”)/(1999年全国总计的“资产合计”/“企业单位数”)；invest=相邻两年的“固定资产年平均余额”之差/上一年的“固定资产平均余额”。(2)[***]、[**]、[*]分别表示在5％、10％、15％的置信水平上显著。(3)当Hausman检验的相伴概率值小于0.15时，本文采用固定效应模型(FE)，大于0.15时采用随机效应(RE)模型。表中第(7)栏hausman检验的chi2值为负，表明huasman检验失效，为了便于比较，本文也采用固定效应模型估计其回归结果。
数据来源：《中国统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》相关年份。除技术进步的计算数据外，所有变量都按当年价计算。
转型过程中，中国的“改革”与“开放”是同时进行的，从工业经济领域看，开放有两方面的内容，即对外贸易和外商直接投资。实证分析表明(如，李小平和朱仲棣，2006)，中国工业行业的技术进步受到国际贸易R&D的正向影响，且行业贸易开放度越高，正的影响越大；外商直接投资(FDI)比东道国的国内投资具有更高的生产效率(E.Borensztein,1998)，罗长远(2005，第175页)也证实了FDI的这种效率“溢出”对中国的技术进步(TFP)具有显著的正向作用。增加衡量行业开放的指标，得到：
foreign、exp分别表示工业行业的“三资企业”产出份额和行业的出口占总销售收入的比例。除模型(2)所列的因素之外，我们还考虑了行业年投资率，理论上投资水平将影响技术进步，因为新技术的采用一般以资本为载体，由于其作用的发挥具有时滞，本文取滞后2期的年投资率(invest)作为自变量。于是：
我们依次对上面3个方程进行回归，并通过观察方程的拟合优度和变量的显著性优化计量模型。
2.回归结果分析
本文用Stata.8.0软件对各计量方程进行回归，首先用Hausman检验确定用固定效应模型(FE)还是随机效应模型(RE)，然后分别以技术进步、技术效率和技术变化指数为因变量进行回归，回归结果见附表。
在对方程(1)、(2)、(3)的回归结果中，以技术进步(tfp)和技术变化(tech)为因变量的回归截距项显著大于1，以技术效率(eff)为因变量的回归截距项显著小于1，表明1999～2003年期间，工业经济领域具有内在的技术进步趋势，主要表现为前沿技术进步，但相对于前沿的技术效率具有退化的趋势，这似乎表明，面对一次“技术冲击”，工业部门还没有达到稳态，对新技术的吸收以及相关的整合有待加强。
总体上讲，3个方程的回归结果表明国有产权和行业集中对技术进步的作用是负的，但考虑到两个变量的相关性，我们对两者于技术进步的影响，特别是两者分别对技术效率和技术效率的影响持谨慎态度。我们也观察到了行业规模变量对3个技术进步指标不大但较为显著的正相关性，表明工业行业总体上具有规模经济。衡量对外开放的指标——行业“三资”企业产出份额(foreign)和行业出口贸易份额(exp)——没有令人信服的显著性。由于行业出口比例(exp)指标只有2001～2003年数据，使回归方程(2)和(3)的观测值从174个减少到104个，从而影响了模型的估计效果，我们考虑先将并不显著的exp指标剔除。
行业规模变量(scale)对技术进步具有正效应，但滞后2期的投资率(invest)对行业技术进步的影响都不显著。理论上说，投资可以作为技术进步的载体，而且在投资将增加行业规模的意义上，投资也可以促进技术进步。这个结果表明，这一时段工业领域的投资对技术进步没有显著影响，这一点得到了陈勇、唐朱昌(2006)的验证。
基于上面的分析，我们剔除了行业出口份额和行业投资率变量，于是得到：
回归结果中所有自变量的系数都变得显著。在做进一步地分析以前，为了克服产权变量(soe)和市场变量(lms)的共线性问题，我们以方程(3-1)为基础先后在回归中剔除soe和lms指标，以观察两个变量的各自影响，如附表第13～18栏的方程(3-1-1)和方程(3-1-2)。
表2简单归纳了(3-1)系列3个方程的回归结果，我们对反映转型特征的4个变量对3个技术进步指标(15) 的影响用“+”和“-”表示。以行业内“三资”企业产出份额衡量的对外开放(foreign)对行业技术进步的促进作用是显著的，主要表现在对技术变化(前沿技术进步)的促进作用上；行业规模变量(scale)显著但以较小的系数正相关于技术进步，其对技术效率的提升作用似乎更大一点(16)；国有产权对技术效率(eff)的影响是显著为正的，但也显著地力度更大的负作用于技术变化(tech)，以至于它对技术进步(tfp)的负作用表现得并不十分显著；市场集中(lms)对技术进步的综合影响是负的，因为它不利于技术效率(EFF)的改善。观察方程(1)、(3-1)、(3-1-1)和(3-1-2)以tfp为因变量的回归结果，产权变量(soe)和市场变量(lms)的系数绝对值比较中始终以前者为大，我们可以判断产权变量对技术进步的影响更大，这一点我们和Anming Zhang等(2001)的观察一致。
