转型时期中国工业绩效变动的制度解析，本文主要内容关键词为：中国论文,绩效论文,变动论文,时期论文,制度论文，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。
中图分类号：F403.8 文献标识码：A 文章编号：1005-1309(2001)04-0014-07
目前对工业绩效的研究，大多数是从企业角度进行的，针对的是微观工业绩效。尽管制度经济学从宏观角度研究经济系统（包括工业系统）的绩效问题，但它以既定的市场经济制度为讨论的假设前提，而在我国的体制转型时期，这一前提显然不能被满足。而且我国建国50余年来，尤其是最近20余年的经济体制改革带来的宏观制度演进远远超出了传统制度经济学的分析框架，证明了制度不但可以通过减少不确定性因素使经济系统获得风险利益，而且还可以通过增加不确定性因素获得风险利益。所以，如果不考虑制度变迁的因素，我国转型时期的工业绩效问题无法得到合理的解释。有鉴于此，本文试图从宏观角度对转型时期我国的工业绩效变动进行测度，并对其制度原因进行分析。
一、工业绩效变动的量化描述
习惯上，人们从宏观角度衡量工业经济绩效时最常用的指标是产值（如工业总产值、净产值、增加值等）及其增长率指标。然而在我国目前的经济增长方式下，长期影响我国工业绩效的主要问题不是速度过慢的问题，而是经济增长中泡沫太多、经济增长质量低下的问题。由于工业经济的发展缺乏实实在在的内容，有时甚至产值增长越快，经济结构等深层次的矛盾越突出，绩效越低。所以笼统地以产值的多少和增长率的高低来判断工业绩效是不可取的，至少也是不全面的。而作为社会剩余的工业利润能够更好地反映工业活动的最终效果和运行质量，因此，为了更有效地对工业绩效进行描述，除了考虑产值增长指标外，还应该考虑引入利润增长指标，将宏观的工业绩效变动率看作是工业产值增长率和工业利润增长率的函数。为了区分对工业绩效影响力的大小，分别赋予二者不同的权重系数。考虑到我国目前所处的经济发展阶段，二者的权重暂且定为0.6和0.4。故有公式：
工业绩效变动率＝工业产值增长率×0.6+工业利润增长率×0.4
1978～1999年的工业总产值增长率、独立核算工业企业的利税增长率资料以及由此计算出的工业绩效变动率见表1（其中，1999年的产值增长率为工业增加值增长率、利润增长率为全部工业企业利税增长率）。
表1 1978-1999年中国工业绩效计算表（1997年＝100）
年份 产值增长率 利税增长率
工业绩效变动率
1978113.55
143.80
125.82
1979123.55
152.86
135.27
1980135.01
154.54
142.82
1981140.79
153.15
145.74
1982151.81
154.83
153.02
1983168.79
165.52
167.49
1984196.28
184.55
191.59
1985238.26
202.64
224.01
1986266.07
192.10
236.48
1987313.13
203.63
269.33
1988378.23
207.70
310.02
1989410.53
175.29
316.44
1990442.39
146.90
324.19
1991507.73
163.79
370.16
1992633.14
194.91
457.85
1993805.99
241.31
580.12
19941001.04
249.26 700.33
19951204.25
222.09 811.39
19961404.04
213.44 927.79
19971587.97
221.12 1041.23
19981758.67
218.46 1142.59
19991908.16
332.07 1277.72
