中国工业经济运行效率影响因素的实证分析

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中国工业经济运行效率影响因素的实证分析本文简介：摘要：本文运用19802022年全国22个代表性省市工业经济的面板数据，测算了中国工业经济运行的全要素消费率程度，在此根底上着重研究了技术创新、开放化、市场化、民营化、信息化、企业规模和人力资本对中国工业经济运行效率的影响及其作用大小。结果说明，开放化、市场化、民营化、信息化、RD投入对中国工业经

中国工业经济运行效率影响因素的实证分析本文内容：

摘要：本文运用19802022年全国22个代表性省市工业经济的面板数据，测算了中国工业经济运行的全要素消费率程度，在此根底上着重研究了技术创新、开放化、市场化、民营化、信息化、企业规模和人力资本对中国工业经济运行效率的影响及其作用大小。结果说明，开放化、市场化、民营化、信息化、RD投入对中国工业经济效率具有积极的正面促进作用，而工业规模与人力资本那么表现出负面阻滞作用。进一步的分析说明，隐藏在规模背后的国有因素对效率造成了较大的负面影响，人力资本计量指标的局限性导致了模型估计的偏误，对工业人力资本与效率的影响关系有待进一步实证。相对而言，以“开放化、市场化、民营化〞为主轴的制度变革因素对中国工业经济效率的影响最为显著。

关键词：中国工业经济；全要素消费率；民营化；市场化；

作者简介：王劲屹，广东五邑大学经济管理学院讲师。研究方向：金融经济。；薛文博，广东五邑大学经济管理学院硕士研究生。研究方向：工业经济管理。

引言

效率分析是探求经济增长源泉的重要工具，同时也是评价经济运行质量的主要方法之一。无论是运用前沿消费函数还是采用总量消费函数，测算经济运行效率的过程本身并不能说明是什么因素决定了经济运行效率的变化。由于影响效率变化的未知因素及其互相作用过于复杂，所以早期的效率测算只能间接地采用“索洛余值〞的排除法去近似得到(Solow，1956)【1】，即使后来在增长核算中引入投入要素质量的分析仍不能完全解释效率的增长(Denison，1962；Jorgensen，1967)。大量研究说明，物质资本、人力资本、劳动力的跨部门流动、经济改革、社会开放、根底设施、金融体制、研究开发、跨国直接投资、公共安康、产业构造、产权构造、地理环境、知识信息、政府政策、行政效率、创新精神等等，都是影响效率上下的潜在因素。对中国工业经济的运行效率而言，国内外学者主要围绕产权制度(刘小玄，1995；陈宽、谢千里、罗斯基，1996)【2】、构造变动(Denison，1967；Madison，1987；郭克莎，1993；胡永泰，1998；王德文，1999；吕铁，2022)、资本深化(张军，2022)【3】，经济周期(郑玉歆，1999)、外商直接投资(王伟光，2022)、市场化进程(田晓文，1997)、金融体制(林毅夫，2000)、所有制变化(刘伟、李绍荣，2022)、以及政府效率(郑京海、胡鞍钢，2022)【4】等方面因素，从不同层面讨论了对工业经济运行效率变动的影响机制与程度，为深化认识中国工业经济运行效率的影响因素提供了很好的启发和借鉴。然而从整体综合的角度来看，现有文献仍然欠缺从技术、规模、信息化、制度变革(开放化、市场化、民营化)、人力资本等角度并采用改革开放至今的连续时间序列数据进展结合分析。为此，本文着重研究了这几方面的影响因素，重新计算了1980~2022年间中国工业经济的运行效率程度，然后运用计量手段定量讨论各因素对中国工业经济运行效率的影响及其作用大小，从而为我国制定科学的工业经济管理政策提供来自实证层面的经历证据。