表2 行业转型特征对技术进步的影响
注：“+”、“-”分别表示正的或负的影响，“++”、“--”表示影响更大。
3.对行业技术进步转型特征的进一步分析
由于数据的局限性，我们缺乏关于准确衡量行业集中度的连续时间序列。通常采用CRn或者赫芬达尔指数衡量行业集中度，魏后凯(2003)和刘小玄(2003)曾采用1995年的工业普查数据计算4位数制造业行业的集中度，但他们进行的横截面分析，而且数据时间较早。陈羽(2005)计算了2003年2位数行制造业的行业集中度，但正如陈志广(2004)所指出的，以2位代码分类的行业来分析行业集中度过于宽泛。在这种情况下，我们采用大中型企业的增加值比例(lms)作为行业集中的近似替代(17)。
同样由于数据可得性问题，这一部分的计量数据只涵盖1999～2003年，这可能影响我们对工业行业整个转型期间特点的总体判断。如图2，1999～2003年间，工业部门总体上技术进步显著，技术变化的改善(技术前沿的外移)迅速，技术效率呈现退化趋势。这一特点与前期明显不同：1994～1998年间工业部门技术进步整体是退化的，而1990～1993年间工业技术进步主要表现为技术效率的改善。因此，关于这个时间段的回归结论可能具有阶段性特点。
由于面板数据分析同时具有时间效应和截面效应，当具有阶段性特征的时间效应超过具有整体性的截面效应时，由数据本身导出的结论可能不具有全局性的含义，这就是我们得到“行业国有比重指标正相关于技术效率指标而负相关与技术变化指标”的原因，而在图3的截面分析中，我们观察的结论与此并不一致，这是因为从时间效应上看，该期间国有比重和技术效率指标同时下降和技术变化指标上升。也正是因为这个原因，在面板数据检验中我们也没有得出截面分析中得到的“行业开放有利于技术效率改善”的结论，因为该期间行业开放总体指标上升而行业技术效率指标总体下降。可以预期，如果把整个工业经济转型期间技术进步的3个指标的变化趋势“浓缩”到1999～2003年间，完整的时间效应和整体性的截面效应的结合将得出更具代表性的结论。
不过，就面板数据对技术进步(TFP)转型特征的检验对于截面数据的分析结论是个有力的补充，当涨跌互现的技术变化和技术效率的综合作用表现为正的技术进步时，我们发现了行业开放对技术进步的促进作用。而且，国有比重和行业集中指标对技术进步是不利的，但行业规模的扩大有利于技术进步，这一点和刘小玄(2003)对行业利润率转型特征的分析是一致的。
五、总结、政策含义及研究中的不足
本文用DEA法计算并分析了中国工业行业1985～2003年间的技术进步(全要素生产率)及其分解项——技术效率与技术变化，通过横截面散点图分析了技术进步的行业特征。认识到这些特征是与工业经济转型紧密联系的，本文接着就反映经济转型的变量对3个技术进步指标进行实证检验。
总体来说，工业行业的技术进步是缓慢的，年均技术进步率为2.3％，技术进步没有成为推动工业经济增长的主要因素。在行业表现上，国有或垄断程度高的行业技术变化排名居前，而市场竞争激烈的行业技术变化的排名居后；相反，有一定技术门槛和竞争程度的行业技术效率表现突出，国有或垄断程度高的行业在技术效率方面的表现令人沮丧。
本文在存量改革和增量改革两个方面简单分析了工业经济转型，我们发现转型的进展是显著的，但是两个方面的转型在行业分布上不均匀，在18个轻工行业中，国有资本退出明显，而在其他的公用事业和重要能源原材料开采和加工等重工业领域，国有企业仍然处于显著的优势地位。
不同行业转型方面的进展不同，从而对行业技术进步产生影响。综合截面数据分析和面板数据回归的结论，我们发现，国有比重和行业集中虽然对技术变化有积极作用，但由于其严重不利于技术效率改善，因而对技术进步总的影响是负的。行业规模和对外开放的扩大有利于技术进步，其中对外开放程度高的行业技术效率也越高。
本文研究结论的一个重要的政策含义是，既然总体上工业技术进步没有成为推动经济增长的因素，在转型的意义上，促进工业技术进步的重点应该是扩大行业开放(包括对民营企业和外资企业开放)，而开放的重点在于减少或取消国有比重高的重化工行业和公用事业领域的政策性壁垒。
需要指出的是，受数据的限制，本文对工业行业技术进步转轨特征的分析只涵盖1999～2003年，相关的分析结论可能只具有阶段性的特点。本文的另一个不足是，由于衡量国有产权比例和市场集中程度的变量线性相关，未能在行业层面有效分离两个变量各自对技术进步的影响，如果更详细的数据可得，这将是一个有意义的问题。
注释：
①其中也有不同的观点，如Kim和刘遵义(1996)。作者用超生产函数(meta-production)比较研究包括中国在内的亚太10国和西方工业化5国1980～1990年的经济增长源泉，得出的结论认为：同其他大部分东亚国家一样，中国可衡量的技术进步是停滞的，经济增长主要依靠高储蓄和高投资，而“仅仅依靠资本投入是不能继续保持现有经济的高速增长的”。