注：工业总产值增长率和利税增长率均为扣除物价变动后的定基年增长率（1977年＝100%）。
资料来源：1978-1998年工业总产值资料系根据有关年份《中国统计年鉴》整理；其间的工业利税资料转引自参考文献(2)；1999年的所有资料均引自国家统计局《中华人民共和国1999年国民经济和社会发展统计公报》。
二、工业绩效变动的制度成因及其测度
从宏观角度看，影响转型时期我国工业绩效变动的因素主要体现在产权制度多元化、经济运行市场化、利益分配格局的演变、经济外向化四个方面。基于这一认识，我们设计了四个变量分别对各制度因素进行量化描述：
（一）产权制度多元化。产权制度多元化既包括宏观层面的内容，即所有制结构（经济成分）的多元化；又包括微观层面的企业治理结构和组织形式的多元化。本文讨论的是前者。在我国，所有制结构不完全是由经济体系自身决定的“内生变量”，更大程度上是取决于国家的法律法规、政策，所以，我们将其列入外生的“制度”范畴。改革开放以来，特别是80年代中期城市改革开始以来，非国有经济日益发展壮大。非国有经济成份的增加，打破了国有经济的垄断，有利于工业绩效的提高。由于转型时期产权制度多元化在宏观层面上主要表现为经济成份的非国有化，因此，非国有化率(FGYH)可以用来反映产权制度多元化的程度。公式如下：
FGYH＝非国有工业总产值（或增加值）／全部工业总产值（或增加值）
（二）经济运行市场化。我国改革的本质实际上就是市场化的改革，体制转型实际上就是由计划体制向市场体制的转化。由于市场配置资源的效率高于计划配置，所以市场化对提高转型时期我国工业绩效功不可没。经济运行的市场化体现在市场在配置资源中的作用越来越大，经济事务对市场机制的依赖程度不断增强。用来反映这一变化的制度变量称为“市场化程度(SCH)”。本文使用的“市场化程度”指标是在卢中原、胡鞍钢“市场化指数”（注：卢中原、胡鞍纲：《市场化改革对我国经济运行的影响》，《经济研究》1993,(12)。）的基础上略作改动而成的。公式如下：
SCH＝生产要素市场化指数×0.6+经济参数市场化指数×0.4
式中，“生产要素市场化指数”用投资的市场化代表，它是全社会固定资产投资中“利用外资、自筹投资、其他投资”三项指标的比重，因为这三项投资的规模基本是由市场决定、投资者自主决策的，其比重大小大致可以反映投资领域的市场化；“经济参数市场化指数”用价格的市场化代表，它是所有商品价格中不是由国家定价的比重。
（三）利益分配格局的演变。在高度集中的计划经济体制下，经济利益的分配是以国家为本位的。随着计划经济体制向市场体制的过渡，经济利益的分配逐渐向企业本位和个人本位转化。工业改革是从“放权让利”开始的。不管随后的“承包制”也好，“建立现代企业制度”也好，都贯彻了这一倾向。利益分配格局的改变从根本上解决了企业从事生产经营活动的动力的问题，尽管产生了一些弊端，但确实对工业绩效的提高起了一定的促进作用。宏观分配格局的变化可以用国家财政收入占GDP的比重(CZSR)大致反映出来。公式如下：
CZSR＝国家财政收入／当年GDP
（四）经济外向化。对外开放为我国带来了发展工业所急需的资金、技术、市场和管理方法，它对工业绩效既有直接的、有形的、即期的影响；也有间接的、无形的、长期的影响。反映经济外向化的制度变量称为“对外开放度(DWKF)”，公式如下：
DWKF＝进出口总值／GDP×0.4+对外资产负债总额／GDP×0.3+利用外资和对外投资总额／GDP×0.3（注：李翀：《我国对外开放程度的度量与比较》，《经济研究》，1998.(1)。）
1978-1999年各年份我国的制度变量见表2。
表2
1978-1999年制度变量（单位：%）
年份
非国有化率
市场化指数 财政收入比重 对外开放度
(FGYH)(SCH) (CZSR)(DWKF)
1978 22.4 21.8 29.5 5.2
1979 21.5 24.9 28.4 7.2
