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探析中国市场化同步性的现实特征
一、引言
中国历经 30 多年的市场化改革从其产生的增长效应和过程的稳定性来说，是渐进式转型的成功实践。然而，这种增量改革过程中，由于新旧体制的冲突和交替作用，有效的资源配置方式和激励机制不能渗入所有经济领域，导致经济体制内部各种制度安排之间不配套的问题长期存在［1］。不同领域的改革进程快慢不同，使改革内部形成错层，即市场体系的各元素短期内不能形成有效配合，从经济效率上讲，这种改革本质上不是最优选择。近年来，不少学者提出采取“平行推进”(parallel partialprogression) ，即同时积极全面地推进各种体制改革的观点，对渐进式改革的概念框架加以修正［2，3］。
这些研究从理论层面阐释了转型和发展中国家全面协调的市场化改革对生产率驱动型的经济长期增长具有特殊根本性的制度效应，但缺乏充分的实证检验。一个普遍共识是，宏观经济的可持续增长立足于微观企业生产效率的不断提高。那么，中国的市场化转型过程中，各个领域改革进展同步协调性对企业生产率的提高是否有显着影响? 随着市场化体制由局部向整体经济渗透，企业生产率呈现怎样的变化趋势? 对这些问题的严谨分析，不仅有助于对现有改革的路径与方式作出客观评价，对完善市场经济体制改革的基本战略也有重要的实践意义。
鉴于此，本文运用微观数据，细致探讨了市场化改革进程协调同步性的变化对企业生产率的动态影响作用，以期在既有研究基础上实现如下推进: 一是创新性地构造一个市场化同步性指标，用以刻画各领域市场化改革在时间维度上的协调性，以此分析各领域市场化的相对进展对企业生产率的影响机制; 二是通过三阶非线性模型，揭示出市场化改革同步性的不同水平，对企业生产率分阶段的影响特征，从而呈现出生产率随着制度环境改善的动态演化趋势; 三是比较不同类型企业生产率变化对市场化同步性敏感程度的差异，以揭示市场化同步性对异质性企业生产率影响的截面特征。
本文其余部分安排如下: 第二部分阐释市场化改革同步性的内涵以及企业生产率的作用机制，并提出基本假设; 第三部分说明数据变量和计量回归模型; 第四部分报告实证结果并进行稳健性和拓展性分析; 最后是研究结论和研究建议。
二、理论与假设
(一) 市场化改革同步性的内涵与特征
1． 市场化改革同步性的界定
市场化是涉及要素配置、产品交易、金融服务、法律规范等多个相互联系的领域的重大制度转型［4］。市场化改革同步性(market reform synchronization，下文亦简称市场化同步性) 是指新兴和转型经济体各领域市场化改革进程在时间维度上的相互协调性(temporal alignment) 。“同步性”(Temposynchronization) 源于一个物理学概念①，近年来逐渐被引入社会管理领域的研究中［5，6］，其中，经济转型过程中的市场化同步性就是一个日趋受到关注的议题［7-9］。在经济转轨过程中，由于各种体制之间往往存在相互依存、相互制约的关系，整体联动、平衡推进的制度变革相互之间能形成正向溢出，形成单一或局部改革不具备的协同性制度效应，反之，部分领域的改革“超前”和其他领域的“滞后”(瓶颈) ，都会造成整体市场经济机制的低效甚至无效率，因而产生体制“不协调成本”［2］。
2． 市场化改革同步性的测量
为了清晰刻画各领域改革时间维度的协调性，需要一个变量可以反映一个动态系统中各个部分变化的均匀程度。本文参考 Robins and Wiersema［10］、Banalieva［11］的思路，借用热力学中的熵指数(Entropy Index，EI) ，构造了一个“市场化改革同步指数”，具体计算公式如下所示:
其中 sync 表示一个地区某时点的市场同步化程度，i 为第 i 个市场化改革方面，j 为第 j 省区。
ΔDi，j表示第 j 省区第 i 个子指数值相对于上一年的变化(sync 中包含上一年水平旨在刻画制度变迁进程中的滞后影响) 。利用这一特性构造的市场同步化指数具有两个其他测度区域差异指标所不具备的独特优点: 其一，在多维度的制度体系中，发生变革的是集中于某局部领域(低 EI 值) 还是体系整体(高 EI 值) ; 其二，随时间推移，是否体系内各个方面同步发生变化还是有先后节奏差异(低 EI值) ，比如在 5 个维度的指标体系中，从(1，1，1，1，1) 到(2，2，2，2，2) 的 EI 值要高于从(1，1，1，1，1) 到(4，1，1，1，1) ，换言之，从制度变革同步化角度，前一过程要优于后者。基于 EI 公式构造的“市场化制度同步指数”值越高，说明市场化制度涉及的各维度子类中变革的部分越多，且各维度指标的时序变化越趋于同步，由此量化测度市场化改革进程中的动态结构性变化趋势。
