中國工業經濟發展
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在關于中國工業化過程的討論中,一個公認的事實是自改革開放以來國有企業地位相對萎縮,而鄉鎮企業的發展卻取得了巨大的成功,即中國的工業化過程在很大程度上表現為農村的工業化。許多學者認為,中國的改革由于采取了漸進主義的策略,所以模糊產權在鄉鎮企業發展中起到了積極作用,即鄉村政府對企業的扶持和保護成為鄉鎮企業高速成長的源泉,特別是在發展的早期。這主要是由于在不完全競爭和政策扭曲的情況下,公有產權是一個次優的選擇。①D.Li(1994)通過理論模型來表明在灰色市場的環境中,模糊產權是一個最優的制度安排。Che和Qian(1998)從另外的角度上說明,地方政府有效地防止了中央政府對鄉鎮企業的不利影響。此外,S.Li(1997)的模型認為,公有產權通過質押關系和競爭為不完備的合約提供了自我實施的機制。在實證研究方面,趙耀輝(1997)總結了在中國的政策環境下地方政府潛在的積極作用:(1)稅收優惠;(2)低利息的優惠貸款;(3)獲取土地使用的許可權;(4)獲取原材料;(5)贏得消費者的信任。這些潛在收益在很大程度上為鄉鎮企業采取公有產權提供了理性基礎。但這種事后的推理往往會使人們忽略歷史的本來面目。正如Putterman(1997)所指出的,在改革之初,有能力發展鄉鎮企業的地區,往往是那些在過去社隊企業已較為成功且地方政府也較有影響力的地區。Jin和Qian(1998)的實證分析證實了此點。給定公有產權在發展初期的存在性,許多理論模型成功地解釋了為什么其在后期依然得以維持。但它們未能證明公有產權就是鄉鎮企業良好績效的原因。
就公有產權是否比私有產權更有效,文獻中有兩類實證結果。一類認為在生產效率方面二者沒有太大區別。Svejnar(1990)利用1975—1986年122個廠商的面板數據,表明產權對產出并沒有顯著的影響。Pitt和Putterman(即將出版)則利用1984—1989年200個廠商的面板數據,比較了在工資和就業決定方面集體和私營企業的效率,得出了同樣的結論。Dong和Putterman(1997)對上述數據集中的部分數據進行了隨機前沿生產函數分析,也證實在兩類企業的技術效率缺口方面沒有明顯區別。村屬企業的平均技術效率要高于私營企業,但同時所有制類型與地區虛變量相關,即在沿海發達地區村屬企業的比例較其他地區高。因此,在引入地區虛變量之后,所有制的影響就消失了。Jin和Qian(1998)研究了公有鄉鎮企業對政府收入、農村非農就業和農村收入的貢獻。他們發現貢獻是顯著的,但當保持非農就業和地方公共品供給不變時,公有鄉鎮企業并不能提高農村收入。
他們的結論是,公有鄉鎮企業的作用是創造就業和供給地方公共品,盡管存在一定形式的低效率。第二類實證分析則提供了與前者截然相反的結論。Zhang(1997)基于對四川和浙江兩省630個鄉鎮企業普查的結果發現,在預算約束方面集體和非集體企業存在很大差別。集體企業的行為與國有企業十分近似,盡管地方政府掩蓋了這些問題。Yao(2001)研究了浙江省寧縣農村工業化和勞動力市場整合之間的關系。Yao在就業選擇是內部解而不是角點解的情況下,發展了一個計量模型來檢驗市場分割問題。檢驗表明,對于集體經濟占主導的寧縣,工業就業中存在著配給,配給的程度隨著地方政府干預的程度提高而提高。