1980 38.0 32.1 25.7 6.5
1981 25.2 33.7 24.2 6.9
1982 25.6 35.8 22.9 7.4
1983 26.7 41.6 23.0 7.8
1984 30.9 45.8 22.9 7.4
1985 35.1 54.0 22.4 12.1
1986 37.7 56.1 20.8 13.5
1987 40.3 58.1 18.4 14.0
1988 43.2 61.3 15.8 13.7
1989 43.9 62.4 15.8 13.6
1990 45.4 62.0 15.8
16.9
1991 47.1 63.6 14.6
20.6
1992 51.9 65.2 13.1
22.0
1993 56.9 64.8 12.6
22.7
1994 59.2 66.2 11.2
29.3
1995 66.0 65.4 10.7
25.3
1996 63.7 67.2 10.9
26.5
1997 68.4 67.2 11.6
27.8
1998 71.8 70.9 12.4
30.8
1999 62.6 69.4 13.3
33.5
资料来源：1978年－1998年的资料根据有关年份《中国统计年鉴》整理；1999年资料根据国家统计局《中华人民共和国1999年国民经济和社会发展公报》整理。
三、制度变量与工业绩效变动的Granger因果关系检验
对比表1和表2的数据，可以直观地观察到工业绩效变动与宏观制度变迁的数量依存关系。但据此即断言宏观制度演进是工业绩效变化的原因，显然失之草率。为了检验在动态条件下，二者之间是否存在因果关系，我们拟采用Granger因果关系检验法进行统计检验。
Granger因果关系检验的基本思路是，如果变量X是Y的原因，则在给定X和Y的信息集（时间序列资料）的情况下，如果利用X的信息比不用能够更好地预测（或解释）Y的值，表明X的变化引起了Y的变化，则二者存在着Granger意义上的因果关系。这意味着以下两点成立：第一，X应该有助于预测Y，即如果把X作为独立变量加到Y的自回归方程中去，应该能够有利于提高方程的解释能力；第二，Y不应该有助于预测（解释）X，原因是，如果X和Y能够互相预测和解释，则可能存在另外的一个（组）变量，它（们）是X和Y变化的共同原因，则不能认为X和Y之间存在Granger意义上的因果关系。其检验方法是，先建立Y的m阶自回归方程；然后将X（滞后n阶）作为自变量加入回归方程之中；分别计算两个回归方程的残差平方和，构造F统计量；最后进行给定置信度下的F检验：如果通过了检验，就认为X是Y的Granger意义上的原因，否则，则不认为X和Y之间存在Granger意义上的因果关系。本文将表1的工业绩效变动率数列定义为Y，表2的各制度变量数列定义为X，下面是当m分别为1、2、3；n分别为1和2时的Granger因果关系检验表：
表3 制度变量与工业绩效的Granger因果关系检验表
FGYH
SCH CZSR
DWKF
m
n=1
n=2
n=1
n=2
n=1
n=2
n=1
n=2
1 6.23** 5.01** 5.89** 4.54* 3.54* 2.87* 7.20** 6.54**
2 5.24** 4.56* 4.26*
3.89* 3.41* 2.31 6.58** 5.42**
3 4.98** 3.25* 3.21*
2.17
2.35 2.00
5.34* 4.99*
注：带**者表示通过了5%的显著性检验；带*者表示通过了10%的显著性检验；未带*者表示未通过10%的显著性检验。
表3的检验结果表明，在绝大多数情况下，制度变量是工业绩效变动率在Granger意义上的原因，工业绩效的变动可以被制度变量的变动来解释。
四、各制度变量对工业绩效的影响力分析
