中國工業(yè)經(jīng)濟運行效率影響因素的實證分析中國工業(yè)經(jīng)濟運行效率影響因素的實證分析本文關鍵詞：實證，中國，經(jīng)濟運行，效率，因素

中國工業(yè)經(jīng)濟運行效率影響因素的實證分析本文簡介：摘要：本文運用19802022年全國22個代表性省市工業(yè)經(jīng)濟的面板數(shù)據(jù)，測算了中國工業(yè)經(jīng)濟運行的全要素消費率程度，在此根底上著重研究了技術創(chuàng)新、開放化、市場化、民營化、信息化、企業(yè)規(guī)模和人力資本對中國工業(yè)經(jīng)濟運行效率的影響及其作用大小。結(jié)果說明，開放化、市場化、民營化、信息化、RD投入對中國工業(yè)經(jīng)

中國工業(yè)經(jīng)濟運行效率影響因素的實證分析本文內(nèi)容：

摘要：本文運用19802022年全國22個代表性省市工業(yè)經(jīng)濟的面板數(shù)據(jù)，測算了中國工業(yè)經(jīng)濟運行的全要素消費率程度，在此根底上著重研究了技術創(chuàng)新、開放化、市場化、民營化、信息化、企業(yè)規(guī)模和人力資本對中國工業(yè)經(jīng)濟運行效率的影響及其作用大小。結(jié)果說明，開放化、市場化、民營化、信息化、RD投入對中國工業(yè)經(jīng)濟效率具有積極的正面促進作用，而工業(yè)規(guī)模與人力資本那么表現(xiàn)出負面阻滯作用。進一步的分析說明，隱藏在規(guī)模背后的國有因素對效率造成了較大的負面影響，人力資本計量指標的局限性導致了模型估計的偏誤，對工業(yè)人力資本與效率的影響關系有待進一步實證。相對而言，以“開放化、市場化、民營化〞為主軸的制度變革因素對中國工業(yè)經(jīng)濟效率的影響最為顯著。

關鍵詞：中國工業(yè)經(jīng)濟；全要素消費率；民營化；市場化；

作者簡介：王勁屹，廣東五邑大學經(jīng)濟管理學院講師。研究方向：金融經(jīng)濟。；薛文博，廣東五邑大學經(jīng)濟管理學院碩士研究生。研究方向：工業(yè)經(jīng)濟管理。

引言

效率分析是探求經(jīng)濟增長源泉的重要工具，同時也是評價經(jīng)濟運行質(zhì)量的主要方法之一。無論是運用前沿消費函數(shù)還是采用總量消費函數(shù)，測算經(jīng)濟運行效率的過程本身并不能說明是什么因素決定了經(jīng)濟運行效率的變化。由于影響效率變化的未知因素及其互相作用過于復雜，所以早期的效率測算只能間接地采用“索洛余值〞的排除法去近似得到(Solow，1956)【1】，即使后來在增長核算中引入投入要素質(zhì)量的分析仍不能完全解釋效率的增長(Denison，1962；Jorgensen，1967)。大量研究說明，物質(zhì)資本、人力資本、勞動力的跨部門流動、經(jīng)濟改革、社會開放、根底設施、金融體制、研究開發(fā)、跨國直接投資、公共安康、產(chǎn)業(yè)構(gòu)造、產(chǎn)權構(gòu)造、地理環(huán)境、知識信息、政府政策、行政效率、創(chuàng)新精神等等，都是影響效率上下的潛在因素。對中國工業(yè)經(jīng)濟的運行效率而言，國內(nèi)外學者主要圍繞產(chǎn)權制度(劉小玄，1995；陳寬、謝千里、羅斯基，1996)【2】、構(gòu)造變動(Denison，1967；Madison，1987；郭克莎，1993；胡永泰，1998；王德文，1999；呂鐵，2022)、資本深化(張軍，2022)【3】，經(jīng)濟周期(鄭玉歆，1999)、外商直接投資(王偉光，2022)、市場化進程(田曉文，1997)、金融體制(林毅夫，2000)、所有制變化(劉偉、李紹榮，2022)、以及政府效率(鄭京海、胡鞍鋼，2022)【4】等方面因素，從不同層面討論了對工業(yè)經(jīng)濟運行效率變動的影響機制與程度，為深化認識中國工業(yè)經(jīng)濟運行效率的影響因素提供了很好的啟發(fā)和借鑒。然而從整體綜合的角度來看，現(xiàn)有文獻仍然欠缺從技術、規(guī)模、信息化、制度變革(開放化、市場化、民營化)、人力資本等角度并采用改革開放至今的連續(xù)時間序列數(shù)據(jù)進展結(jié)合分析。為此，本文著重研究了這幾方面的影響因素，重新計算了1980~2022年間中國工業(yè)經(jīng)濟的運行效率程度，然后運用計量手段定量討論各因素對中國工業(yè)經(jīng)濟運行效率的影響及其作用大小，從而為我國制定科學的工業(yè)經(jīng)濟管理政策提供來自實證層面的經(jīng)歷證據(jù)。