本文根据“中国经济改革研究基金会国民经济研究所”编制的 2009 版“中国市场化指数”，在此基础上计算“市场化同步性指数”，即每个省区在考察年份 sync 指数中的 i 分别对应于同期市场化指数的五个方面②。
3． 中国市场化同步性的现实特征
我们首先比较了中国各地区市场化指数(1998 ～2009) 与市场化同步性指数(1999 ～2009) 的主要统计变量③。两个指数的空间分布特征相符，也有所不同: 市场化指数东中部差异不大(6. 69 和6. 7) ，均明显高于西部(4. 27) ; 而市场化同步性指数值则在东中部地区之间形成分化，东部地区平均水平在全国领先地位更突出(17. 31) ，但该区域内的极差也最大(16. 09 ＞ 全国均值 15. 9) 。我们认为，市场化同步性是在市场化绝对水平基础上对制度质量更高层次的反映，因此绝对水平阶段性地提高不必然伴随着同步性的同幅度提升，而且在市场化进程中总水平相似的地区，各自同步性提高的速度也不尽相同，因此有必要将市场化同步性作为一个独立的制度转型指标进行分析。
(二) 市场化改革的同步性与企业生产率
在熊彼特［12］的创新理论中就指出制度变迁的同步性和互补性对企业的研发决策与创新绩效具有重要影响。以此理论为基础，结合中国制度转型的实践经历，我们认为，市场化同步性的提高至少可以通过如下两个机制对企业生产率产生积极作用。
1． 资源维度 市场化各领域制度的同步发展，有助于形成有效的资源配置和供给机制，提高企业生产运营的综合效率。首先，市场化改革的同步性越高，意味着更多领域的经济资可以通过价值规律和竞争机制，在恰当的时点投入给需要的经济活动中，使各种资源的配置具有适时协同性(timing synegy)［13］。这对于提高企业企业生产率具有不可或缺的重要意义。生产率作为各种投入要素的单位平均产出水平，是企业利用各种要素资源组合的综合运营效率的反映［14］，需要企业生产经营各个环节的周期运转中都能相互协调以有效方式及时获得各种资源投入。一个高同步性水平的市场体系正可以为企业优化投入与产出效率提供便利的资源平台。其次，除了要素市场，其他配套领域制度的市场化同步发展，也对企业提高生产率有积极的促进作用。如产权改革带来的微观经济主体去行政化和多元化发展，使更多企业在竞争机制激励下努力提高生产率以获取超额利润; 产品市场的发展使企业能够通过灵敏的价格信号掌握行业的供求信息，合理调整新要素和研发投入的方向，创造生产率的新增长点; 金融和劳动力等特定要素的市场化同步发展体现在资本和劳动力在全社会能够更加灵活流动，从而降低企业融资和人力成本; 中介组织和专业人才市场的发育有助于提高企业管理水平和技术进步，技术市场和知识产权法规的完善在便利先进技术扩散的同时保障企业自主创新的权益，这些制度保障将促进企业为改善效率不断追加研发投入，形成生产率提高的持续动力。再次，在技术革新加速发展的时代，社会服务领域的制度同步向市场化发展还能催化新的要素供给，如近年来技术劳动力市场与认证资格法规体系的快速发展和成熟，就显着推动了中国在产业转移和升级过程中新型人力资本要素供给的形成，为处于产业转型期的企业提高创新能力和经验绩效发挥了积极作用。
2． 认知维度 市场化同步性持续地提高能够通过增强企业对政府改革决心的信任与认同感而影响投资和创新行为，进而反映在企业生产率的变化。一方面，当政府稳步协调地同时推进各方面制度的改革，实际上会向企业释放一个清晰信号，即经济的转型将不可逆地全面持续进行［15］。在此普遍预期下，企业为获取和保持市场竞争优势，会更倾向于从事旨在提高生产率的长期投资及研发活动。反之，同步性较低(即局部) 的市场化改革则会使企业对制度环境的发展前景产生不确定甚至差异化的预期［16］，由此抑制了长期和战略性投资的动机。比如，产品市场的改革如果没有相关法律制度环境(如合同执行效率、知识产权保护) 的完善，企业会担心付出高昂沉没成本和面临高收益风险的研发投资的预期成果缺乏充分的法律保障，因而放弃能够改进生产率的创新投资机会。