经营性科普产业的发展问题分析及对策研究及经济发展战略与中国的工业化

PAGE经营性科普产业的发展问题分析及对策研究[摘要]由山东省科普教育基地的现状和问题，引发出对经营性科普产业的思考，分析我国经营性科普产业的现状、问题以及经营性科普产业和公益性科普事业的关系，并对科协系统推进经营性科普产业的发展提出对策。[关键词]科普产业经营性公益性

1引子：由山东省科普教育基地的现状所引发的科普教育基地是由科协系统命名的各种利用自身资源有组织、有目的、有计划地承担科普工作的各类场所的总称，是科协开展科普工作的主要阵地之一，也是科协系统发掘社会资源兴办科普事业、推动科普社会化的有效途径。自2001年起，山东省共命名省级科普教育基地86个，其中被中国科协命名的全国科普教育基地9个。2008年山东省科协对全省现有科普教育基地进行了问卷调查和实地抽查发现，像山东省科技馆、青岛海洋科技馆、济南红叶谷风景区、泰山抽水蓄能电站科普水城等基地，充分发挥了科普教育的功能和作用，成为当地科普工作的重要阵地。但同时，一部分科普教育基地“徒有其名”，基本没有发挥出其应有的科普教育功能，甚至有部分科普教育基地完全不存在了。通过调查可以发现：发挥作用比较好的科普教育基地集中在政府公益性投资的单位、以旅游和科普相结合的单位以及一些实力雄厚的大企业中，强有力的资金支持成为其开展科普工作的后盾，而90%以上运转不良的科普教育基地将主要原因归结于挂靠单位不够重视、投入不足、缺少开展科普活动资金来源。究其原因，一方面政府财政没有足够的经费扶持科普教育基地的发展，同时又要求科普教育基地开展全部免费的公益性科普活动，使得很多企业和科研机构因无法承担开展科普工作带来的成本，不得不放弃开展公益性质的科普工作，也严重挫伤了这些单位和社会力量的积极性。多年来，由政府组织实施的各类公益性科普事业，由于是政府买单，所以是不计成本的。随着科普工作越来越受到社会各方面的重视，特别是近年来中国科协提出以“大联合、大协作”的工作方式构建“大科普”的工作格局，科协作为社会化科普的倡导者和组织者，就要考虑如何鼓励和引导社会力量参与科普工作，也不得不考虑社会力量做科普所必须承担的成本问题，而随着“大科普”格局的建立，完全依靠政府财政投入式的科普很难满足公众需要。在调查中，我们发现多数科普教育基地及其依靠单位，特别是一些高科技企业，最大的愿望并不是希望政府对于单位给予科普工作财政支持，而是希望政府或者相关部门出台相关政策使得基地在围绕科普工作的前提下，形成单位的科普工作产业化，一方面有利于收回基地的科普工作成本，另一方面扩大基地的社会影响力。由此，笔者自然而然地想到了一个经营性科普产业的问题。2关于发展经营性科普产业的探索性思考经营性科普产业是相对于公益性科普事业而言的一个概念，是随着我国科普事业的发展和市场经济不断完善而产生的。2005年，中国科协科普部和中国科普研究所在安徽合肥召开中国科普产业论坛，提出了科普产业化的问题，也由此引发了社会的广泛争论。有的观点认为科普产业化必将导致科普事业的市场化、企业化和商业化，而丧失其原本应该具有的公平普惠的性质；也有的观点认为科普产业化是推动科普事业发展的必然选择和唯一出路。笔者的观点是：科普事业既不能“完全产业化”也不可能“完全公益化”。一方面，科普事业毫无疑问是一项以政府为主导、向全体社会成员提供公共科普服务的公益性事业，其公益性质是国家以法律形式，即《中华人民共和国科学技术普及法》明确规定的，是不容置疑和动摇的；另一方面随着知识经济和信息时代的到来，人民群众对科学技术普及的需求更加多样化、复杂化、个性化，以普惠为主要目标的公益性科普在某些程度上已经不能满足人民群众的需要，人民群众急迫地需要一种更具针对性、灵活性、选择性的科普形式，很显然经营性科普产业在这方面较公益性科普事业有更大的优势。因此，笔者认为从科普事业科学发展的角度出发，应坚持一手抓公益性科普事业、一手抓经营性科普产业，双轮驱动，两翼齐飞。2.1发展经营性科普产业是科普事业科学发展的大势所趋（1）经营性科普产业逐步成为制约科普事业发展的一个因素长期以来，制约科普事业发展的一个重要因素，就是把公益性科普事业和经营性科普产业相混淆、政府统包统揽，应该由政府主导的公益性科普事业长期投入不足，应该由市场主导的经营性科普产业长期依赖政府，因而束缚了科普事业的发展。事实上，这也是我国很多事业在一段时期内的发展瓶颈。随着改革开放的不断深入、社会主义市场经济体制的不断完善，特别是党的十六大以来，在科学发展观指导下，我国的教育、文化、卫生、体育等事业都探索出适合社会主义市场经济的公益与经营相结合的发展道路，为科普事业的发展提供了宝贵经验，也从侧面证明发展经营性产业是科普事业科学发展的必然趋势。（2）发展经营性科普产业是科普事业发展的必然要求从当今世界科技发展趋势看，多学科、跨学科和新兴学科不断涌现，科技创新、转化和产业化的速度不断加快，高新科技、尖端技术越来越多地应用于日常生活中，科技发展对人民群众的生活带来更多的影响。现在一些经济社会发展中的重大科技问题，已不单纯是自然科学与技术问题。科普工作也由原来单一的科学技术宣传转变为一项系统的、复杂的、涉及方方面面的社会工程，仅依靠有限的政府投入已经不能完成向全社会普及所有科学技术的任务了，这就迫切需要科普事业有新的工作方式、投入方式和资金流动方式。从我国科普需求现状看，我国是一个发展中国家，各地的经济、社会发展水平存在很大的差异与不平衡，使得我国的科普工作形成了不同地区和人群需求上的显著差异。这种需求的差异就要求科普工作不仅要完成对社会全体成员的普惠，更要有对不同类型、不同知识层次、处在不同社会环境中的各种群体开展的更具针对性的科普工作。同时要对社会发展过程中出现的各种突发状况（例如非典等重大疫情、地震等重大灾害），进行快速反应和广泛宣传。这样繁杂的科普工作显然需要大量科普资源的支持，仅仅依靠政府的调配是远远不够的。从科普工作方式转变来看，随着人民群众物质生活水平不断提高和各种信息、媒体技术不断丰富，科普工作方式已经由传统的“灌输式、讲座式”单一模式向“选择式、体验式”的互动模式转变。一成不变的科普工作方式已经不能满足人们的需求，人民群众需要选择他所需要的科普内容和喜欢的科普形式。这就要求科普工作必须告别传统的、带有盲目性的科普推广套路，转变到以人们需求和喜好为导向上来，这实质上也说明了科普产品日趋明显地具有了市场的特征。从我国科普事业发展看，提高全民科学素质、提高民族自主创新能力已经成为我国国家发展的核心战略。国家对公益性科普事业的投入历年增加，这实质上也为经营性科普产业的发展奠定了良好的基础。例如，我国提出到2020年将兴建各级科技馆150座，这些科技馆里面对科普产品的需求就价值数亿元。再如，我国目前有2.8亿14岁以下儿童和青少年，国家明确指出科技教育是中小学生素质教育核心环节之一，这就构成了对科普器材、科普图书的巨大需求，给科普产业发展营造了巨大的市场空间。2.2影响经营性科普产业发展的因素分析近年来，公益性科普事业和经营性科普产业相得益彰、共谋发展的理念得到了越来越多科普工作者的认同。《中华人民共和国科学技术普及法》第六条规定：“国家支持社会力量兴办科普事业。社会力量兴办科普事业可以按照市场机制运行”。但是，目前我们的经营性科普产业还远远滞后于市场需求。