Pitt和Putterman(即將出版)及Xu(1991)發現鄉鎮企業的實際工資高于勞動的邊際生產率,他們同時也發現了工作配給的存在。不過,他們未能發現集體和私營企業之間存在系統性的差異。姚洋(1998)利用1995年第三次工業普查對14670個企業進行的隨機抽樣數據,比較了不同所有制類型、不同規模、不同行業及地理位置的企業在技術效率上的差異。他估計了12個行業的隨機前沿生產函數,并得到了相應的企業技術效率。將企業的技術效率和包含所有制在內的一系列解釋變量進行回歸,回歸的結果表明私有廠商的效率比國有和集體企業分別高57%和35%。總之,模糊產權理論不能解釋中國農村工業化的成功,微觀和宏觀的實證分析也均未能提供有力的證據。
二、經濟發展戰略與工業化
中國農村工業化成功的關鍵究竟何在呢?回答這個問題,需要我們從經濟增長、技術進步和產業結構變遷的基本邏輯關系入手展開分析。從新古典增長理論的角度看,無論是發達國家為了實現持續增長的目標,還是發展中國家要擺脫二元經濟的格局,均要依賴快速的技術進步。因為在沒有技術進步的情況下,資本的邊際報酬會趨于遞減,所以如何引致技術進步是經濟增長和工業化的關鍵。那么怎樣才能實現這一目的呢?林毅夫及其合作者(1996,1998,1999)從比較優勢理論的角度對此問題進行了詳細的論述。他們認為,在一國的經濟發展過程中存在兩個重要的外生變量:發展戰略和稟賦結構,①其他變量如技術水平、積累率、增長速度、產業結構等均內生于這兩個變量。
第一,一國最具競爭能力的技術結構(或者說產業區段②)是由其稟賦結構所決定的(對于一個成本極小化的廠商),因為不同的技術結構必然與相應的投入結構相一致,而投入要素的相對價格則主要受制于本國的稟賦結構。遵循比較優勢,特別是按照本國的稟賦結構來選擇相應的技術結構,會使該國的產業最具市場競爭力,經濟剩余最大,資本積累最多,要素稟賦提升最快,技術水平也就相應得以迅速提升。因此,如何更好地利用本國的比較優勢是經濟持續增長和工業化的關鍵,任何人為的扭曲性干預均會造成效率和福利的損失。
第二,發展戰略這個概念是對政府的經濟政策行為進行的高度抽象,從技術結構和稟賦結構的吻合程度上,我們可將之區分為遵循比較優勢的戰略和違背比較優勢的戰略,后者主要是指趕超戰略。發展中國家的政府往往只看到了先進技術的重要性,而忽視了技術進步的稟賦約束,進而在工業部門中實施技術趕超。
第三,一個企業的自生能力(即不需要政府保護和補貼而能賺取市場可接受的利潤水平的能力)決定于其選擇的產品和技術所在的產業區段是否符合其要素稟賦所決定的比較優勢。為了建立不具自生能力的企業以推行趕超戰略政府必須進行一系列扭曲的干預,最終也帶來相應的弊病:增長速度放慢,工業化進程被抑制(資金集中在少數幾個行業,且效率低下),企業生產效率低下(無論是國有企業還是私營企業),收入分配不均(尤其是城鄉差距加大),金融壓制及結構扭曲,經濟的開放度低下,以及外部賬戶失衡等等。
第四,在趕超戰略的左右下,企業往往承擔了沉重的政策性負擔,從而造成了企業治理中信息傳遞的扭曲。與此同時,企業經理人與政府談判的能力卻增強了。這就產生了預算軟約束,其存在與否不一定與企業的所有制類型有必然聯系。