1中国工业经济运行效率的主要影响因素分析

1.1技术创新因素

从世界工业经济开展的驱动形式看，第一次工业革命主要是资本驱动经济开展，而第二、第三次工业革命却是基于科学技术的创新驱动了工业经济增长，这种技术创新表现为效率的进步。工业经济开展到一定程度，科技创新就成为工业经济效率增长的核心环节。改革开放以来，随着消费力的开展，资本、技术、劳动、土地等消费要素在中国工业消费中的地位逐渐发生了变化，知识、创新才能、技术进步等已逐渐成为决定中国工业经济增长的关键性因素，成为影响中国工业经济效率上下的重要原因之一。

1.2制度变革因素

在技术不变的情况下通过制度创新或者变革也能进步消费率，一套有效的制度体系是促进经济增长的决定性因素(North，1970)。总结改革开放以来中国工业经济开展面临的制度环境，先后经历了以“开放化、市场化、民营化〞为核心内容的3次制度变迁，对中国工业经济运行效率产生了重大影响。

“开放化〞使得中国工业参与到世界经济的分工与合作中来，通过获取外来资本、技术和思想增大了中国工业经济的消费可能集，并带来新的分工与专业化，使中国工业经济增长成为一种长期趋势(杨小凯，1989)。“市场化〞本质上是资源配置权由按行政等级规那么分配转向按市场交易价格规那么进展分配的改革，从根本上解决了经济运行的动力问题，使经济增长建立在一个符合人类理性的根底之上，这就为效率增长提供了体制根底。“民营化〞本质上是一个让资本产权得到真正归属的制度变革，国有垄断的破除和产权的多元化促进了竞争效率的改善。改革开放以来在中国工业经济开展最快的沿海地区先后出现了工业化的3种不同形式：(1)“珠三角形式〞；(2)“苏南形式〞；(3)“温州形式〞。珠三角形式是以引进外资和开展外向经济为主的工业化开展形式，苏南形式是以开展乡镇企业和非农产业为主的工业化改革形式，温州形式是以开展个体私营经济、民营经济为主的工业化改革形式。这3种工业化形式正是中国施行“开放化、市场化、民营化〞制度变革提升工业经济效率的详细表现。

1.3信息因素

信息化是当今世界经济开展的大趋势，信息化的浸透力和影响力远远超越了任何其它技术，信息技术与传统产业的结合对进步经济效率有着深远的意义。可以说，改革开放以来中国信息化的开展是进步中国工业经济效率的“倍增器〞。

1.4规模因素

斯密阐述了大规模消费对进步劳动消费率具有重要作用，斯密理论是规模效率的一种古典解释。真正意义的规模效率理论起源于美国，典型代表人物有阿尔弗雷德·马歇尔、张伯伦、罗宾逊和贝恩等。马歇尔阐述了规模经济形成的两种途径，即依赖于个别企业对资源的充分有效利用、组织和经营效率的进步而形成的“内部规模经济〞和依赖于多个企业之间因合理的分工与结合、合理的地区布局等所形成的“外部规模经济〞。显而易见，改革开放以来中国工业规模的宏大变化对中国工业经济效率有着不可无视的影响。

1.5人力资本因素

人力资本表现为蕴含于人内部的各种消费知识、劳动与管理技能和安康素质等域素的总和。世界银行在?增长的质量?报告中指出，过分依赖物质资本而对人力资本投入缺乏会降低全要素消费率的增长。人力资本理论的代表性人物舒尔茨和贝克尔从微观与宏观两个层次分析了人力资本促进经济增长的内在机理。作为“活资本〞的人力资本，具有创新性、创造性，对GDP的增长具有更高的奉献率【5】。

2模型设定

传统研究中，经济产出和投入的关系往往可以表示成柯布-道格拉斯消费函数(简称C-D消费函数)。随着经济的开展，该函数逐渐表现出种种缺乏。(1)传统C-D函数把消费中的重要投入要素“技术〞抽象成一个既定不变的常数，这与当前知识经济、信息经济迅猛开展的事实不符，因此难以表达知识对产出应有的奉献；(2)传统C-D函数几乎没有考察制度因素对产出的积极作用，而制度的重要恰恰为现代经济学所证实；(3)政府政策、社会开放等诸多因素引起的效率变化同样不容无视。基于上述考虑，本文提出如下扩展型消费函数：