我国现在人均年科普图书发行量仅0.02册，科普图书平均发行量约相当于全国图书平均发行量的1/8。全国科普期刊有400余种，但其中每期发行量能超过20万册的不到5%，超过40万册的只有3种，年盈利能达到50万元以上的不足10%，许多科普期刊处在亏损状态。目前全国科普旅游馆园约有80家，但大多数都强调娱乐、猎奇和刺激性，有的还有伪科学、庸俗的内容存在，而科学内涵和教育功能不足。究其原因，大概包含以下几个方面。（1）对于经营性科普产业的观念认识不够我们的经营者没有形成经营科普产业的理念，消费者也没有形成消费科普产品的理念。在经营科普产业的问题上存在思想障碍，即认为科普本质上是一种公益性的事业，不应走市场化运作的路子。甚至很多人将科普工作与收费经营完全对立起来，认为“科普就是应该政府买单”、“收费的就不是公益，不是科普”等等。在这里，我们若将改革开放总设计师邓小平同志论证“社会主义与市场经济”的经典理论引用延伸过来，即可认识到公益性科普事业和经营性科普产业之间不存在根本矛盾，公益性和经营性都是科普事业发展的手段，无论何种手段目标都是一致的——提高全民族科学素质。再一个思想障碍是对于科普“营利”的偏见和误解，似乎营利必定要玷污科普的纯洁性。但“营利”和“以营利为目的”是两个不同的概念。经营性科普产业需要营利，但是不以营利为目的，可以在政府投入和接收社会捐助的同时，进行某种适当的营利性经营，把经营所得用于填补政府投入不足而造成的科普成本空缺、提升服务质量，维持和发展科普事业。（2）支持科普产业发展的政策协调相对滞后随着科普社会化程度的不断提高，承担科普责任和参与科普工作的部门越来越多，虽然科普法对政府和社会各方面的职能已作了界定，但由于缺乏具体的操作细则和相关的职能划分，以及有些部门长期沿袭的工作传统，在实际工作中仍然存在着责任分散、职责不清、相互扯皮的现象，有些部门工作重复、职能交叉。而目前的协调制度只局限于有限的部门之间，只是一种形式上的临时性工作机制，没有决策、实施社会动员、有效配置社会资源、监督评价等职能和作用；同时缺乏长效性的工作机制和运作能力，在解决科普产业发展的一些关键问题方面发挥作用并不明显，甚至还起到一定制约作用。（3）支持科普产业发展的财政金融税收政策亟待完善经营性科普产业的发展离不开资金投入，而投入不足一直困扰着我国科普事业的发展。长期以来，我国科普事业的发展基本上完全依靠国家各级政府的财政拨款。虽然有个别企业和个人投资科技场馆建设、运营和捐赠科普事业，但是在整个科普投入中的比例仍然很低，科普产业融资渠道不畅，多渠道、社会化的科普投入体系还没有建立起来。其原因一方面是企业缺乏捐赠意识、对相关的税收优惠政策不了解，另一方面是政府对社会力量投入科普等公益性事业缺乏具体配套的法律法规和政策，如企业捐赠科普产业的减免税收优惠政策等支持科普产业发展的相关财政金融政策就亟待出台。（4）支持科普产业发展的人才激励机制尚未形成目前，我国科普工作尚未完全纳入科技人员业绩考评中，不能作为职称评定和晋升的绩效，加上缺乏对科普工作的奖励制度，科技人员从事科普的积极性不高；由于在职称、待遇等方面的不确定性，不仅挫伤了一些专门从事科普研究、创作、宣传人员的积极性，导致许多专职科普工作者纷纷改行、人员流失严重，而且也使一些年轻的科普后继者望而却步。这种现象导致科普产业发展出现人才匮乏的瓶颈，科普产业职业化机制没有形成。我国科普专门人员的预期职业化教育和继续职业化教育机制没有建立起来，大专院校没有开设有关科普的专业和专门课程，致使科普的职业化队伍发育滞后、专职科普工作者队伍职业化素质亟待提高、科普专业人员后继无人。例如，作为科普产业之一的科普创作领域就存在着创作队伍后继乏人、年龄结构偏高、知识老化十分严重、年轻的科普作家非常缺乏的窘境。此外，作为重要社会力量的科普志愿者目前在我国才刚刚起步，由于缺乏有效的组织和活动的推动，规模还比较小，水平尚需提高。2.3发展经营性科普产业的对策研究经营性科普产业的发展问题，是科普事业实现科学发展的一个难题，也是一个机遇。科协作为科普工作的主力军、科普事业的主要推动力量，在推动经营性科普产业大发展中大有作为。（1）实现公益性科普事业与经营性科普产业的有机结合发展经营性科普产业首先要认清性质、明确任务，实现公益性科普事业与经营性科普产业的有机结合，坚定推动经营性科普产业发展的发展思路。经营性科普产业的根本性质是在社会主义市场经济下，科普公共服务市场化的一种体现，其根本任务是繁荣科普文化市场，满足人民群众多层次、多方面、多样化的精神文化需求。其根本特点是市场在科普资源配置中发挥基础性作用，其最终目的是丰富科普资源、实现社会科普资源的最大化利用，最终实现能够满足全社会需求的科普资源公共化。依照此性质、任务和特点，笔者认为发展经营性科普产业的思路核心应该是：在政府的主导下，在政府公益性投入不能达到或不能满足公众需求的领域，利用市场的资源配置作用和企业管理运作方式，大力发展经营性科普产业。要建立公益性科普事业和经营性科普产业相互促进发展的机制。公益性科普事业和经营性科普产业虽然在投入产出方式上存在着不同，但是两者是有密切联系的，甚至可以说是共生共存的。一方面，公益性事业并不排斥市场机制，也不是不可以赢利，其发展壮大同样需要引入市场的激励机制和手段；另一方面，经营性科普产业也并非完全唯利是图，在市场经济下，企业往往只有在取得社会效益最大化的同时才能实现经济效益最大化。特别要注意的是，经营性科普产业的收入分配应该和一般的企业有明显的区别，要始终把社会效益放在首位，做到经济效益与社会效益相统一，其经营收入除了用于支出成本外，还应用于对科普资源的再生、创造和更新。例如前面所提到的公益性科技场馆建设的不断投入，势必促使科技馆展品制作产业的大发展；而科技展品制作企业，一方面是在市场的调配作用下完成企业行为，更重要的是，通过企业的发展源源不断提供新的产品和资源，使公益性质的科技场馆充分发挥其作用，显现出生机和活力。（2）经营性科普产业要融入社会文化中去要将经营性科普产业融入文化产业的发展浪潮中。党的十七大报告明确指出要“推动社会主义文化大发展大繁荣”，提到了要在公益性为主的基础上，大力发展文化产业。国家大力发展文化事业和文化产业的战略指向，给经营性科普产业的发展也带来新的机遇。在当代社会，科学是社会中的科学，同时科学作为一种文化，也是社会文化的一部分。因此，科学普及是与社会和社会文化的发展紧紧地联系在一起，只有将科普产业融入到社会文化产业发展的大环境中才能得到更好的发展。随着人们生活水平和精神需求的提高，不仅需要说教型、严肃性的科普活动，更需要娱乐型、休闲性的科普活动。也就是说，我们不仅需要传统的正规化的科普活动，更需要如同科幻、动漫、旅游等这样寓教于乐的科普形式。例如，“神七”与太空行走圆了中华民族千年的飞天梦想，也激发了全中国航天科普的热潮，但是传统的科普活动在航天科普中却显得捉襟见肘，山东省科技馆开展了为期一周的航天科普展览吸引了2万观众，山东数字科技馆上关于“神舟”的专题每天有数千点击量。从传统的科普活动来看，这些数字已经是很好的成绩了，但是从科普的“普及面”和“普及度”来看，这些活动的普及作用的确很有限。相比之下，1977年一部《星球大战》不仅豪取4亿美元的票房收入，更点燃了几代美国人的航天梦想，一部具有典型好莱坞商业性质的影片，引领了美国航天科普事业的发展。