杜江+楊文溥

摘要：文章采用面板隨機前沿模型，同時用市場化指數來衡量不同地區(qū)的制度環(huán)境，分析了我國的工業(yè)生產率。結果表明：資本的邊際報酬顯著為正，勞動要素投入偏多導致其邊際報酬較低甚至為負；制度環(huán)境的改善可以促進工業(yè)增加值的增長和提高生產效率；時變模型表明我國地區(qū)生產效率伴隨著時間的推進而顯著提升。整體上看，中部地區(qū)的生產效率最高，西部次之，東部的生產效率最低，但是東中西間差異并不明顯。文章據此提出了相應的政策建議。

關鍵詞：工業(yè)生產效率；面板隨機前沿；制度環(huán)境；市場化指數

一、引言

工業(yè)是第二產業(yè)的重要組成部分，其在國民經濟發(fā)展中起著主導作用。2013年我國全部工業(yè)增加值達210689億元，比上年增長7.6%，占國內生產總值的37%。國民經濟中其他部門的發(fā)展也離不開工業(yè)的支持：能源工業(yè)為各個部門的生產提供燃料和動力；鋼鐵工業(yè)提供原材料；機械工業(yè)提供了生產手段?？傊?，工業(yè)是國家經濟自主、政治獨立、國防現代化的保證。

2011年，中國工業(yè)生產總值達2.9萬億美元，超過美國成為世界第一大工業(yè)生產國，中國工業(yè)取得的成就有目共睹。但隨之而來自然要問：中國工業(yè)生產是依靠大量資本投入和勞動投入取得的，還是依靠生產率的提高取得的？吳延瑞（2008）發(fā)現全要素生產率的增長平均解釋了中國經濟增長的27%，遠小于日本和德國的類似估計值，分別是50%和58%。

工業(yè)生產效率主要受勞動者素質、生產設備條件影響，除此之外，其所處的政治、法律、市場體制等也會間接影響到生產效率。張杰、李克（2011）發(fā)現市場化進程可以促進企業(yè)生產率的提高，而市場分割則會抑制企業(yè)生產率的提高。由于我國處于經濟轉型時期，加之地域遼闊、各地文化傳統和法律精神不同，導致我國盡管實行統一的法律，但是各地在執(zhí)行力度上差別很大（余林徽、陸毅，2014），工業(yè)生產效率就有可能存在差異。為了研究不同地區(qū)的制度環(huán)境對工業(yè)生產效率的作用，需要合理的評價制度環(huán)境的指標。樊綱、王小魯（2003）提出了涵蓋包括政府和市場關系以及中介和法律發(fā)展等諸多指標在內的市場化指數。市場化指數雖然沒有窮盡市場化進程涉及的所有方面，但基本上能夠反映市場化進程的主要內容。因此，本文采用市場化指數來衡量不同地區(qū)的制度環(huán)境，以研究制度環(huán)境對我國工業(yè)生產效率的影響機制。

文章的主要結構如下：第一部分對相關文獻進行了回顧，第二部分構建了我國工業(yè)生產的面板隨機前沿模型，第三部分對數據進行說明并進行描述性統計分析，并對模型的估計結果進行解釋，第四部分給出了本文的結論。

對工業(yè)生產效率的研究主要集中于兩個方面，一是生產效率的測度與分解，二是外部因素對生產效率的影響。涂正革、肖耿（2005）采用隨機前沿模型，將我國大中型工業(yè)企業(yè)生產效率分解為技術進步、技術效率、資源配置和規(guī)模經濟。其中技術進步和技術效率主要來自于企業(yè)自身生產技術的進步，資源配置和規(guī)模經濟則是來自于生產要素由生產率低的企業(yè)、部門或地區(qū)流向生產率高的企業(yè)、部門或地區(qū)帶來的效率提高，因此，如果政策性或制度性的因素導致資源無法由生產率低的企業(yè)配置到生產率高的企業(yè)，就會帶來資源配置上的損失，從而降低全社會的生產率（樊綱、王小魯，2011）。

已有許多文獻研究了外部環(huán)境因素對生產效率的影響。李維安、徐業(yè)坤（2012）采用面板數據和Heckman二階段回歸模型，實證檢驗政治關聯及其形式、制度環(huán)境和生產率之間的關系。研究結果發(fā)現，制度環(huán)境影響政治關聯的效果，政府干預較為嚴重、法律環(huán)境較差的地區(qū)，政治關聯導致的生產率提升效應更為顯著；制度環(huán)境差的地區(qū)，無論是董事長政治關聯還是總經理政治關聯，對于提高企業(yè)生產率均具有更強的效果。樊綱、王小魯（2011）利用中國各省份市場化進程相對指數，定量考察了市場化改革對全要素生產率和經濟增長的貢獻，發(fā)現從1997年到2007年全要素生產率的39.2%是由市場化貢獻的。金祥榮、茹玉驄（2008）研究了地方制度質量差異對企業(yè)生產效率和地區(qū)出口規(guī)模的影響。研究發(fā)現，在控制了地區(qū)技術水平、地理因素、勞動人口、FDI流入等變量差異后，法律制度和產權保護制度因素對地區(qū)出口差異具有顯著影響，其敏感性呈上升趨勢，并超過了地理和外資分布差異的敏感性。余林徽、陸毅（2014）從產權保護制度和契約執(zhí)行制度的視角，分析了這兩種經濟制度對企業(yè)生產效率的影響。研究結果認為，產權保護制度對企業(yè)生產率有顯著的正向影響，而契約執(zhí)行制度對企業(yè)生產率的影響并不顯著。

從研究方法來看，大多數文獻采用兩階段方法討論環(huán)境因素與生產效率之間的關系。第一階段，在忽略環(huán)境變量情況下，估計傳統的前沿模型，并計算出生產效率；第二階段，用計算出的生產效率對環(huán)境變量進行回歸。Hung-jen和Schmidt（2002）發(fā)現當采用兩階段方法時，如果在第一階段中沒有包含環(huán)境因素，則會導致生產前沿模型的參數估計有偏，因而計算出的生產效率也是有偏的。為了解決這一問題，Battese和Coelli（1995）提出了在面板隨機前沿模型中令無效率項的分布隨環(huán)境變量變化，這樣不再需要假設它們服從獨立同分布，利用最大似然方法可以估計出模型的參數。解決這一問題的另一方法是，把環(huán)境因素看作是生產函數的因素，直接把它放入第一階段的面板隨機前沿模型中。Coelli、Perelman和Romano（1999）采用這兩種方法估計了環(huán)境因素對國際航空企業(yè)效率的影響，本文將沿著Coelli的思路，把這種方法應用到我國制度環(huán)境與工業(yè)生產效率的研究中。

二、模型設定及變量

（一）隨機前沿模型

設我國工業(yè)生產函數具有柯布一道格拉斯函數的C-D函數形式：

y=k^β₁l^β₂e^ε （1）

其中，y表示工業(yè)增加值，k表示固定投資凈值年平均余額，l表示勞動力數量。對式（1）兩邊同時取對數，有：