總之,中國之所以在工業化方面取得了舉世矚目的成績,并實現了持續的經濟增長,其根本原因在于政府逐步放棄了傳統的趕超戰略,而按照自身的比較優勢來選擇技術結構和產業區段。中國農村工業化的成功是源于,自20世紀70年代末期以來以市場為導向的鄉鎮企業在發展的過程中充分遵循了中國農村勞動力豐富的比較優勢。而城市(國有)工業由于承擔了政府趕超戰略的政策性目標,其生產成本過高而產品又不符合市場的需求,從根本上被抑制了發展的空間。我們在下文的實證分析中,①利用中國1978—1997年28個省的面板數據和幾種不同的計量方法檢驗了這一假說。②
三、計量模型
本文模型的核心問題是發展戰略(工業部門對本省比較優勢的吻合程度)與工業發展績效之間的關系。為了簡化分析,我們假定投入只有勞動和資本,人均資本即要素密集度或稟賦結構。設kRit和I*it分別是人均資本存量和最優的工業資本密集度,下標i和t分別代表省份和時間。設I*it=I(kRit)(1)這里,I(•)是一個增函數。為簡單起見,假定函數關系是線性的且系數c*對于所有省份均相等,I*it=c*kRit(2)工業部門對本地區比較優勢的吻合程度可以表示為實際資本勞動比kEit和I*it之間的比值Cit=kEitp/I*it=cit/c*(3)其中,cit是kEit和kRit間的比值。我們稱Cit為比較優勢指數,③在最理想的情況下,該指數應等于1。因此,Dit就可以表示工業部門對本地比較優勢的偏離程度,Dit=(Cit-1)2=(cit-c*)2/c*2(4)我們認為Dit越大,工業的發展就受到更多的阻礙。不過,當年的工業產出和Dit具有一定的內生性,且資本配置不當的影響也不能馬上得到體現。因此,我們的回歸中將使用滯后的kEit和kRit的比值以構造cit。我們利用人均工業總產出Yit來測量一省農村工業部門的規模,設Yit=A+α(Cit-1)2+eit=α0+α1c2it+α2cit+eit(5)式中,A是常數,eit是隨機變量,α用來測量一省對比較優勢的偏離程度,我們預期是個負數。可知α0=α+A,α1=α/c*2,α2=-2α/c*,于是有c*=-0•5α2/α1,α=α1c*2(6)顯然α與α1同號,我們的一個重要工作就是檢驗α1是否為負數。上式中,我們沒有考慮廠商在一省內部的分布狀況,特別是當一省內部存在許多大型的資本密集型企業時。例如,兩個省的人口和資本存量大致相同,即比較優勢大致相同,但其中之一將資本均集中到少數大型企業中,而另外一省則較均勻地分配給所有的企業。顯然,前者的做法違背了比較優勢原則,而對該省的長期增長有害。為了包含這種可能性,我們需要測度廠商的分布。
在下文對農村工業的計量分析中,我們使用了按農村人口平均的廠商數。這個數值越大,表明資本在廠商間分布得越平均,政府人為地趕超干預就越少。當然,如果大企業的生產具有很強的上下游關聯性,那么建立一些大企業未見得就會減少小企業的數目,這里我們排除了這種可能性,因為鄉鎮企業大多生產中等消費水平的消費品,產業關聯性并不強。我們將廠商數量Nit和c2it、cit相乘以反映其影響,Yit=α0+α1c2it+α2cit+α3Nitc2it+α4Nitcit+eit(7)為了進一步明確α3和α4的涵義,整理上式得,Yit=(α1+α3Nit)(cit-c*N)2+θit+eit(8)c*N=-12α2+α4Nit2α1+α3Nit,θit=-14(α2+α4Nit)2α1+α3Nit(9)這里,c*N等同于c*。在理論上講,隨著廠商數量的變化,c*N應當保持不變,因為它代表了工業資本密集度與當地人均資本存量的理想比重,從而獨立于廠商的數量,①即c*N/Nit=0。于是有α2α3-α1α4=0(10)我們將檢驗該參數約束式。此外,α3可以解釋為包含了廠商分布的修正參數,按照以往的分析,它應當是正的。設Xit是其他解釋變量的向量,α5是待估計的參數向量,最終的計量方程式為Yit=α0+α1c2it+α2cit+α3Nitc2it+α4Nitcit+Xitα5+eit(11)
