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中国工业制度体系变迁、市场结构与工业经济增长

时间:2007-3-23栏目:计量经济论文

 一、工业制度体系变迁与TFP计量
  自20世纪80年代以来,许多经济学家依据制度-经济增长理论对制度与经济增长之间的关系进行了大量的计量研究。其中最具代表性的方法就是Daniel  Kaufmann、Aart  Kraay和Pablo  Zoiodo-Lobaton(2002)所采取的残差分析方法。该方法认为,(1)技术以及资源配置方式的改变所引起的绩效的变化都是制度变化引致的结果;(2)在劳动力、资本投入总量相对外生的环境中,通过估计生产函数所计算出来的残值或全要素生产率(TFP)反映了制度变迁对经济增长作用的大小;(3)在计算出残值(或TFP)之后,可以建立具体的制度变量模型,分析出它与设定的具体制度变量之间的关系,从而能够反映不同制度变化的作用。我们采用该方法来研究中国工业制度变迁的经济绩效。
  我们首先建立工业经济生产函数Y=Ae[λt]K[α]L[β],对该方程取对数得:
  LnY=LnAO+λt+αLnK+βLn1+u
  将1978~2001年区间的工业资本存量(K)、劳动力量(L)以及工业总产值(Y)带入方程计量,得到无规模约束函数:
  LnY=7.107+0.08t+0.04LnK+0.06LnK (1)
     (3.502)  (0.22)  (0.198)  (0.213)
  R=0.998 Ad.R  Square=0.996 F=1655.748
  表1 制度变量与全要素生产率
  附图
  资料来源:前3项根据《统计年鉴2002》计算,后1项根据计量算出。
  正则化得到。α=0.4,β=0.6,由此建立残差方程:TFP(t)=exp[InY(t)-αINK(t)-βInL(t)]得到1978~2000年全要素生产率(TFP)。我们将与工业经济密切相关的制度变量界定为:市场化程度(MRL)、非国有化水平(NSOW)、开放程度(ORL),其分别定义如下:(1)市场化程度(MRL)。用投资的市场化指数表示,即用全社会固定资产投资中“外资、自筹资金和其他投资”三项投资占总投资的比重来表示;(2)非国有化水平(NOSW)。用非国有经济增加值占国内生产总值的比重表示。由于统计数据的限制,用工业总产值中的比重来表示;(3)开放程度(ORL)。经济运行的外向化水平,衡量一个国家或地区的开放程度的通行指标是对外贸易比率,即出口总额与国内生产总值的比率,它反映一个国家或地区参与国际贸易和分工的程度(参见表1)。以制度变量为自变量,TFP为因变量进行回归,可得到方程:
  附图
  可以看到方程显著性很好,但DW过大,显然存在自相关问题,即制度变量之间并不是相互完全独立的,市场化程度、非国有化水平、开放程度是在相互作用中变迁的。我们可以采用零回归方法来解决估计,以考虑变量之间的相互关联性,其中k是零回归的参数对方程进行处理。表2是随着k值的不同,得到的不同回归系数和R方的估计值。
  表2 零回归k值和系数估计
  附图
  从表2可以看到当K=0.5时,各项系数相对稳定,由此得到新的回归方程(方程中QYS=TFP)
  附图
  从标准化方程可以看到,非国有化水平是引起TFP增长最为重要的因素之一。如果对方程(2)与(4)进行对比,可以进一步得到非国有化水平不仅是TFP增长最为核心的因素之一,也是引起市场化和开放程度制度变化的原因之一。
      二、TFP变动趋势与所有制结构
  如果将1978~2001年期间中国经济增长速度与TFP增长率结合起来分析,我们可以清楚地看到:(1)TFP增长率与GDP增长率呈现高度的正相关,TFP是决定经济增长的核心因素之一;(2)中国工业经济增长率和TFP增长率有两个波动周期,第一个波动周期是1978~1990年,其最高点在1984年,最低点在1990年;第二个波动期是1990~2000年,最高点是1992年,最低点是1999年。这种经济增长率和TFP增长率波动模式与我国工业制度改革的步伐是一致的:1984年工业体制改革在全国全面展开,承包制对于大中型企业资源配置效率的改善起到了核心作用。但是,承包制在制度上存在的先天性缺陷,使这种制度改革的边际收益逐渐递减,到1990年承包制的制度效应基本为负,使TFP转入最低点。1991年社会主义市场体系目标的确定、1992年股份制企业改革全面推广以及推动乡镇集体企业的政策大规模出台等一系列制度改革提高了整体TFP增长率,其后,虽然国家在1995年出台了一系列大中型国有企业改革措施,推行了“抓大放小”以及国有企业战略性调整等措施,但是股份制改革的制度边际效应递减现象是十分明显的,因此,自1996年后,整体工业TFP急剧下降,1999年到达谷底。
  表3 国有工业和集体工业分阶段全要素生产率增长率状况
  附图
  注:各种生产要素产出弹性都为0.5
  工业企业的整体TFP增长率为什么在20世纪90年代中期持续下降?制度变迁的边际效应逐步下降呢?这种计量结果与人们一般的感觉有很大的差异。因为1995年以来对国有企业所进行的改革力度是前所未有的,“建立现代企业制度”、“抓大放小”以及其他国有企业战略性调整措施应当大幅度提高国有企业的效率,继而提高整体工业经济效率。从表3的内容我们可以进一步看到工业企业整体TFP增长率20世纪90年代中期下降的最为直接的原因——TFP的所有制结构发生了巨大变化。1984年的改革使国有工业和集体工业的TFP增长率全面提升,到1988~1992年期间,国有企业的TFP却大幅下降使整体TFP增长率到1990到达谷底。1992~1996年集体企业很高的TFP增长率使整体工业的TFP增长率保持较高水平,但是该期间国有企业与集体企业之间的效率差距却已很大。1996~2001年,国有企业和集体企业的TFP增长率同时急剧下降使整体TFP增长率到1999年陷入谷底。
      三、产业结构、市场结构与财务绩效
  结合上述这些分析,我们可以看到适当发展非国有经济是未来工业经济增长的核心之一,其方法很多。一是大幅度提高非国有经济的自我发展,推进各种非国有资本进入生产领域;二是加大“抓大放小”力度,强化中小国有企业改制,推进一部分国有企业民营化;三是强化国有股份制企业股权多元化,使非国有股权增加。20世纪90年代中期以来,这些方法基本上是同时并举的,但是非国有经济比重的增加并没有遏止TFP增长率下降的趋势。其中的深层次原因需要我们进一步对中国不同产业的产权结构以及市场竞争等方面进行深入分析。
  根据《中国统计年鉴2001》资料,用R代表重点企业年末生产能力与整个行业总产量之比,表示不同行业的市场结构。如果R>1,表示重点企业的生产能力大于整个行业的产量,该行业产量过剩,其他企业的进入将使该行业的市场拥挤度以及过剩加剧。如果R>1,表明该行

业给小企业留有一定的空间,或者说市场的拥挤程度较弱。
  从1998~2000年不同行业企业数量变化,我们可以看到,在R>1的行业中,除食品加工、食品制造以及纺织业等行业以外,其他很多行业的企业数量并没有减少,反而增加了,例如服装及其他纤维制品业、化学纤维制造业以及电子设备行业。为什么出现了这种反常现象呢?我们结合各行业的所有制结构状况可以得到答案。
  根据1998~2000年企业数量和2000年不同行业所有制结构状况的数据,我们可以以企业数量近几年的增加状况为

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