中国工业制度体系变迁、市场结构与工业经济增长
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DanielKaufmann、AartKraay和PabloZoiodo-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.RSquare=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。