同样还有一个非常成功的案例就是诞生于20世纪50年代的日本动漫明星“阿童木”，其不仅仅成为日本动漫产业界的元老，更成为日本机器人科普的一个“精神领袖”。科普与文化产业的结合是科协组织大有作为的天地，也是经营性科普产业发展的突破口。由四川省科协创办的《科幻世界》和重庆市科协创办的《电脑报》就是科普与出版文化产业相结合的典范，现如今《电脑报》成为全国发行量最大的IT报刊之一，而《科幻世界》也被称为第一中文科幻杂志，这确实是科协发展经营性科普产业的骄傲。（3）科协组织推动经营性科普产业的发展建议经营性科普产业是一个新兴的产业，也是科协科普工作中一个崭新的方向。科协系统在经营性科普产业大发展的过程中，要起到引导、鼓励、支持、管理等作用，建议从以下几个层面予以考虑。要通过深化改革，建立与市场经济相适应的科普管理体制和运行机制，形成政府积极引导、全社会广泛参与、市场有效推动的科普工作新格局。要扶持与规范并重，通过公共财政资金的引导、制定减免税费等政策的支持，鼓励企事业单位、社会团体和个人兴办科普期刊、网站、科普展览开发机构和具有科普教育内容的旅游文化馆园等科普文化产业。另外，在制定优惠和扶持政策的同时，要制定相关的规范科普文化产业健康发展的政策、措施和行业、产品标准，防止其违法经营和假借科普名义推销伪科学、迷信和不健康内容的产品及服务。加强针对不同性质的科普行业的分类指导。以科普教育基地为例，科技馆、博物馆等公益性活动场所，按照国家相关文件规定，坚持其公益性质并指导其开展面向公众的科普活动；高校实验室、科研机构、高新技术研发中心等事业单位，虽然既没有市场收入也没有专项科普经费，但是作为科学技术和高新技术的汇聚地，其科普的作用不容忽视，应加强对这些单位开展科普工作的资金支持，制定政策允许其开展回收成本的收费科普项目；与高新技术企业、旅游产业、文化产业相结合的基地，科协应为其开展科普工作争取积极政策，为其在企业的基础上开展科普工作注入动力，使其实现企业行为与科普工作相结合的自我良性发展。参考文献[1]探索科普产业与科普事业发展有机结合的新路打造科普资源的集散中心——首届中国（芜湖）科普产品博览交易会的启示与思考，/n435777/n435786/28270.html，2009-10[2]2008年中国科协调查宣传部“科普产业发展研究”课题组课题报告第三章“科普产业政策研究产业政策分析”，/download/四个子课题最新成果/第三章20%产业政策.doc，2009-10[3]中国科协要给科普产业搭平台.科技日报，2006-04-28[4]金彦龙.我国科普产业运作机制研究.商业时代，2006(3)经济发展战略与中国的工业化DevelopmentStrategyandIndustrializationofChinaAbstract:Inthispaper,wearguethatthesuccessfulexperienceofindustrializationinChinainlasttwodecadescanbelargelyexplainedbytheadoptionofthecomparativeadvantagedevelopmentstrategy.Tosupportthishypothesis,weconstructaneconometricmodelandtheimpactsofdevelopmentstrategyaretestedwithprovince-leveldataontheTVEandSOEfortheperiodof1978-97.Theresultsareconsistentwiththehypotheses:thedevelopmentstrategyisdetrimentaltolong-termindustrializationandeconomicgrowth.Keywords:Industrialization,ComparativeAdvantage,andDevelopmentStrategy摘要:企业技术结构的选择取决于相应的要素投入结构，而企业的要素投入结构只有与本地的禀赋结构相吻合，才能在技术结构选择上达到成本极小化的目的，进而实现持续的增长和发展。因此，一国工业的发展战略能否充分利用本地的比较优势将决定其长期绩效。发展中国家欲实现从农业国向工业国转化的目标，就应当采取遵循本国比较优势的发展战略。本文的实证分析表明，中国政府在发展战略上的转变是近二十多年来工业化成功的关键。无论是国有工业，还是非国有工业，无论是农村工业，还是城市工业，其发展均要遵循比较优势的原则。关键词：工业化比较优势发展战略JEL文献分类号：F1,R12,P2一、关于中国农村工业化的理论争论与实证证据在关于中国工业化过程的讨论中，一个公认的事实是自改革开发以来国有企业地位的相对萎缩，而乡镇企业的发展却取得了巨大的成功，即中国的工业化过程在很大程度上表现为农村的工业化。中国农村工业化的成功所引起的广泛学术关注中，一个争论核心就是乡镇企业的发展中公有产权或地方政府所起到的作用。许多学者认为，中国的改革由于采取了渐进主义的策略，所以模糊产权在乡镇企业发展中起到了积极作用，即将乡村政府对企业的扶持和保护作为乡镇企业高速成长的源泉，特别是在发展的早期。这主要是由于在不完全竞争和政策扭曲的情况下，公有产权是一个次优的选择其它的看法也是存在的。Oi(1992)提出了地方政府与地方企业联合的“地方政府公司主义”，她认为这是由始于八十年代中期的财政分权改革所引起的，其刺激了地方政府参与本地经济的热情。Chang和其它的看法也是存在的。Oi(1992)提出了地方政府与地方企业联合的“地方政府公司主义”，她认为这是由始于八十年代中期的财政分权改革所引起的，其刺激了地方政府参与本地经济的热情。Chang和Wang(1994)将地方政府所有权视为一种机制设计。Weitzman和Xu(1994)强调乡镇企业是一种产权模糊的劳动合作企业，其是建立在经由多阶段博弈所形成的合作文化的基础之上。在实证研究方面，赵耀辉(1997)总结了在中国的政策环境下地方政府潜在的积极作用：(i)税收优惠；(ii)低利息的优惠贷款；(iii)获取土地使用的许可权；(iv)获取原材料；(v)赢得消费者的信任。这些潜在的收益在很大程度上为乡镇企业采取公有产权提供了理性基础。但这种事后的推理往往会使人忽略了历史的本来面目。正如Putterman(1997)所指出的，在改革之初，有能力发展乡镇企业的地区，往往是那些在过去社队企业已较为成功，且地方政府也较有影响力的地区。Jin和Qian(1998)的实证分析证实了此点他们也为他们也为Che和Qian(1998)的理论提供了某些证据,即中央政府干预越严重的省份，就越有可能采取公有产权的形式。不过，他们使用国家信贷供给这一指标来表示中央政府干预程度是值得置疑的。正如Che和Qian所提及的那样，该变量是内生的。另外一个表示中央政府干预程度的指标是人均实际国有工业产出，不过在我们看来该变量并不能反应国家对于农村地区的干预。因为如果一省内部国有工业的发展较为符合本地区比较优势的话，那么国有工业就对乡镇企业的发展，在信息、技术、人力资本等方面具有促进作用。我们后文的实证分析支持上述看法。就公有产权是否比私有产权更有效，文献中有两类实证结果。