尽管制度变量是工业绩效Granger意义上的原因，但各制度变量对工业绩效的影响力并不是等量齐观的。为了比较各自影响力的大小，本文采用了灰色系统分析中的动态并联分析法计算了各制度变量与工业绩效变动率之间的关联度。因为这种分析方法不要求知道变量的分布，也不要求变量之间相互独立，所以比较适合对本例的分析。关联度是一个介于0～1之间的抽象数值，数值越大，表明制度变量对工业绩效的影响力越大，反之亦然。限于篇幅，将计算过程略去，仅将最终计算结果列出。
表4 各制度变量与工业绩效变动率之间的关联度
制度变量名称 非国有化率 市场化指数 财政收入比重 对外开放度
(FGYH)
(SCH)(CZSR)(DWKF)
平均关联度
0.6910.7480.5300.618
关联度排序二 一
四 三
从分析结果看，市场化程度对1978～1999年间我国工业绩效的影响力位居第一。卢中原等人的研究表明，1979～1992年间，我国GNP增长的14%来源于市场化改革的贡献，而且市场化改革与转型时期发生的物价波动并无必然联系（注：卢中原、胡鞍纲：《市场化改革对我国经济运行的影响》，《经济研究》1993,(12)。）。表明市场化改革不但为转型时期我国经济发展提供了可靠的制度支持和内在推动力，而且改善了经济系统的稳定性和抗干扰能力，其对工业绩效提高的作用不可低估。
产权制度改革的影响力仅次于市场化改革，名列第二。原因可能在于，第一，非国有经济产权比较明晰，存在国有经济所不具备的硬预算约束，所以具有相对较高的效率。特别在改革初期，改革成本主要由国有企业承担，非国有企业的负担较轻，更强化了这一优势。以1995年为例，各种经济成份的工业企业的资本金利润率依次为：国有企业5.7%（其中大型企业10%，中型企业-1.0%，小型企业-1.9%）；集体企业9.6%：股份制企业11.7%；三资企业12.9%。因此，非国有企业的发展在一定程度上抵消了国有企业，尤其是中小型国有企业的低效率，支持了较快的增长速度。第二，非国有经济的存在和发展，对国有经济的垄断形成了冲击，迫使国有经济提高效率。如此一来，经济成份的多元化从壮大经济规模和提高经济效率两个方面影响着转型时期我国的工业绩效变动。
影响力位居第三的因素是对外开放。根据专家测算，对外开放对我国经济增长的贡献率达22.45%，在某些地区（如珠江三角洲）其贡献率还要更大一些（注：李翀：《我国对外开放程度的度量与比较》，《经济研究》，1998.(1)。）；有的研究还表明，进出口每增长1%，GDP增长0.524%，其中，进口的GDP弹性为0.388，出口的弹性为0.411（注：沈荣坤：《中国外资引入与进出口贸易的政策效应》，《统计研究》，1998,(5)。），但从总体上看，它对工业绩效的影响力要较非国有化和市场化改革为低。其原因可能与我国幅员辽阔，总体经济外向化程度低且地区差别大，工业绩效主要依赖国内市场推动有关。
影响力最小的是利益格局的变动。根据专家测算，1985～1994年间，企业留利水平可以解释企业产出水平增长的8%（前沿生产函数法）或10%（最小平方法OLS）：留利每增长一个单位，可使效率增长约5%（注：刘小玄、郑京海：《国有企业效率的决定：1985-1994》，《经济研究》，1998,(1)。）。但本文的测算并未支持这一观点。原因在于，尽管我国财政收入有了很大幅度的下降，但企业所得份额并未在增加，由于企业的税外负担增加过快，企业被“让”出的“利”，又通过其他形形色色的渠道流失了。如1994年，仅经过批准的“合法”基金项目和规费达2000多亿元，相当于当年GDP的5%或财政收入的40%。名目繁多的“三乱”更是举不胜举。这些负担抵消了国家让利的政策效应，削弱了企业自我积累、自我发展的能力，弱化了利益分配格局变化的制度影响力，因此其影响力名列最后就不足为奇了。
五、制度变量的边际影响与制度弹性