四、對于中國農村工業化的實證分析②
我們收集了1978—1997年28個省的數據,但在回歸中沒有使用1996年的數據,因為在該年只有增加值的統計,沒有總產值的數據。由于缺乏幾個關鍵變量的滯后值,回歸中所使用的實際數據是從1981年開始的。我們使用雙向固定效應方法(即固定省級效應和固定時間效應)來估計(11)式,同時我們也用其他面板數據估計方法來進行參數敏感性分析。
(一)變量的選擇與測量被解釋變量是按各省1978年不變價計算的按農業人口平均的鄉鎮企業總產出(1000元/人)。③解釋變量主要包括鄉鎮企業的技術選擇指數和鄉鎮企業的數量密度。當然,如何選擇其他解釋變量Xit也是個重要的問題,原則上宜選擇外生于企業產出且又對之存在較大影響的變量。這里,我們選擇了代表市場條件、基礎設施狀況、開放度、農村工業部門特征、與國有部門的相互影響、經濟體制改革、所有制類型、土地稟賦等因素的變量。以下是具體的變量選取。技術選擇指數:鄉鎮企業的技術選擇指數是鄉鎮企業的資本密度比各省農村人均資本存量。農村資本存量是鄉鎮企業凈固定資本、農村集體凈生產性固定資本與農民的儲蓄存款之和,所有的數值均按年末值計算。由于農民的儲蓄作為一個存量有相當一部分已經貸給了鄉鎮企業,并形成了資本存量,因此上述資本存量的估計顯然偏高。實際上,如果假定鄉鎮企業難以通過銀行從城市儲蓄中獲得資金,那么該估計值就應當是農村生產性資本存量的上限(或者說是鄉鎮企業可獲得的生產資本總額)。①相反,我們也可以把鄉鎮企業的可得資本定義為從銀行獲取的貸款,并將之看作可得資本的下限。我們在計量中同時考慮了這兩種測度方式,但在估計結果方面并沒有太大區別,上限估計和下限估計是正相關的。因此,我們僅報告利用上限估計值的計量結果。②企業數量密度:用鄉鎮企業數目比農村人口來表示鄉鎮企業的相對規模(個/10000人)。
市場條件:我們用城市化比率(城市人口占總人口的比重)、人口密度(人/平方公里)代表一個省對鄉鎮企業產品的需求規模。由于鄉鎮企業的產品主要在同一省內銷售,因此該省的需求規模可能是決定鄉鎮企業發展的主要變量。基礎設施:我們使用公路網密度、有路面里程的公路網密度、鐵路網密度(公里/平方公里)表示交通便利程度。開放度:我們使用人均出口(元/人)和人均FDI(元/人)來表示各省的開放程度。出口和FDI均使用過去3年的平均值,因為鄉鎮企業的出口在總出口中占到了相當的份額,而FDI則容易受到當年總產出波動的影響。FDI不僅是一省開放度的衡量,而且也是資本可得性的衡量。由于沒有FDI在城市和鄉村之間分布的數據,因此未能將其加入到農村地區的可得資本之中。人力資本:我們用技術工人占總雇員人數的比率作為鄉鎮企業的人力資本存量。國有企業的影響:關于鄉鎮企業與國有企業的相互影響,我們使用了分省的人均國有工業企業產出(1000元/人)和國有工業企業的資本勞動比(1000元/人)。農業體制改革:1978—1983年進行的家庭聯產承包責任制改革,是采取了漸進和不平衡的策略,因此我們在回歸中引入了采取家庭聯產承包責任制村莊所占比重這一變量。產權結構:以鄉村所有的企業在鄉鎮企業總產出中的份額為了表示鄉鎮企業的產權結構。土地稟賦:由人均耕地(畝/人)代表。耕地豐富一方面意味著該省有更多的比較優勢來發展農業;另一方面,農產品供給的上升也促進了食品加工業的發展。為了比較這兩種不同的效應,我們加入了土地面積作為一個輔助變量。