其中，Y代表工业产出，C代表剩余常量，K表示资本，L表示劳动，KF代表开放程度，SC代表市场化程度，MY代表民营化程度，GM代表规模化程度，RD表示RD投入占GDP的比重，XX代表信息化程度，RL代表工业人力资本，α、β分别表示资本、劳动的产出弹性，γ1……γ7分别表示各类非实体性要素的产出弹性，t是时间。

3变量指标及数据处理

3.1TFP的测算

对上述计量模型所涉及到的TFP的测算，本文选取工业总产值作为产出指标，选取固定资产净值年平均余额来代替资本存量指标，选取工业从业人员代替劳动力投入指标。并根据地理联络及经济联络，分别从东、中、西部地区选取北京、天津、河北、山西、辽宁、吉林、黑龙江、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、河南、湖北、湖南、江西、四川、贵州、云南、陕西、--等22个代表性省市，按照1980~2022年的时间顺序及投入产出指标，得到包含594组观测值共计1782个数据的时间面板。全部数据来自历年?中国统计年鉴?、?中国工业经济年鉴?、?新中国五十年统计资料汇编?以及各省市统计年鉴。在实际计算时，对工业总产值、固定资产净值年平均余额利用价格指数按照基年(1980)不变价统一折算处理。经价风格整与数据标准化处理后，由Malmquist效率指数模型分解得到中国工业经济运行效率的TFP变化指数。

3.2变量与数据说明

3.2.1开放化程度KF

开放化程度衡量一个国家或地区的对外开放程度，一般使用进出口、FDI等指标占消费总值(GDP)的综合比重来刻画，本文采用历年进出口总额除以当年GDP表示。计算公式为：KF=(进出口总额/GDP)×100%。

3.2.2市场化程度SC

市场化反映资源配置的广度和深度。一般来说，衡量市场化程度及其变化特征可以从消费要素(资金、劳动力、技术程度等)配置的市场化比例和经济参数(价格、汇率、利率等)决定的市场化程度反映出来[8]。考虑到在社会资源配置中，投资活动是最重要也是最主要的资源配置，因此市场化程度可以用投资的市场化指数表示。本文采用统计年鉴中全社会固定资产投资中外资、自筹资金和其他投资3项之和占总投资的比重来表示。计算公式：SC=(外资+自筹资金+其他投资)/全社会固定资产投资×100%。

3.2.3民营化程度MY

民营化程度也即非国有化率，反映经济成份多元化的指标。本文采用非国有工业总产值占工业总产值的比重表示。计算公式：MY=非国有工业总产值/工业总产值×100%。

3.2.4大中型工业企业研究与试验开展(RD)投入强度RD

根据丹尼森(Denison)和肯德里克(Kendrick)等人的研究，技术进步涉及消费要素质量变化、知识进展、资源配置的改善、规模节约、不规那么因素等诸多内容。为简化起见，这里采用大中型工业企业RD投入强度近似衡量工业经济运行中投入的科技数量。计算公式：RD=大中型工业企业RD投入/GDP×100%。

要注意的是，公式中的RD投入是一个存量概念，应在每年大中型工业企业新增的RD经费支出根底上，扣除上一年度的RD折旧，得到当年的RD净存量，根据永续盘存法从基年逐渐累加而成，即RDt=RDt-1(1-δt)+RD，其中δ为折旧率，一般取10%，RD表示存量。对于基年存量数据的选取，那么借鉴张军(2022)的处理方法，利用基年RD经费支出除以10%予以确定。

3.2.5规模化程度GM

一般来说，工业经济中大中型企业数量越多，工业经济总体规模越大，反之就越小，因此可以用大中型工业企业单位数占全部工业企业单位数的比例来代表工业经济的规模化程度。计算公式：GM=大中型工业企业单位数/全部工业企业单位数×100%。

3.2.6信息化程度XX

信息化程度的衡量比拟复杂，国家统计局也很少专门针对信息化公布统计数据。鉴于此，本文采用邮电业务总量占当年GDP的比重来代替。计算公式：XX=邮电业务总量/GDP×100%。