同样，产品市场改革的效果也依赖于要素市场化的发展程度(如土地、信贷、劳动力) 的同步改革，充足的资金和人力资本是支持企业研发创新和效率改进的必要基础，要素市场发展长期滞后于产品市场，会导致要素供给的市场机制扭曲，这不仅直接阻滞企业效率的提高，更有可能诱使企业将用于研发投入、设备更新的投资资源转向进行寻租等非生产性活动，对生产率产生间接的负面影响［17］。需要指出的是，而且随着改革的深入进行，市场化机制会扩散至更多领域，互为条件的各种制度改革之间的协同效应会得到更为充分的发挥［13］。从资源配置角度，市场化同步性的持续提高对企业生产率的影响程度会逐步增强; 另外，市场化同步性的持续提高可以稳固个体对改革的认同感，逐步强化认知层面促进企业生产率的作用机制。随着经济转型持续进行，市场化同步性在不同水平对企业生产率的边际影响会形成动态变化趋势。因此，对于市场化同步性与企业生产率之间的关系不应简单视为静态的线性特征。
综合以上分析，我们提出:
H1: 市场化同步性对企业生产率的提高有正向促进作用;
H2: 市场化同步性边际影响会随着同步性水平的提高而有所变化。
三、数据与变量
(一) 样本说明
本文样本来自中国国家统计局的工业企业数据库。为了与市场化进程指标的时期相符，样本设定在1998 ～2007 年间统计的全部国有和规模以上(主营业务收入超过500 万元) 非国有企业，覆盖了GB /T4757 的 6 ～ 46 大类(不含 38) 的工业企业。为保证数据质量清洁性，我们还对原始数据进行了如下处理: 第一，通过交叉匹配法剔除同年重复或错误的记录，提高样本信息的准确度; 第二，依照2002 版《国民经济行业分类标准》对 2003 年前后企业的行业代码重新调整，统一四分位行业类别口径; 第三，剔除一些关键性指标缺失或明显错误的记录(如工业总产值、工业增加值、固定资产、从业人员、实收资本数值为 0 或负; 第四，去除了企业规模较小的样本(从业人数小于 30) 。
(二) 变量定义
1． 因变量 为了与已有文献具有可比性，本文也使用全要素生产率(TFP) 度量企业生产率。我们先以 1998 年为基期，将计算 TFP 涉及的所有名义变量转化为实际水平: 工业增加值和中间投入品使用企业所在地区各年份工业品出厂价格指数进行平减; 沿用大多数研究文献的做法，实际资本(固定资本存量) 利用永续盘存法进行推算，并使用固定资产投资价格指数平减④; 劳动力投入以数据库中报告的各年从业人数度量。对于 2004 年缺失的工业总产值和增加值，采用刘小玄和李双杰［18］的方法进行推算。为提高计量结果的稳健性，本文分别采用半参数 OP 和 LP 两种常用方法测算 TFP［19］。
2． 控制变量 参考有关企业生产率影响因素的文献［20，21］，在尽量平衡计量模型的变量遗漏和多重共线性的基础上，以及结合我们样本数据的实际信息含量，我们在计量模型中还控制了其他可能影响到企业生产率的企业、地区和行业的特征变量。在企业层面，scale 为企业规模，以工业总资产自然对数计算; age 为企业年龄，表示企业成长阶段，依据企业的成立时间推算; export 为二值虚拟变量，取1 表示企业产品有出口，反之为 0，该指标用以判别企业产品的国内外市场定位; lnrd 反映企业研发密度，是研发资本占工业总产值比重的自然对数，以测度研发投入对技术水平的影响; 考虑到不同产权性质企业之间生产率的可能的差异，我们构造了五个非国有企业登记注册类型的二值虚拟变量: coe(取 1 为集体企业，反之为 0) 、private(取 1 为私营企业，反之为 0) 、djv(取 1 为其他企业，反之为 0) 、hmtie(取 1 为港澳台企业，反之为 0) 、Fie(取 1 为，反之为 0) ，以考察相对于国有企业，其他类型企业性质对生产率的边际作用。在地区与行业层面，lngdpper 表示所在地区当年人均 GDP 自然对数，反映地区经济发展水平; fdiopen 反映地区开放度，以各省区年吸收外商直接投资实际利用额与地区GDP 之比的自然对数度量; hhi 为企业所在 2 分位行业的集中度，采取基于工业总产值测算的赫芬达尔指数(Herfindahl—Hirschman Index) ，用以反映市场竞争结构。