一类认为在生产效率方面二者没有太大区别。Svejnar(1990)利用1975年到1986年122个厂商的纵列数据，表明产权对产出并没有显著的影响。Pitt和Putterman(即将出版)则利用1984年到1989年200个厂商的纵列数据，比较了在工资和就业决定方面集体和私营企业的效率，结果得出了同样的结论。Dong和Putterman(1997)对上述数据集中的部分数据进行了随机前沿生产函数分析，也证实在两类企业的技术效率缺口方面没有明显区别。村属企业的平均技术效率要高于私营企业，但同时所有制类型与地区虚变量相关，即在沿海发达地区村属企业的比例较其它地区为高。因此，在引入地区虚变量之后，所有制的影响就消失了。Jin和Qian(1998)研究了公有乡镇企业对政府收入、农村非农就业和农村收入的贡献。他们发现贡献是显著的，但当保持非农就业和地方公共品供给不变时，公有乡镇企业并不能提高农村收入。他们的结论是，公有乡镇企业的作用是创造就业和地方公共品供给，尽管一定形式的低效率是存在。第二类实证分析则提供了与前者截然相反的结论。Zhang(1997)基于对四川和浙江两省630个乡镇企业普查的结果发现，在预算约束方面集体和非集体企业存在很大差别。集体企业在银行贷款、企业间信用往来、交纳税收等方面均存在预算软约束，特别是随着银行贷款的增加，亏损企业相对于盈利企业的比重也在提高。约有三分之一的盈利企业和亏损企业对其它企业存在净的商业信用拖欠，40%的盈利企业和75%亏损企业拖欠政府的税收。因此，集体企业的行为与国有企业十分近似，尽管地方政府掩盖了这些问题。Yao(2001)研究了浙江省宁县农村工业化和劳动力市场整合之间的关系。Yao在就业选择是内部解而不是角点解的情况下，发展了一个计量模型来检验市场分割问题。检验表明，对于集体经济占主导的宁县，工业就业中存在着配给，配给的程度随着地方政府干预的程度提高而提高。Pitt和Putterman(即将出版)及Xu(1991)发现乡镇企业的实际工资高于劳动的边际生产率，他们同时也发现了工作配给的存在。不过，他们未能发现集体和私营企业之间存在系统性的差异。姚洋(1998)利用1995年第三次工业普查对14670个企业进行的随机抽样数据，比较了不同所有制类型、不同规模、不同行业及地理位置的企业在技术效率上的差异。他估计了12个行业的随机前沿生产函数，并得到了相应的企业技术效率。将企业的技术效率和包含所有制在内的一系列解释变量进行回归，回归的结果表明私有厂商的效率比国有和集体企业分别高57%和35%。总之，模糊产权理论不能解释中国农村工业化的成功，微观和宏观的实证分析也均未能提供有力的证据。实际上，从产权角度出发来解释中国工业的发展绩效，将会存在种种矛盾之处。比如，存在相当多的论文试图证明，国有企业的效率低下是源于企业自身的治理结构或产权结构，即公有制是关键症结所在。但是改革开放以来，许多地区的国有部门仍然在较长时期内保持了快速增长的势头，而八十年代的乡镇企业中私营企业并不占据主导地位。在讨论乡镇企业的成功经验时，许多学者却又强调模糊产权在农村工业化中的重要作用。可是虽然国有企业在多个方面仍然享有乡镇企业所无法比拟的优惠政策，其在市场竞争中却节节败北。同时，延续集体所有制的乡镇企业在九十年代的发展中落伍于私营企业，各种政策性负担严重影响了企业的运行，乡镇政府也被迫放弃了对集体企业的各种政策干预，并开始了大规模的产权改革。二、经济发展战略与工业化中国农村工业化成功的关键究竟何在呢？回答这个问题，需要我们从经济增长、技术进步和产业结构变迁的基本逻辑关系入手展开分析。从新古典增长理论的角度看，无论是发达国家为了达到持续增长的目标，还是发展中国家要摆脱二元经济的格局，均要依赖快速的技术进步。因为在没有技术进步的情况下，资本的边际报酬会趋于递减，所以如何引致技术进步是经济增长和工业化的关键。那么怎样才能实现这一目的呢？林毅夫及其合作者（1996，1998，1999c）从比较优势理论的角度对此问题进行了详细的论述。他认为，在一国的经济发展过程中存在两个重要的外生变量，发展战略和禀赋结构当然,就政治领导人来说,发展战略也是内生变量,但就我们所要分析的经济政策和制度来说,发展战略可以视为外生变量,要素禀赋则就任意时点的决策来说是外生给定的。更进一步的讨论参见章奇和刘明兴（2004）。，其他变量，如技术水平、积累率、增长速度、产业结构、金融结构、收入分配等均内生于这两个变量。当然,就政治领导人来说,发展战略也是内生变量,但就我们所要分析的经济政策和制度来说,发展战略可以视为外生变量,要素禀赋则就任意时点的决策来说是外生给定的。更进一步的讨论参见章奇和刘明兴（2004）。第一，一国最具竞争能力的技术结构（或者说产业区段注意，同一个产业中，不同的厂商在技术结构和资金密度上可能会存在较大差异。注意，同一个产业中，不同的厂商在技术结构和资金密度上可能会存在较大差异。第二，发展战略这个概念是对政府的经济政策行为进行的高度抽象，从技术结构和禀赋结构的吻合程度上，我们可将之区分为遵循比较优势的战略和违背比较优势的战略，后者主要是指赶超战略。发展中国家的政府往往只看到了先进技术的重要性，而忽视了技术进步的禀赋约束，进而在工业部门中实施技术赶超。改革开放以前，中国政府一直均在推行赶超战略，将资源高度集中在一些资本密集的重工业部门，这些部门由于背离了本地的比较优势，结果发展速度缓慢。而具有比较优势的部门却又因为得不到必要的资金投入，其发展受到了抑制。第三，一个企业的自生能力(即不需要政府保护和补贴而能赚取市场可接受的利润水平的能力)决定于其选择的产品和技术所在的产业区段是否符合于其要素禀赋所决定的比较优势。为了建立不具自生能力的企业以推行赶超战略政府必须进行一系列扭曲的干预，最终也带来相应的弊病：增长速度放慢，工业化进程被抑制（资金集中在少数几个行业，且效率低下），企业生产效率低下（无论是国有企业还是私营企业），收入分配不均（尤其是城乡差距加大），金融压制及结构扭曲，经济的开放度低下，以及外部账户失衡等等。第四，在赶超战略的左右下，企业往往承担了沉重的政策性负担，从而造成了企业治理中信息传递的扭曲。与此同时，企业经理人与政府谈判的能力却增强了。这就产生了预算软约束，其存在与否不一定与企业的所有制类型有必然联系。早期的乡镇企业受到较多的地方政府干预或者保护，这在特殊的历史背景下可能促进了农村工业的发展，但却不能构成农村工业超过国有工业的基本原因。实际上，随着时间的推移，政府干预对乡镇企业发展的不利之处暴露无遗。与此同时，倘若政府不放弃干预，企业的政策性负担不能得以消除，则即使企业进行了私有化改制，也达不到预期的效果。总之，中国之所以在工业化方面取得了举世瞩目的成绩，并实现了持续的经济增长，其根本原因在于政府逐步放弃了传统的赶超战略，而按照自身的比较优势来选择技术结构和产业区段。中国农村工业化的成功是源于，在70年代末期以来以市场为导向的乡镇企业在发展的过程中充分遵循了中国农村劳动力丰富的比较优势。而城市（国有）工业由于承担了政府赶超战略的政策性目标，其生产成本过高而产品又不符合市场的需求，这就从根本上抑制了其发展的空间。换言之，使乡镇企业在市场竞争中获取胜利，并超过国有企业的关键是因为其更遵循比较优势的发展规律，而不是因为乡村政府给了它足够的支持和保护。