3.2.7工业人力资本存量RL

本文借鉴侯亚非[9]对劳动力受教育年限的分类方法，即小学按5年，初中按8年，高中按11年，大专及以上统一按15年计算，文盲半文盲那么为0，计算公式为：H=P1×15+P2×11+P3×8+P4×5+P5×0，AE=H/N。其中H为人力资本总存量，P1到P5依次为大专及以上、高中和中专、初中、小学、文盲半文盲的在业人口人数，AE为平均受教育年限，N为人口总数。在此根底上得到工业人力资本计算公式：RL=平均受教育年限×工业就业人数=(全国人力资本总存量/总人口)×工业就业人数。

根据以上数据处理方法，查找?新中国五十年统计资料汇编?、?中国工业交通能源50年统计资料汇编?(1949~1999年)及相应统计年鉴，并作价风格整后，依次计算整理得到全部7个指标的时间序列值，如表1。

4回归分析

4.1数据预处理

在数据回归前，先对表1中的原始数据作进一步处理，为与全要素消费率TFP保持可比性，令每一个原始数据分别以上一年为100转换成指数形式，然后再将得到的数据进展对数化处理，进一步消除异方差。

4.2单位根检验

为防止因序列不平稳而造成伪回归，首先进展各序列的平稳性检验。经ADF单位根检验可知lnTFP~I(1)、lnKF~I(1)、lnSC~I(1)、lnMY~I(1)、lnGM~I(1)、lnRD~I(2)、lnXX~I(1)、lnRL~I(1)，即8个时间序列都是1阶单整。

4.3协整检验

同阶单整序列之间的协整关系通常采用Johansen提出的关于系数矩阵的协整似然比(LR)检验方法进展。结果见表2所示，可知在99%的置信程度下回绝原假设，即模型中的8个变量存在协整关系，有且仅有1个协整关系。

4.4误差修正模型

根据格兰杰(Granger)表述定理，假设非平稳变量之间存在协整关系，那么必然可以建立误差修正模型。传统的经济模型通常表述的是变量之间的一种“长期平衡〞关系，误差修正模型通过建立短期的动态模型以弥补长期静态模型的缺乏，它既能反映不同时间序列间的长期平衡关系，又能反映短期偏离向长期平衡自动修正的机制。ECM估计及相关检验结果见表3。

除规模化指标外其余各变量均通过t检验，可决系数较高。误差修正项ECM(-1)通过检验，符合白噪声。可以看出，误差修正模型符合误差的反向修正机制，说明TFP增长率的变动受到协整方程的约束，对长期平衡关系的偏离会在下一期得到修正。从系数估计值-1.0935看，反向调整力度很大，说明对于工业经济TFP增长率的波动，通过开放化、市场化、民营化等影响TFP的诸因素之间的这种长期平衡机制进展自动调节是非常灵敏的。

5实证结果分析

5.1开放化积极影响中国工业经济效率

从ECM模型中的短期波动来看，开放化程度对工业经济效率具有正的显著影响。由于对数差分近似反映变量间的弹性关系，可知当开放化程度每提升1%时，相应的中国工业经济运行效率(TFP)就进步0.1648%。这一实测结果与中国的实际情况相符[10]。本质上，对外开放是国内经济改革的对外延伸，是利用两种资源(国内资源和国外资源)、两个市场(国内市场和国外市场)，在世界范围内合理配置资源的方式，因此成为促进改革后中国工业经济效率进步的重要因素。

5.2市场化显著影响中国工业经济效率

市场化指标的回归系数为0.5845，说明市场化进程对中国工业经济效率具有明显的促进作用，市场化程度每变化1%时，相应的中国工业经济运行效率就同方向变化0.5845%。市场化进程的影响之所以如此显著，是因为市场化改革把一切经济活动主体推向一个优胜劣汰的竞争平台，最大限度地激活了经济活动中的竞争性效率。在中国现阶段，不仅存在国有企业与私有企业之间的竞争，还存在处于城乡二元体制下企业之间的竞争，以及拥有众多优惠条件的外资企业与中资企业之间的竞争，特别是还存在拥有大量消费资源的地方政府之间的竞争，正是上述由市场化改革激发的剧烈竞争，使得现阶段工业经济效率得以提升[11]。