为了进一步探讨制度变量对1978～1999年我国工业绩效的影响，本文以表1和表2的资料计算了四个制度变量（FGYH、SCH、GJCZ和DWKF）对工业绩效变动率的边际影响率。所谓“边际影响率”，是指制度变量每变动一个单位（百分点），工业绩效变动率增加的单位数（百分点）。在经济计量学上就是制度变量（自变量）对于工业绩效变动率（因变量）的回归系数。利用加权最小平方法(WLS)进行处理，结果如表5所示。
表5 制度变量的边际影响率
制度
边际影
决定系
t检验值
D-W统
显著水
变量
响率
数(R[2])计量
平（α）
FGYH
10.557
0.7417.557
2.355
0.05
SCH
12.840
0.8858.596
1.787
0.05
GJCZ
-9.089
0.753
-7.070
2.550
0.05
DWKF
10.251
0.7397.499
1.989
0.05
从计算结果看，非国有化、市场化、对外开放三项变量对经济发展速度都有正的边际影响，国家财政收入比重有负的边际影响，这就对前面的定性分析作了数量上的验证。t检验和D-W检验完全通过，拟合度良好。每一个制度变量与经济发展速度存在比较高的决定系数，说明自变量和因变量之间的相关程度较高。显著水平全部小于0.05，表明分析的可靠程度较高。
为了进一步对制度变量的影响力进行研究，还可以测算工业绩效变动率的制度弹性。所谓“制度弹性”，是指制度变量每变化1%，引致工业绩效变动率变化的百分数。实际测算中一般用双对数模型中的回归系数代表。各变量的弹性系数见表6。
表6 工业绩效变动率的制度弹性
制度
弹性
决定系数
t统计
F统计
显著水
变量
系数
(R[2])
量量
平（α）
FGYH
1.505
0.828
9.819
96.420
0.05
SCH
1.583
0.797
8.869
78.656
0.05
GJCZ
-0.955 0.955
-14.050 220.510 0.05
DWKF
1.007
0.917
22.178
491.858 0.05
可见，FGYH、SCH、DWKF的弹性系数皆为正值，GJCZ的弹性系数为负值，而且从绝对值上看，由大到小排列，依次为SCH、FGYH、DWKF和GJCZ，进一步验证了灰色系统关联分析的结论的可靠性。
六、小结
1.非国有化－市场化－对外开放，是三个紧密相连的宏观制度演进的内容，它们不但为1978～1999年我国工业绩效的提高提供了可靠的制度支持，发挥了巨大的影响力，而且对转变工业增长方式，提高工业经济运行质量起到了其他因素难以起到的积极推动作用。
2.由于在这三个方面仍有较大的制度创新空间，所以未来一段时间内，它们仍是我国工业绩效的一个重要动力来源。根据测算，我国比较理想的非国有化比重应该在85%～90%之间；资源配置的市场化程度至少应达到80%，比较合理的对外开放度应在60%左右。而目前这三项指标的值分别只有62.6%、69.4%和33.5%，制度演进的空间还很大。所以应该审时度势，积极稳妥地推进改革，为新世纪经济的健康稳定增长提供制度保证，所以，“以改革求发展”仍是今后一段时期内提高工业绩效一条重要的发展思路。
3.利益分配格局的变化是“变之有度”。应该看到，对企业的“放权让利”确实起到了一些积极的作用，对提高工业绩效不无贡献。但国家要履行自己的各项职能，也需要最低限度的财力保证。目前各级政府和职能部门以种种不规范的税外项目侵犯企业合法经济利益，其消极作用比用税收手段公开地敛取财力更大。因此必须坚决改变这种“头税轻，二税重，三税四税无底洞”的局面，规范国家、企业和个人在利益结构中的地位，保证“国家该收的收得上，企业该留的留得下，个人该得的得到手。”这应该成为分配制度改革的着眼点和出发点。
4.宏观制度的演进是一把“双刃剑”，在看到它对工业绩效的促进作用的同时，还要对它可能带来的负面影响，有一个清醒的认识，处理好改革、稳定和发展的关系，防患于未然，力争将制度演进带来的社会和经济动荡减少到最低限度。