(三) 计量模型
为了尽量细致考察市场化同步性对企业生产率边际影响的趋势特征，以及确定边际影响发生变化的各个临界点，我们参考 Lu［22］、蒋春燕和赵曙明的方法［23］，构造了一个包括市场化同步性指数一次、二次和三次项的多元非线性回归模型:
式(2) 中，下标 i、j、k 和 t 分别表示企业、地区、行业和年份，因变量是以 OP 和 LP 计算的 i 企业在t 年 TFP 的自然对数，x'it是模型中除市场化指数外的控制变量，ηj、μk、t分别控制企业所在省区、行业(二分位) 及年份的固定效应，εijkt是误差项。
四、实证结果与分析:
(一) 基本模型结果本文采用面板数据的固定效应方法进行回归⑤(见表 1) 。
在表 1 中，模型(1) 和(2) 是只包括控制变量的基础模型，模型(3) ～ (8) 依次加入 sync 的一阶、二阶、三阶项⑥。在控制了其他影响因素后我们发现，基于两种方法测算的 TFP，核心解释变量的估计系数有如下几点一致的结果: 其一，在全部模型中市场化同步性系数均在 1%的水平显着为正(lntf-pop 系数值略高于 lntfplp) ，表明市场化同步性的确对企业 TFP 有促进作用，支持了假设 1; 其二，在模型(5) 和(6) 中，对于两种 tfp，市场化同步性指数的二次项系数值均在 1% 水平上显着为负(βtfpop =－ 0. 0175，βtfplp = － 0. 0095) ，表明同步性指数水平与 TFP 之间存在阶段性的倒 U 型关系，即随着同步性增加达一定点后再上升，TFP 的上升成逐步放缓趋势; 其三，在模型(7) 和(8) 中进一步加入三次项后，市场化同步性指数的一阶和二阶项系数依然分别显着为正和负，三次项系数在 1% 的高显着水平上为正值(βtfpop =0. 0170，βtfplp =0. 0122) 。这说明模型(5) 和(6) 显示的市场化同步性对 TFP 促进作用的减弱趋势是暂时性的，当同步性指数水平进一步上升，会形成第二个拐点，之后边际影响又止降反升，这一结果支持并补充了假设 2 的判断。根据模型(7) 和(8) ，市场化同步性对 TFP 的完整影响轨迹呈先升、再趋缓、最后再加速上升的三阶段转置 S 型曲线，而曲线切线的斜率(即对 TFP 边际影响的变化) 则为二阶函数(及呈正 U 型曲线) ，具体如图 1 和图 2 所示⑦。
S 曲线的最左端平缓上升阶段易于理解，毕竟市场化改革启动后对微观绩效的正向制度效应要逐步释放。对于中间下降阶段(负二次项) 的成因，我们认为，随着中国工业化程度加深，经济发展结构性失衡的持续累积，市场化进程中发展相对滞后的领域(如中高级生产要素供给机制、产权制度)对 TFP 的制约逐渐显现，一定程度削弱了市场化同步性对生产率的正向作用，使市场化同步性的边际影响进入暂时性下行区间。但是，只要市场化改革的同步性不断提高，会逐步将更多领域纳入市场化改革范围，使相互促进的各种制度的协同效应不断凸显，从而增强对生产率的促进作用; 而且如前所述，市场化制度环境的整体协调发展又会创造新的效率来源，如研发要素、人力资本、创新动力，进一步强化市场化同步性的正面作用，正因如此，当同步性水平超过第二个拐点后，市场化同步性对TFP 的正向影响会反弹并加速提高。
进一步分析，根据模型(7) 和(8) 的回归系数，基于 OP 和 LP 法 TFP 的 S 曲线第二个拐点，也即二阶导数曲线的最低点大约在 17. 8 和 27. 1 左右) ，换言之，当市场化同步性指数达到 17. 8 和 27. 1时，对 TFP(OP 和 LP) 的边际影响增幅处于最低水平，超出这个临界值，边际影响进入 S 曲线的第三个加速上升阶段。值得注意的是，在样本考察期中国大部分省份正迫近对 TFP(OP 法) 的第二个拐点(全国平均为 17. 3，最大值为 19. 06) 。因此，根据以上实证结果，中国进一步全面协调地推行市场化改革会更大程度地发挥对企业 TFP 的促进作用，换言之，市场制度环境越完善，企业 TFP 的变化对制度因素也会更敏感。
(二) 拓展性分析
1． 分所有制
在以上回归结果中，五个所有制类型变量基本都显着为正，特别是国内非国有企业更全部在 1%水平上与 TFP 正相关，表明在全体样本中，各种非国有企业的特征普遍具有提高 TFP 的边际效应。