5.3民营化对中国工业经济效率具有弱的正面影响

民营化指标回归系数为0.0645，对中国工业经济效率虽然具有正面促进效应，但影响作用相对较小。相对于较早施行的开放化和市场化改革，国有经济的民营化进程起步较晚，其效率的释放需要一个过程才能显现出来。其次，民营经济的市场准入遇到了不小的阻碍，削弱了民营化带来的市场竞争效率。尽管“非公经济36条〞在2022年已经公布施行，由于地方保护主义挥之不去，市场阻隔在一些行政垄断部门和行业、公用事业、根底设施领域表现更为突出，随意抬高市场准入门槛、阻碍民营企业进入的事例屡见不鲜。

5.4RD投入对中国工业经济效率具有正向推动作用

回归结果显示，大中型工业企业RD投入每进步1%，中国工业经济运行效率就进步0.2159%。自1995年以来，中国对RD投入的力度不断加强，全社会RD投入总量和投入强度逐年上升。2022年RD经费总额排名世界第6位，2022年瑞士洛桑管理学院发布了?世界竞争力年鉴2022?，中国的国际竞争力在55个国家和地区中由上年的第17位升至第15位。科学技术尤其是RD投入逐年提升，对中国全要素消费率的进步明显起到了宏大的推动作用[12]。

5.5信息化带动中国工业经济效率同向增长

信息化程度每进步1%，中国工业经济运行效率就进步0.2163%。从回归系数上看，信息化与RD投入对工业经济效率变动的影响力度非常接近。中央把大力推进信息化作为我国在新世纪头20年经济建立和改革的一项主要任务，要求“坚持以信息化带开工业化，以工业化促进信息化〞。改革开放后，中国信息化建立获得了重要进展，信息技术不断得到应用，信息根底设施和效劳程度不断进步，信息产业持续快速增长，网络规模已跃居世界首位。这些信息化改造与投入，对中国工业效率的进步发挥了重要作用。

5.6规模对中国工业经济效率呈现负面阻滞作用

模型中，规模化指标回归系数为-0.4089，表现出对工业经济效率的负面阻滞作用。从代表规模的计量指标来看，以大中型工业企业单位数所占比重来衡量规模因素的变动，实际上代表的恰恰是很大一局部国企特别是垄断性国企的规模。莱宾斯坦指出，大企业特别是垄断性大企业，面临外部市场竞争压力小，内部组织层次多，机构庞大，关系复杂，企业制度安排往往出现内在的弊端，使企业费用最小化和利润最大化的经营目的难以实现，从而导致企业内部资源配置效率降低，这就是“X非效率〞。因此，规模系数出现负值不仅不与中国工业经济开展的实际情况相违犯，反而恰恰提醒了中国工业经济开展的真实场景———那就是隐藏在规模背后的国有因素对效率造成了较大的负面影响。

5.7人力资本对中国工业经济效率呈现负面影响

人力资本投入的回归系数为-0.2915，说明对中国工业经济效率具有反向制约作用，这与人力资本增进效率的理论判断刚好相反。究其原因，可能是人力资本计量指标的内在缺陷造成的。正如穆力干和萨拉伊马丁(1995)所言，平均学校教育年限不是对人力资本存量的好的计量方法，学校教育只是一方面，人的社会经历，尤其是干中学的经历也是人力资本的重要因素。所以，用此指标代表人力资本的真实情况值得商榷，在没有更好的计量人力资本的指标出现之前，对中国工业人力资本与效率关系的研究有待进一步实证。

比拟以上几方面的影响因素，可以发现，制度因素对中国工业经济效率的影响作用最显著，影响程度也最深化、最广泛。以“开放化、市场化、民营化〞为主轴的改革，实际上综合起来就是改革开放至今中国