另外，赶超战略在轻工业领域所造成的市场空白也使得乡镇企业在发展伊始能够轻而易举地打开市场销路，实现迅速的增长。我们在下文的实证分析中林毅夫和姚洋（1999a，1999b）对中国的农村工业化过程进行了多方面的探讨，本文在他们研究的基础上进行了必要的拓展。，利用中国1978-1997年28个省的纵列数据（PanelData）和几种不同的计量方法检验了这一假说林毅夫和姚洋（1999a，1999b）对中国的农村工业化过程进行了多方面的探讨，本文在他们研究的基础上进行了必要的拓展。更准确的讲，本文的实证分析涵盖了所有的农村非农产业，工业企业仅仅是乡镇企业的一部分。四、计量模型计量模型的核心问题是研讨发展战略（工业部门对本省比较优势的吻合程度）与工业发展绩效之间的关系。为了简化分析，我们假定只有两种投入劳动和资本，人均资本即为要素密集度或禀赋结构。设kitR和Iit*分别是人均资本存量和最优的工业资本密集度，下标i和t代表省份和时间。设Iit*是kitR的函数（1）这里，I(.)是一个增函数。简单起见，假定函数关系是线性的，系数c*对于所有省份均相等，（2）工业部门对本地区比较优势的吻合程度可以被表示为实际资本劳动比kitE,和Iit*之间的比值（3）其中，cit是kitE和kitR间的比值。我们称Cit为比较优势指数显然，Cit是不可观测的。因此，我们在下文的计量中将k显然，Cit是不可观测的。因此，我们在下文的计量中将kitE和kitR间的比值称为技术选择指数。（4）我们认为Dit越大，工业的发展就受到更多的阻碍。不过，当年的工业产出和Dit具有一定的内生性，且资本配置不当的影响也不能马上得到体现。因此，我们的回归中将使用滞后的kitE和kitR的比值，以构造cit。我们利用人均工业总产出Yit来测量一省农村工业部门的规模，Yit和Cit应有如下函数关系，（5）式中，A是常数，eit是随机变量。用来测量一省对比较优势的偏离程度，我们预期是个负数。由于所估计的参数0=+A,1=/c*2,2=-2/c*,则c*和就满足如下关系，（6）所以，与1同号，我们的一个重要工作就是检验1是否为负数。 上式的表达中，我们没有考虑厂商在一省内部的分布状况，特别是当一省内部存在许多大型的资本密集型企业的时候。上式中，没有考虑到厂商在省内的分布问题，特别是当一省拥有许多资本密集的大型厂商时。例如，有两个省的人口和资本存量大致相同，即比较优势大致相同。但其中之一将资本均集中到少数大型企业中，而另外一省则较均匀地分配给所有的企业。显然，前者的做法违背了比较优势原则，而对该省的长期增长有害。为了包含这种可能性，我们需要测度厂商的分布。在下文对农村工业的计量分析中，我们使用了按农村人口平均的厂商数。这个数值越大，就表明资本在厂商间分布得越平均，政府人为地赶超干预就越少。当然，如果大企业的生产具有很强的上下游关联性，那么建立一些大企业未见得就会减少小企业的数目，这里我们排除了这种可能性。因为，乡镇企业大多生产中等消费水平的消费品，产业关联性并不强。我们将厂商数量Nit和cit2、cit相乘以反应其影响，（7）为了进一步明确3和4的涵义，整理上式得，（8）其中，（9）这里，cN*等同于c*。在理论上讲,随着厂商数量大变化，cN*应当保持不变，因为它代表了工业资本密集度与当地人均资本存量的理想比重，从而独立于厂商大数量。这里一个暗含的假定是，理想的技术选择指数是唯一的，其并不随省份的不同而变化。即，cN*/Nit=0,这就产生了一个对参数的约束式，这里一个暗含的假定是，理想的技术选择指数是唯一的，其并不随省份的不同而变化。（10）我们将检验该参数约束式。此外，3可以被解释为包含了厂商分布的修正参数，按照以往的分析，它应当是正的。设Xit是其它解释变量的向量，5是待估计的参数向量。最终的计量方程式为，（11）五、对于中国农村工业化的实证分析因篇幅所限，本部分的讨论省略了对于乡镇企业发展特征的详尽数据分析，以及这些特征和东亚其它国家的比较研究。更为全面的研讨可参见林毅夫和姚洋（1999a）。我们收集了1978年到1997年28个省的数据，但在回归中没有使用1996年的数据，因为在该年只有增加值的统计，没有总产值的数据。由于缺乏几个关键变量的滞后值，回归中所使用的实际数据是从1981年开始的。我们使用双向固定效应方法（即固定省级效应和固定时间效应）来估计（11）式，同时我们也用其它的纵列数据估计方法来进行参数敏感性分析。（一）变量的选择与测量被解释变量是按各省1978年不变价计算的按农业人口平均的乡镇企业总产出(1000元/人)回归中所使用的价值变量，均按照其相应的分省的价格平减指数折算为1978年不变价。数据的详细说明可参见林毅夫和姚洋（1999a）一文的附录。。解释变量主要包括乡镇企业的技术选择指数和乡镇企业的数量密度。当然，如何选择其它解释变量回归中所使用的价值变量，均按照其相应的分省的价格平减指数折算为1978年不变价。数据的详细说明可参见林毅夫和姚洋（1999a）一文的附录。技术选择指数：乡镇企业的技术选择指数是将乡镇企业的资本密度比上各省农村人均资本存量。农村资本存量是乡镇企业净固定资本、农村集体净生产性固定资本与农民的储蓄存款之和，所有的数值均按年末值计算。由于农民的储蓄作为一个存量有相当一部分已经贷给了乡镇企业，并形成了资本存量，因此上述资本存量的估计显然偏高。实际上，如果假定乡镇企业难以通过银行从城市储蓄中获得资金，那么该估计值就应当是农村生产性资本存量的上限（或者说是乡镇企业可获得的生产资本总额）我们关于乡镇企业可得资金的测量存在一些误差，例如，乡镇企业的利润（作为个人手持现金或者银行存款）或者农民手持现金等就没有计算在内。。相反，我们也可以把乡镇企业的可得资本定义为从银行中获取的贷款，并将之看作可得资本的下限。我们在计量中同时考虑了这两种测度方式，但在估计结果方面上并没有太大区别，上限估计和下限估计是正相关的。因此，我们仅报告利用上限估计值的计量结果我们关于乡镇企业可得资金的测量存在一些误差，例如，乡镇企业的利润（作为个人手持现金或者银行存款）或者农民手持现金等就没有计算在内。严格地讲，我们难以准确测量一个经济系统中生产性资本存量的大小（实际上本文在讨论城市工业和乡村工业时，对生产性资本存量的测量方法采取了不同的方式），也无法准确估算劳动力流动的规模（例如沿海省份吸纳了大量的外来劳动力，这在很大程度上影响了沿海地区的禀赋结构）。这些均会对估计结果产生较大影响，所以技术选择指数仅仅具有理论上的意义，并不存在实际的指导作用。企业数量密度：用乡镇企业数目除以农村人口来表示乡镇企业的相对规模(个/10000人)。市场条件：我们用城市化比率（城市人口在总人口中所占的比重）、人口密度（人/平方公里）代表一个省对乡镇企业产品的需求规模，由于乡镇企业的产品主要在同一省内销售，因此该省的需求规模可能是决定乡镇企业发展的主要变量。基础设施：我们使用公路网密度、有路面里程的公路网密度、铁路网密度（公里/平方公里）三个变量表示交通便利程度。开放度：我们使用人均出口（元/人）和人均FDI（元/人）来表示各省的开放程度。出口和FDI均使用过去三年的平均值，因为乡镇企业的出口在总出口中占到了相当的份额，而FDI则容易受到当年总产出波动的影响。FDI不仅是一省开放度的衡量，而且也是资本可得性的衡量。