为更清晰比较市场化同步性水平对企业 TFP 的影响在不同所有制企业之间有何差异，我们将原始样本分为国有企业、民营企业(包括集体、私营及其他) 和外资企业(包括港澳台和外商投资) 。根据表2，对于国有企业，市场化同步性与企业 OP 法的 TFP 的三阶项的系数符号未变，但显着性大幅降低，对 LP 法的 TFP 一阶和二阶项的系数符号甚至出现反转; 相反，无论国内非国有还是外资企业，不仅依然保持 1%的高显着性水平，且一阶和三阶正系数的绝对值也较表 1 中明显提高，以 OP 法的 TFP为例，民营和外资企业的市场化同步性一阶项系数值分别是国有企业的 10 倍和 40 倍以上。这说明初始假设 1 关于市场化同步性对企业 TFP 非线性的影响机制在非国有企业中要比在国有企业更普遍存在，即市场化对非国有企业 TFP 的促进作用要明显强于国有企业。我们认为，民营和外资企业经营决策较少受行政干预，市场化导向更为凸出，因而产出绩效对市场化制度环境的水平也更为敏感。由此说明，市场化同步性对在非国有企业效率显着改善作用，对于推动经济主体多元化发展具有重要意义。
我们也分所有制类型考察了市场化同步性对企业冗余资源与 TFP关系的调节效应，发现三个子样本之间无突出差别，因此基于本研究样本，企业所有制特征并未显着影响假设 2 的有效性，限于篇幅未做详细报告。
2． 分规模
企业规模是以上控制变量中另一个与 TFP 呈显着正相关性的控制变量。大企业可能因为规模经济效应提高产出效率，但样本中非国有企业的规模明显高于国有企业。是否在基本模型中企业规模的边际效果中受到企业所有制因素的影响。为此，我们以工业总资产的中位数为界，分出混合各种所有制类型的小规模和大规模两个子样本进行对比分析。根据表 3，对于大企业，市场化同步性对 TFP 的一阶项和三阶项的正系数值明显高于小企业，且一阶项绝对值也远大于二阶项，说明同步性对 TFP 对于大企业普遍具有更突出的促进作用，并不因企业所有权类型不同发生异化。由于大企业的资产总额和营业利润都远高于小企业，完善市场化制度环境必然对整体经济的发展具有重要意义。
此外，我们还基于如下几种典型特征进行分类拓展分析: (1) 要素结构。我们以样本企业资本密集度(固定资产净额/年平均从业人数) 的中位数为界，将低(或高) 于这一临界值的企业划入劳动密集型和资本密集型两个子样本，考察可能依附于生产设备的技术水平对 TFP 的潜在影响; (2) 所在地区。按东、中、西分三大区域进行子样本分析，考察基础模型中未刻画的地区性经济、社会发展差异是否影响同步性作用的发挥; (3) 产业特征。根据国家统计制度，将样本分为战略与非战略新兴产业，以及高科技与非高科技产业不同类型，进一步控制特定产业政策、技术含量的特殊作用。我们发现，在这些拓展性分析中，各解释变量与交互变量的系数在符号和显着性与基本模型回归相比均未发生本质性的改变，限于篇幅从略报告。
五、结论与研究建议
本文以 1998 ～2007 年中国规模以上工业企业为样本，深入考察了各领域市场化改革进程的同步性对企业生产率的动态影响机制，得到如下主要结论: (1) 市场化改革的同步性对企业生产率的边际影响呈先升、再趋缓、最后再加速上升的三阶段转置 S 型非线性关系，由于中国大部分省份的市场化同步性水平正迫近对生产率的第二个上升期的临界值，进一步提高各领域市场化改革的同步协调性将对企业生产率发挥更显着的促进作用; (2) 拓展性分析发现，市场化同步性对非国有企业生产率的促进作用要明显强于国有企业，对大企业生产率的促进作用要明显高于小企业，完善市场化制度环境不仅对于推动经济主体多元化以及整体经济的发展都具有重要意义。
本文的主要不足在于: 一是受数据限制，在构造市场化同步性指数时只考虑了市场化指数中所涵盖的几个重要的制度领域，今后随着更多规范、连续性制度指标产生，可以拓展市场化同步性指标的内涵; 二是对于实证结果中市场化同步性与企业生产率之间关系的“S”型特征虽经过稳健性检验，但理论层面解释还不充分，今后可从中国市场化转型过程及企业生产周期等宏微观角度深入分析; 尽管本文根据可得数据在模型中控制了若干企业层面的影响因素，但限于篇幅，没有涉及市场化同步性对其他企业特征的影响进而对生产率的间接效应，未来研究将沿此思路深入进行。
参考文献:
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