(二)計量結果按照表1中所給出的估計結果,發展戰略對農村工業的影響與前文的理論判斷相一致。α1的估計值,即c2it的系數,在5%的水平上負向顯著,從而為比較優勢理論提供了實證支持。α3的估計值顯著為正,這也和我們的預期相一致。由于該估計值和Nit的平均值都很小,偏離比較優勢的影響就近似等于α1的估計值。根據點估計的結果,c*N、技術選擇指數的樣本均值、及人均鄉鎮企業產值,偏離理想技術選擇指數的負效應的彈性是1•78,即cit-c*N的絕對值上升1個百分點,人均鄉鎮企業產出將下降1•78個百分點。我們檢驗了(9)式中的約束,發現其在1%的顯著水平上接受,因此廠商的數量實際上并不影響理想的資本密集度。在表示市場規模的兩個變量中,人口密度對鄉鎮企業存在正的顯著作用,而城市化比率則不顯著。這表明,農村市場的大小是影響鄉鎮企業發展的主要因素,而鄉鎮企業的產品也主要是供應其所在地區。關于基礎設施的3個變量都不顯著,這意味著鄉鎮企業可能主要是圍繞著城市分布,道路的密度,特別是通向邊遠地區的道路沒有太大的影響。另外一種解釋是,道路密度與某些不可觀測的省級特征(反應在省級虛擬變量中)相關。模型Ⅲ和Ⅳ中的結論支持了這一猜測。對于代表經濟開放度的變量,出口不顯著,而FDI則有正的顯著作用。前者可能是由于其在鄉鎮企業產值中所占比例過小的緣故(大約在8%的水平上)。FDI的作用可能來源于幾個方面。
第一,FDI代表著資本的可得性;第二,外商投資企業是本地企業與國際接軌的重要橋梁;第三,FDI為鄉鎮企業帶來了新的技術和管理經驗(Yao,1998);最后,通過創造向上和向下的產業關聯,FDI促進了鄉鎮企業的發展。在關于鄉鎮企業自身的兩個解釋變量中,廠商相對于農村人口的數量是十分顯著的,而具認證資格的技術工人所占比重則不顯著。后者的原因大致上是由于所選指標不能夠很好代表鄉鎮企業的人力資本存量。在發展的初期,大量的鄉鎮企業由于所使用的技術較為簡單,因而也不太需要技術工人。何況,政府政策也阻礙了鄉鎮企業的技術工人獲取正式的認證資格。國有工業企業的規模對鄉鎮企業的發展具有顯著的正向影響,而其資本密集度的影響則不明顯。國有工業企業規模的影響可能來源于兩方面,①一是國有工業技術和人力資本的外溢,二是國有工業企業可以與鄉鎮企業簽訂分包合同,從而直接刺激鄉鎮企業的增長(Wang和Yao,1998)。而這兩種效應中,至少有一個獨立于國有工業的資本密集度。②家庭聯產承包責任制的實行對鄉鎮企業沒有顯著影響。在家庭聯產承包責任制推行期間,農業生產迅速上升,而非農部門則相對下滑。公有企業的產出比重對鄉鎮企業規模的負面影響在10%的水平上顯著。我們的結論要強于Jin和Qian(1998)的發現,因為即使不控制住非農就業和公共品供給,公有制廠商仍然呈現出負面的影響。③關于土地稟賦,我們的結論與Leamer(1987)相一致,曲線效應明顯存在。