②代表性的研究如，邹至庄(Gregory C.Chow,1993)、李京文等(1993)、Yanrui Wu(2000)、Alwyn Young(2000)、张军和施少华(2003)，以及郭庆旺和贾俊雪(2005)。
③中国至今仍缺乏权威的总量资本存量数据，关于中国的资本存量测算，可参见孙琳琳、任若恩(2005)的综述。
④前沿分析方法包括确定性前沿分析(Deterministic Frontier Analysis，又称数据包络法，DEA)和随机前沿分析法(Stochastic Frontier Analysis)，这种方法可以将技术进步(TFP)分解为技术前沿的移动(Technical Change)和相对于技术前沿的移动(Technical Efficiency)。详细的解释可参见Tim Coelli(1996)。
⑤1994年后工业行业的两位数分类有39个。由于国民经济的行业分类在1994年和2003年有两次变更，以及1998年工业统计范围变为“国有及规模以上非国有”工业企业，出于数据连续性的考虑，本文进行了取舍和归并：“废弃资源和废旧材料回收加工业”2003年新增，没有统计；“采盐业”1993年以前的数据归并到“非金属矿采选业”；1993年后“食品加工业”和“食品制造业”两个行业的数据合并为“食品加工、制造业”；1993年以前的“工艺美术品制造业”归并到“其他制造业”，但“其他制造业”1999～2002年的数据缺省；1993年后“普通机械制造业”和“专用设备制造业”合并为“机械工业”；忽略“其他矿采选业”数据；“木材及竹材采运业”2003年后没有归入工业行业，数据缺省。加工后的完整时间序列数据包括35个行业。
⑥“技术进步非中性”也得到涂正革和肖耿(2005)的实证支持。
⑦DEA法，即确定性前沿分析(Deterministic Frontier Analysis，又称数据包络法)，这种方法可以将技术进步(TFP)分解为技术变化(技术前沿的移动，Technical Change)和技术效率(相对于技术前沿的移动，Technical Efficiency)。出于篇幅考虑，本文不对数据包络法(DEA)作专门的介绍。需要的读者可参阅关于DEA法的经典文献Farrel(1957)、Charnes等(1978)，测算DEA法下技术进步的时间序列变化可参阅Fare等(1992)，关于DEA方法的计算程序DEAP(2.1)，可参见Tim Coelli(1996)。
⑧关于3个指标的具体经济学含义，见注释⑥。
⑨正如后文将要分析到的，中国工业在20世纪90年代中后期开始有明显的集中趋势。而且，在39个行业中，大中型工业企业增加值占整个工业的比例与行业国企比例正相关，与“增量”资本进入程度负相关。因此有理由怀疑，如果以“大中型企业”为样本推断转型期中国工业的整体情况，结论可能出现偏差。
⑩出于数据可得性的考虑，国有企业比重以行业中“国有及国有控股企业”的工业增加值所占比例表示；行业对外开放度以行业中“三资”企业的工业增加值所占比例表示。行业市场集中度采用陈羽(2005，第57页)的数据，他以二位数行业中排名前十的企业销售收入所占的比重(CR10)表示行业集中度。
(11)本文的国有企业包括“国有及国有控股工业企业”，之所以不区分国有企业和国有控股工业企业，一是因为数据上的便利(统计年鉴上提供的详细数据里也没有将两者分开)，更重要的是，Gary Jefferson等(2003)的研究指出，股份制企业的效率虽然高于国有企业，但仍然比其他所有所有制类型的企业效率低。因此有理由认为国有股份制企业的行为模式与国有企业并无本质区别。其他类型企业的相关指标是将整个工业部门的相关指标减去国有和集体的部分计算得到，主要包括外商投资经济、港澳台投资企业、私营企业和联营企业。《中国统计年鉴》在1993年才开始提供这些细分类型企业的相关数据，考虑到数据长度和连续性，本文没有单列其他各细分类型企业的相关指标。这样合并对本文的研究目的来说已足够。
(12)这个指标由《中国统计年鉴》“按行业分国有及国有控股工业企业主要指标”表中的“实收资本”除以“全部国有及规模以上非国有工业企业主要指标”表中的“实收资本”得到。
(13)这很容易让人联想到技术壁垒因素，但只要了解奇瑞和吉利汽车在政策夹缝中的艰难发展历程，就不难发现在绝大多数情况下，关于技术壁垒更多地是个伪问题。
(14)如谢千里等(1995)，Anming Zhang等(2001)利用了80年代工业部门的数据，论证了不同产权类型企业的效率差距。
(15)需要记住的是，技术进步(TFP)是技术效率(EFF)和技术变化(TECH)作用的综合。
(16)这个结果是自然的，因为在面板数据的DEA法中，技术效率包括“纯技术效率”和“规模效率”(Tim Coelli,1996)。
(17)我们将于陈羽(2005，第57页)计算的2003年制造业CR10数据与本文的2003年大中型企业增加值比重(lms)进行比较，发现两个横截面数据序列严格正相关，相关系数达0.77。因此这种替代的近似程度还是有一定可靠性的。