由于没有FDI在城市和乡村之间分布的数据，否则就应将其加入到农村地区的可得资本之中。人力资本：我们用技术工人占总雇员人数的比率作为乡镇企业人力资本存量。国有企业的影响：关于乡镇企业与国有企业的相互影响，我们使用了分省的人均国有工业企业产出(1000元/人)和国有工业企业的资本劳动比（1000元/人）。农业体制改革：1978年至1983年进行的家庭联产承包责任制改革，是采取了渐进和不平衡的策略，因此我们在回归中引入了采取家庭联产承包责任制村庄所占比重这一变量。产权结构：为了表示乡镇企业的产权结构，我们使用了乡村所有的企业在乡镇企业总产出中所占份额这一指标。土地禀赋：由人均耕地（亩/人）代表。耕地越丰富，就会对农村工业产生两种相反的效应。一方面，其意味着该省有更多的比较优势来发展农业；另一方面，农产品供给的上升也促进了食品加工业的发展。为了比较这两种不同的效应，我们加入了土地面积作为一个辅助变量。Leamer(1987)认为，当土地禀赋相对较小时，第二种效应占主导，从而乡镇企业的规模与土地面积成正比；但如果土地面积相对较大，则比较优势的效应就会占主导，即土地面积与乡镇企业的规模成反比。（二）计量结果按照表1中所给出的估计结果，发展战略对农村工业的影响与前文的理论判断相一致。1的估计值，即cit2的系数，在5%的水平上负向显著，从而为比较优势理论提供了实证支持。3的估计值显著为正，这也和我们的预期相一致。由于该估计值和Nit的平均值都很小，偏离比较优势的影响就近似等于1的估计值。根据点估计的结果，cN*、技术选择指数的样本均值、及人均乡镇企业产值，偏离理想技术选择指数的负效应的弹性是1.78，即cit–cN*的绝对值上升一个百分点，人均乡镇企业产出将下降1.78个百分点。我们检验了(9)式中的约束，发现其在1%的显著水平上接受，因此厂商的数量实际上并不影响理想的资本密集度。在表示市场规模的两个变量中，人口密度对乡镇企业存在正的显著作用，而城市化比率则不显著。这表明，农村市场的大小是影响乡镇企业发展的主要因素，而乡镇企业的产品也主要是供应其所在地区。关于基础设施的三个变量都不显著，这意味着乡镇企业可能主要是围绕着城市分布，道路的密度，特别是通向边远地区的道路没有太大的影响。另外一种解释是，道路密度与某些不可观测的省级特征（反应在省级虚拟变量中）相关。模型III和IV中的结论支持了这一猜测。对于代表经济开放度的变量，出口不显著，而FDI则有正的显著作用。前者可能是由于其在乡镇企业产值中所占比例过小的缘故（大约在8%的水平上）。FDI的作用可能来源于几个方面。第一，FDI代表着资本的可得性；第二，外商投资企业是本地企业与国际接轨的重要桥梁；第三，FDI为乡镇企业带来了新的技术和管理经验(Yao,1998)；最后，通过创造向上和向下的产业关联，FDI促进了乡镇企业的发展。在关于乡镇企业自身的两个解释变量中，厂商相对于农村人口的数量是十分显著的，而具认证资格的技术工人所占比重则不显著。后者的原因大致上是由于所选指标不能够很好代表乡镇企业的人力资本存量。在发展的初期，大量的乡镇企业由于所使用的技术较为简单，因而也不太需要技术工人。何况，政府政策也阻碍了乡镇企业的技术工人获取正式的认证资格。国有工业企业的规模对乡镇企业的发展具有显著的正向影响，而其资本密集度的影响则不明显。国有工业企业规模的影响可能来源于两方面另外的一个原因是国有工业和农村工业的规模在更遵循比较优势的省份中都会超过那些进行赶超的省份，此点在对国有工业的计量分析中得到了证实。，一是国有工业技术和人力资本的外溢，二是国有工业企业可以与乡镇企业签订分包合同，从而直接刺激乡镇企业的增长(Wang和Yao,1998)。而这两种效应中，至少有一个独立于国有工业的资本密集度当我们去掉技术选择指数项后，计量的结果发生了较大的变化，这为我们提供了另外一种解释。国有工业企业资本密集度的系数显著为负，这就是说国有工业的结构越偏向轻工业，就越对乡镇企业有利。但控制住发展战略的影响以后，该效应消失了。即该变量所包含的信息量，在一定程度上被技术选择指数体现出来。另外的一个原因是国有工业和农村工业的规模在更遵循比较优势的省份中都会超过那些进行赶超的省份，此点在对国有工业的计量分析中得到了证实。当我们去掉技术选择指数项后，计量的结果发生了较大的变化，这为我们提供了另外一种解释。国有工业企业资本密集度的系数显著为负，这就是说国有工业的结构越偏向轻工业，就越对乡镇企业有利。但控制住发展战略的影响以后，该效应消失了。即该变量所包含的信息量，在一定程度上被技术选择指数体现出来。家庭联产承包责任制的实行对乡镇企业没有显著影响。在家庭联产承包责任制推行期间，农业生产迅速上升，而非农部门则相对下滑。公有企业的产出比重对乡镇企业规模的负面影响在10%的水平上显著。我们的结论要强于Jin和Qian(1998)的发现，因为即使不控制住非农就业和公共品供给，公有制厂商仍然呈现出负面的影响Jin和Qian(1998Jin和Qian(1998)研究的一个缺陷是数据样本（1987-1992）太短，从而不能刻划产权结构的演变，而我们的结论则要强健（robust）得多。为了检验系数的敏感性，我们对上述计量模型的设定做了一些修正。模型II中，我们去掉了cit和Nit的交叉项，结果技术选择指数的影响依旧显著。其它的参数估计值也没有发生太大的变化，不过土地的曲线效应减弱，而公有产权的负面影响增强，看来这两项对交叉项较为敏感。模型III是对(10)式的OLS估计，其目的在于检验我们的结论是否受到时间和省级特定效应的影响。其中，技术选择指数的影响变化不大，仅仅是cN*的估计值略有下降（与模型I相比）。不过，模型III的许多参数估计结果均与模型I存在较大的差异。公路网密度、滞后的出口、技术工人比重、国有企业的资本密度和公有企业的产出份额均显著为正，城市化比率则显著为负。这说明这些变量与时间和地区特定效应高度相关。模型IV是在模型III的基础上引入了三个反应一省初始条件（1978年）的变量。这三个变量是人均乡镇企业产出、人均国有工业企业产出和国有工业企业的资本密集度。人均乡镇企业产出的系数是正的，而国有工业企业的规模则没有显著影响，国有工业的资本密度对于乡镇企业的发展起到了显著的负作用当我们去掉技术选择指数项时，初始条件的影响没有发生太大变化。再在模型IV中加入六个地区虚拟变量时，乡镇企业的初始产出就变得不显著了，即乡镇企业的初始产出呈现出较强的地域特征。。之所以出现这样的情况，一种可能是由于国有工业和乡镇企业之间的关系一直在发生着系统性的变化。在发展的初期乡镇企业更依赖于国有工业的技术外溢，国有部门的结构偏向轻工业对乡镇企业的发展有利。但当乡镇企业进入高速增长期以后，产品和市场的相互关联则成为了国有工业对乡镇企业的最主要的影响渠道，直接的技术和人力资本外溢则变得较为次要了。此外，乡镇企业的技术进步也主要是通过市场和产品交易的方式来获取。另外一种解释是，改革之初国有工业越发达，工业结构越偏向重工业的地区，就越受到政府赶超战略的左右，乡镇企业的发展障碍就越高。当然，究竟哪种可能性占据主导，尚需要进一步的研究。当我们去掉技术选择指数项时，初始条件的影响没有发生太大变化。再在模型IV中加入六个地区虚拟变量时，乡镇企业的初始产出就变得不显著了，即乡镇企业的初始产出呈现出较强的地域特征。