為了檢驗系數的敏感性,我們對上述計量模型的設定做了一些修正。模型Ⅱ中,我們去掉了cit和Nit的交叉項,結果技術選擇指數的影響依舊顯著。其他的參數估計值也沒有發生太大的變化,不過土地的曲線效應減弱,而公有產權的負面影響增強,看來這兩項對交叉項較為敏感。模型Ⅲ是對(10)式的OLS估計,其目的在于檢驗我們的結論是否受到時間和省級特定效應的影響。其中,技術選擇指數的影響變化不大,僅僅是c*N的估計值略有下降(與模型Ⅰ相比)。不過,模型Ⅲ的許多參數估計結果均與模型I存在較大的差異。公路網密度、滯后的出口、技術工人比重、國有企業的資本密度和公有企業的產出份額均顯著為正,城市化比率則顯著為負。這說明這些變量與時間和地區特定效應高度相關。模型Ⅳ是在模型Ⅲ的基礎上引入了三個反映一省初始條件(1978年)的變量。這三個變量是人均鄉鎮企業產出、人均國有工業企業產出和國有工業企業的資本密集度。人均鄉鎮企業產出的系數是正的,而國有工業企業的規模則沒有顯著影響,國有工業的資本密度對于鄉鎮企業的發展起到了顯著的負作用。①之所以出現這樣的情況,一種可能是由于國有工業和鄉鎮企業之間的關系一直在發生著系統性的變化。在發展的初期鄉鎮企業更依賴于國有工業的技術外溢,國有部門的結構偏向輕工業對鄉鎮企業的發展有利。但當鄉鎮企業進入高速增長期以后,產品和市場的相互關聯則成為了國有工業對鄉鎮企業的最主要的影響渠道,直接的技術和人力資本外溢則變得較為次要了。此外,鄉鎮企業的技術進步也主要是通過市場和產品交易的方式來獲取。
另外一種解釋是,改革之初國有工業越發達,工業結構越偏向重工業的地區,就越受到政府趕超戰略的左右,鄉鎮企業的發展障礙就越高。當然,究竟哪種可能性占據主導,尚需要進一步的研究。與模型Ⅰ相比,模型Ⅳ的結論說明cit的曲率是很弱的,即我們的結論對一些特定的初始條件很敏感。但其對省級的虛擬變量并不敏感,就是說,初始條件與更為持久的省級特定效應相關,而這些不能被觀測到的省級特征抵消掉了初始條件對我們結論的影響。實際上,當我們重新在模型Ⅳ中加入5個區域虛擬變量時,②cit的曲率再次變得十分明顯。模型Ⅲ與模型Ⅰ在變量估計值上的差異大多在模型Ⅳ中又重新取得一致。這些變量包括城市化比率、滯后的出口、具有認證資格的技術工人所占比重、國有企業的資本密度、公有企業的產出份額。唯一的例外是公路網密度,它仍舊顯著為正,盡管顯著性下降了。也就是說,所有這些變量均與省級特定效應存在較強的相關關系,而與時間特定效應弱相關。另外,有路面里程公路網密度的影響第一次顯著為正,即它也與特定的初始條件高度相關。
五、對于中國國有工業發展的實證分析
本節中,我們同樣使用1978—1997年28個省的面板數據,并采取與上文基本類似的計量方法對國有工業的發展進行簡要的分析。通過與農村工業的對比,我們試圖證明比較優勢理論對國有工業部門具有同樣的解釋力。回歸中,被解釋變量是按各省1978年不變價計算的按總人口平均的國有工業企業總產出(1000元/人)。當然,解釋變量的選取與前文有一定區別。為了得到國有工業企業的技術選擇指數,我們首先計算了各省的實際資本存量(使用了資本形成總額中的固定資本形成總額這一指標),具體方法是:先按照分省的固定資產投資平減指數將固定資產投資統一折算到1978年不變價的數據。然后,按照折舊率10%累計計算資本存量,所以資本存量均按照1978年不變價計算。將資本存量除以相應省份的勞動力總數,該比值即代表一省的稟賦結構。國有工業企業的資本密集度主要是用其固定資產原值(按固定資產投資平減指數折算到1978年不變價)除以職工人數得來的。我們把國有工業資本密集度比上滯后一期的稟賦結構值,然后再將該比值滯后一期就得到了國有工業的技術選擇指數。至于其它的解釋變量,如表示市場規模、交通條件和開放度的變量選取和測算與前文相同。所不同的是,我們引入人均鄉鎮企業產出和滯后一期的(全省)輕重工業產值比,來反應國有工業受到整體工業結構和非國有工業部門的影響。同理,在反應初始條件的變量中,我們也相應地采用了1978年輕重工業產值比這一指標。