与模型I相比，模型IV的结论说明cit的曲率是很弱的，即我们的结论对一些特定的初始条件很敏感。但其对省级的虚拟变量并不敏感，就是说，初始条件与更为持久的省级特定效应相关，而这些不能被观测到的省级特征抵消掉了初始条件对我们结论的影响。实际上，当我们重新在模型IV中加入五个区域虚拟变量时即将中国的28个省分为六个区域。其中包括：大城市（北京、天津、上海）、北方（河北、山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、河南）、沿海（辽宁、江苏、浙江、福建、山东、广东）、南方（即将中国的28个省分为六个区域。其中包括：大城市（北京、天津、上海）、北方（河北、山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、河南）、沿海（辽宁、江苏、浙江、福建、山东、广东）、南方（湖北、湖南、江西、广西）、西南（四川、贵州、云南）、西北（陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆）。模型III与模型I在变量估计值上的差异大多在模型IV中又重新取得一致。这些变量包括城市化比率、滞后的出口、具有认证资格的技术工人所占比重、国有企业的资本密度、公有企业的产出份额。唯一的例外是公路网密度，它仍旧显著为正，尽管显著性下降了。也就是说，所有这些变量均与省级特定效应存在较强的相关关系，而与时间特定效应弱相关。另外，有路面里程公路网密度的影响第一次显著为正，即它也与特定的初始条件高度相关。表1：农村工业的回归结果(448个观察值)变量名模型I模型II模型III模型IV常数项-11.035**(2.978)-11.695**(2.988)-1.865**(0.495)-0.493(0.664)城市化比率(%)-3.393(2.860)-2.356(2.895)-3.025**(0.696)0.404(0.916)人口密度(人/km2)0.010**(0.002)9.922E-03**(1.966E-03)5.330E-04*(2.850E-04)4.020E-04(4.000E-04)公路网密度(km/km2)1.073(2.718)0.867(2.776)0.143(0.734)-1.267(0.898)有路面里程的公路网密度(km/km2)-0.173(0.948)0.310(0.963)0.710(0.563)1.853**(0.791)铁路网密度(km/km2)-3.815(2.593)-4.109(2.652)4.369**(0.741)1.797*(0.974)滞后（人均）出口(元/人)-5.400E-05(3.110E-04)-8.000E-05(3.180E-04)5.770E-04**(2.430E-04)2.100E-05(2.320E-04)滞后（人均）FI(元/人)7.469E-03**(1.234E-03)7.446E-03**(1.262E-03)9.327E-03**(1.151E-03)9.876E-03**(1.093E-03)人力资本（％）3.626(4.221)1.743(4.296)5.367*(2.816)0.218(3.634)人均厂商数量(Nit)0.010**(0.002)2.577E-03**(8.220E-04)0.011**(0.002)8.538E-03**(1.966E-03)人均国有工业产出(1,000元/人)0.623**(0.141)0.655**(0.144)0.455**(0.108)0.842**(0.133)国有工业资本密集度(1,000元/职工)0.010(0.008)1.270E-02(8.260E-03)0.029**(0.007)9.860E-03(7.687E-03)家庭联产承包责任制的推广幅度（％）-0.494(0.351)-0.237(0.351)-0.031(0.218)-0.358(0.363)公有厂商的产出比重（％）-0.717*(0.432)-0.575(0.441)0.717**(0.301)-0.042(0.396)人均耕地(亩/人)3.496**(1.091)3.793**(1.098)-0.090(0.128)-0.027(0.131)人均耕地平方值-0.300**(0.117)-0.307**(0.119)0.024(0.017)5.166E-03(1.691E-02)技术选择指数平方值(cit2)-1.466E-02**(3.710E-03)-5.659E-03*(3.195E-03)-8.685E-03**(3.513E-03)-5.430E-03(3.680E-03)技术选择指数(cit)4.003E-01**(9.188E-02)1.694E-01**(7.731E-02)2.112E-01**(7.979E-02)1.562E-01*(9.079E-02)Nit技术选择指数平方值8.500E-05**(4.300E-05)9.700E-05**(4.500E-05)9.800E-05**(4.400E-05)Nit技术选择指数-2.138E-03**(6.240E-04)-2.136E-03**(6.050E-04)-2.106E-03**(6.170E-04)1978年人均乡镇企业产出(1000元/人)10.331**(2.386)1978年人均国有工业企业产出(1000元/人)-0.380(0.647)1978年国有工业企业资本密集度(1000元/职工)-2.729**(1.180)R20.900.890.840.871．括号内的数字是参数估计值的标准差。2．*表示在10%的水平上显著;**表示在5%的水平上显著。六、对于中国国有工业发展的实证分析本节中，我们同样使用1978年到1997年28个省的纵列数据，并采取与上文基本类似的计量方法对国有工业的发展进行简要的分析。通过与农村工业的对比，我们试图证明比较优势理论对国有工业部门具有同样的解释力。回归中，被解释变量是按各省1978年不变价计算的按总人口平均的国有工业企业总产出(1000元/人)。当然，解释变量的选取与前文有一定区别。为了得到国有工业企业的技术选择指数，我们首先计算了各省的实际资本存量(使用了资本形成总额中的固定资本形成总额这一指标)，具体方法是：先按照分省的固定资产投资平减指数将固定资产投资统一折算到1978年不变价的数据。然后，按照折旧率10％累计计算资本存量，所以资本存量均按照1978年不变价计算。将资本存量除以相应省份的劳动力总数，该比值即代表一省的禀赋结构。国有工业企业的资本密集度主要是用其固定资产原值（按固定资产投资平减指数折算到1978年不变价）除以职工人数得来的。我们把国有工业资本密集度比上滞后一期的禀赋结构值，然后再将该比值滞后一期就得到了国有工业的技术选择指数。至于其它的解释变量，如表示市场规模、交通条件和开放度的变量选取和测算与前文相同。所不同的是，我们引入人均乡镇企业产出和滞后一期的（全省）轻重工业产值比，来反应国有工业受到整体工业结构和非国有工业部门的影响。同理，在反应初始条件的变量中，我们也相应地采用了1978年轻重工业产值比这一指标。表2中给出了具体的计量结果注意，具体回归中为了扩大样本数量，我们只将人均出口和人均FDI滞后了一期。不过这里，滞后一期和滞后三期在计量结果上并没有显著差别。注意，具体回归中为了扩大样本数量，我们只将人均出口和人均FDI滞后了一期。不过这里，滞后一期和滞后三期在计量结果上并没有显著差别。国有工业的技术选择指数、厂商密度及其交叉项的作用与我们的理论预期相一致，但是技术选择指数在模型VI中不显著。看来，政府对国有工业的整体资金密度和资金在不同企业间的分布同时施加了的干预。因此，技术选择指数对交叉项比较敏感。与农村工业一样，市场规模对国有工业同样存在显著正向影响，且城市化比重对国有工业的作用要明显强于农村工业。公路网密度的影响在模型V、VI和VII、VIII中发生了相反的变化。在四组模型中，铁路网密度的影响始终为负（无论考虑了时间和区域特定效应与否），有路面里程的公路网密度的影响始终为正，但在模型V、VI中显著性均消失了，这说明交通条件对时间和地区效应较为敏感。测量开放度的变量对国有工业企业的影响与乡镇企业存在较大区别，国际贸易对国有工业企业有明显的正向促进作用，而FDI则对之有显著的负面影响。即外资更多的是作为乡镇企业而不是国有工业的资金来源，这与前面的结论相一致。乡镇企业对国有工业的影响始终显著为正，这说明乡镇企业在产业结构上与国有工业存在正向关联作用。更重要的是，对于那些更遵循比较优势的省份，农村工业和国有工业的发展均会超过其它省份。我们没有考虑乡镇企业的结构外溢效应，而使用了滞后一期的轻重工业产值比重这一指标。模型VII、VIII中，滞后的轻工业产值比对国有工业规模存在负面影响，这意味着国有工业在产业结构上更偏向于重工业（相对非国有工业而言）。不过控制住时间和地区效应后，这种影响的显著性消失了。模型VIII中，国有工业对其自身规模的初始条件十分敏感，而初始的工业结构则存在显著的正向影响。这说明初始年份中，国有工业越偏向轻工业，整体发展规模越大，以后的发展绩效也就越好。增加五个区域虚拟变量后，上述两个变量的影响没有明显变化。在两种情况下，乡镇企业的初始规模对国有工业的发展均影响不大。表2：国有工业的回归结果(532个观察值)变量名模型V模型VI模型VII模型VIII常数项-1.4795**（0.28504）-1.1480**（0.31021）-1.4170**(0.12705)-1.0183**（0.12289）城市化比率(%)1.4219*（0.78135）0.20722（0.85015）2.0352**(0.19631)0.65843**（0.21028）人口密度(人/km2)0.12601E-02**（0.56006E-03）0.26915E-02**0.57890E-030.14321E-02**(0.66475E-04)0.28367E-03**（0.13435E-03）公路网密度(km/km2)2.2884**（0.73548）2.3005**（0.81672）-0.44999**(0.19681)-0.61723**（0.18802）有路面里程的公路网密度(km/km2)0.12209（0.25885）0.42392E-01（0.28558）0.34760**(0.15908)0.93792**（0.15286）铁路网密度(km/km2)-0.57653E-01（0.70393）-0.35376（0.78082）-0.93749**(0.26078)-0.98802**（0.25453）滞后（人均）出口(元/人)0.14401E-03**（0.72450E-04）0.26961E-03**（0.79141E-04）0.56568E-03**(0.54651E-04)0.46947E-03**（0.48656E-04）滞后（人均）FDI(元/人)-0.15169E-02**（0.20507E-03）-0.16899E-02**（0.22705E-03）-0.22754E-02**(0.20897E-03)-0.20609E-02**（0.18265E-03）人均乡镇企业产出(1000元/人)0.11987**（0.14810E-01）0.10901**（0.16175E-01）0.12219**(0.14853E-01)0.14321**（0.13529E-01）滞后的轻重工业产值比（％）-0.17459（0.10653）-0.77195E-01（0.11788）-0.26077**(0.38989E-01)-0.26978**（0.71596E-01）人均国有工业厂商数量(Nit)1.1491**（0.87304E-01）0.57566**（0.60890E-01）1.5152**(0.95507E-01)1.2118**（0.87953E-01）国有工业技术选择指数(cit)0.25607**（0.31929E-01）0.10829E-01（0.76372E-02）0.27338**(0.31126E-01)0.23554**（0.28287E-01）国有工业技术选择指数平方值(cit2)-0.90625E-02**（0.17212E-02）-0.15654E-03（0.11957E-03）-0.11266E-01**（0.17991E-02）-0.94225E-02**（0.15856E-02）Nit国有工业技术选择指数(cit)-0.25277**（0.28516E-01）-0.27939**（0.27405E-01）-0.24713**（0.24942E-01）Nit国有工业技术选择指数平方值(cit2)0.84485E-02**（0.15337E-02）0.10580E-01**（0.15948E-02）0.89639E-02**（0.14058E-02）1978年人均国有工业企业产出(1000元/人)0.83100**（0.68244E-01）1978年的轻重工业产值比（％）0.27232**（0.93363E-01）1978年人均乡镇企业产出(1000元/人)-0.84079E-01（0.65293）R20.981750.977390.965370.973971．括号内的数字是参数估计值的标准差。2．*表示在10%的水平上显著;**表示在5%的水平上显著。七、结语通过前文的分析，我们有如下几个结论：（1）中国的市场化改革，特别是放弃了重工业优先发展战略，对农村工业和国有工业的发展均起到了至关重要的作用；（2）偏离理想的资本密集度将损害工业的发展，无论是对于农村工业还是国有工业；（3）公有产权对乡镇企业的发展起到了负面的作用，因此乡镇企业目前正在逐步改革自身的产权结构，以硬化预算约束；（4）虽然公有制比重的提高可能意味着政府干预的增强，但国有企业与技术选择指数的实证关系说明，发展战略的选择在更基本的层面上决定着经济绩效的高低，而产权并非是最关键的因素。即如果不放弃赶超战略，私有化未见得一定会带来工业增长；（5）农村工业和国有工业的发展均受制于市场规模的大小；（6）在同一个省的范围内，国有工业部门的规模越大，结构越偏向轻工业，农村工业的发展就越快。同样，农村工业对国有工业的也存在正的外溢效应，尽管乡镇企业的竞争使国有企业的地位相对下降。另外，一省工业结构越偏向轻工业，国有工业的发展速度也就越快；（7）在对外开放度方面，FDI在农村工业的发展中是一个强有力的解释因