①其中,各組計量結果所采取的計量方法與表1完全相同。模型Ⅴ和模型Ⅵ均采用了雙向固定效應方法,后者去掉了國有工業的廠商密度和技術選擇指數的交叉值。模型Ⅶ是OLS的結果,其目的同于模型Ⅲ,模型Ⅷ在模型Ⅶ的基礎上加入了3個初始條件變量。國有工業的技術選擇指數、廠商密度及其交叉項的作用與我們的理論預期相一致,但是技術選擇指數在模型Ⅵ中不顯著。看來,政府對國有工業的整體資金密度和資金在不同企業間的分布同時施加了的干預。因此,技術選擇指數對交叉項比較敏感。與農村工業一樣,市場規模對國有工業同樣存在顯著正向影響,且城市化比重對國有工業的作用要明顯強于對農村工業的作用。公路網密度的影響發生了相反的變化。在4組模型中,鐵路網密度的影響始終為負(無論考慮了時間和區域特定效應與否),有路面里程的公路網密度的影響始終為正,但在模型Ⅴ、Ⅵ中顯著性均消失了,這說明交通條件對時間和地區效應較為敏感。測量開放度的變量對國有工業企業的影響與鄉鎮企業存在較大區別,國際貿易對國有工業企業有明顯的正向促進作用,而FDI則對之有顯著的負面影響。即外資更多的是作為鄉鎮企業而不是國有工業的資金來源,這與前面的結論相一致。
鄉鎮企業對國有工業的影響始終顯著為正,這說明鄉鎮企業在產業結構上與國有工業存在正向關聯作用。更重要的是,對于那些更遵循比較優勢的省份,農村工業和國有工業的發展均會超過其他省份。我們沒有考慮鄉鎮企業的結構外溢效應,而使用了滯后一期的輕重工業產值比重這一指標。模型Ⅶ、Ⅷ中,該指標對國有工業規模存在負面影響,這意味著國有工業在產業結構上更偏向于重工業(相對非國有工業而言)。不過控制時間和地區效應后,這種影響的顯著性消失了。模型Ⅷ中,國有工業對其自身規模的初始條件十分敏感,而初始的工業結構則存在顯著的正向影響。這說明初始年份中,國有工業越偏向輕工業,整體發展規模越大,以后的發展績效也就越好。增加五個區域虛擬變量后,上述兩個變量的影響沒有明顯變化。在兩種情況下,鄉鎮企業的初始規模對國有工業的發展均影響不大。
六、結語
通過前文的分析,我們有如下幾個結論:(1)中國的市場化改革,特別是放棄了重工業優先發展戰略,對農村工業和國有工業的發展均起到了至關重要的作用;(2)偏離理想的資本密集度將損害工業的發展,無論是對于農村工業還是國有工業;(3)公有產權對鄉鎮企業的發展起到了負面的作用,因此鄉鎮企業目前正在逐步改革自身的產權結構,以硬化預算約束;(4)雖然公有制比重的提高可能意味著政府干預的增強,但國有企業與技術選擇指數的實證關系說明,發展戰略的選擇在更基本的層面上決定著經濟績效的高低,而產權并非是最關鍵的因素,即如果不放棄趕超戰略,私有化未見得一定會帶來工業增長;(5)農村工業和國有工業的發展均受制于市場規模的大小;(6)在同一個省的范圍內,國有工業部門的規模越大,結構越偏向輕工業,農村工業與國有工業的發展就越快;(7)在對外開放度方面,FDI在農村工業的發展中是一個強有力的解釋因素,而對國有工業則起到了相反的作用;(8)假定其他條件不變,在具有中等水平耕地面積的省份,鄉鎮企業的發展要優于耕地面積過少或過多的省份。