1中國工業(yè)經(jīng)濟運行效率的主要影響因素分析

1.1技術創(chuàng)新因素

從世界工業(yè)經(jīng)濟開展的驅(qū)動形式看，第一次工業(yè)革命主要是資本驅(qū)動經(jīng)濟開展，而第二、第三次工業(yè)革命卻是基于科學技術的創(chuàng)新驅(qū)動了工業(yè)經(jīng)濟增長，這種技術創(chuàng)新表現(xiàn)為效率的進步。工業(yè)經(jīng)濟開展到一定程度，科技創(chuàng)新就成為工業(yè)經(jīng)濟效率增長的核心環(huán)節(jié)。改革開放以來，隨著消費力的開展，資本、技術、勞動、土地等消費要素在中國工業(yè)消費中的地位逐漸發(fā)生了變化，知識、創(chuàng)新才能、技術進步等已逐漸成為決定中國工業(yè)經(jīng)濟增長的關鍵性因素，成為影響中國工業(yè)經(jīng)濟效率上下的重要原因之一。

1.2制度變革因素

在技術不變的情況下通過制度創(chuàng)新或者變革也能進步消費率，一套有效的制度體系是促進經(jīng)濟增長的決定性因素(North，1970)?？偨Y(jié)改革開放以來中國工業(yè)經(jīng)濟開展面臨的制度環(huán)境，先后經(jīng)歷了以“開放化、市場化、民營化〞為核心內(nèi)容的3次制度變遷，對中國工業(yè)經(jīng)濟運行效率產(chǎn)生了重大影響。

“開放化〞使得中國工業(yè)參與到世界經(jīng)濟的分工與合作中來，通過獲取外來資本、技術和思想增大了中國工業(yè)經(jīng)濟的消費可能集，并帶來新的分工與專業(yè)化，使中國工業(yè)經(jīng)濟增長成為一種長期趨勢(楊小凱，1989)。“市場化〞本質(zhì)上是資源配置權由按行政等級規(guī)那么分配轉(zhuǎn)向按市場交易價格規(guī)那么進展分配的改革，從根本上解決了經(jīng)濟運行的動力問題，使經(jīng)濟增長建立在一個符合人類理性的根底之上，這就為效率增長提供了體制根底?！懊駹I化〞本質(zhì)上是一個讓資本產(chǎn)權得到真正歸屬的制度變革，國有壟斷的破除和產(chǎn)權的多元化促進了競爭效率的改善。改革開放以來在中國工業(yè)經(jīng)濟開展最快的沿海地區(qū)先后出現(xiàn)了工業(yè)化的3種不同形式：(1)“珠三角形式〞；(2)“蘇南形式〞；(3)“溫州形式〞。珠三角形式是以引進外資和開展外向經(jīng)濟為主的工業(yè)化開展形式，蘇南形式是以開展鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)為主的工業(yè)化改革形式，溫州形式是以開展個體私營經(jīng)濟、民營經(jīng)濟為主的工業(yè)化改革形式。這3種工業(yè)化形式正是中國施行“開放化、市場化、民營化〞制度變革提升工業(yè)經(jīng)濟效率的詳細表現(xiàn)。

1.3信息因素

信息化是當今世界經(jīng)濟開展的大趨勢，信息化的浸透力和影響力遠遠超越了任何其它技術，信息技術與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的結(jié)合對進步經(jīng)濟效率有著深遠的意義?？梢哉f，改革開放以來中國信息化的開展是進步中國工業(yè)經(jīng)濟效率的“倍增器〞。

1.4規(guī)模因素

斯密闡述了大規(guī)模消費對進步勞動消費率具有重要作用，斯密理論是規(guī)模效率的一種古典解釋。真正意義的規(guī)模效率理論起源于美國，典型代表人物有阿爾弗雷德·馬歇爾、張伯倫、羅賓遜和貝恩等。馬歇爾闡述了規(guī)模經(jīng)濟形成的兩種途徑，即依賴于個別企業(yè)對資源的充分有效利用、組織和經(jīng)營效率的進步而形成的“內(nèi)部規(guī)模經(jīng)濟〞和依賴于多個企業(yè)之間因合理的分工與結(jié)合、合理的地區(qū)布局等所形成的“外部規(guī)模經(jīng)濟〞。顯而易見，改革開放以來中國工業(yè)規(guī)模的宏大變化對中國工業(yè)經(jīng)濟效率有著不可無視的影響。

1.5人力資本因素

人力資本表現(xiàn)為蘊含于人內(nèi)部的各種消費知識、勞動與管理技能和安康素質(zhì)等域素的總和。世界銀行在?增長的質(zhì)量?報告中指出，過分依賴物質(zhì)資本而對人力資本投入缺乏會降低全要素消費率的增長。人力資本理論的代表性人物舒爾茨和貝克爾從微觀與宏觀兩個層次分析了人力資本促進經(jīng)濟增長的內(nèi)在機理。作為“活資本〞的人力資本，具有創(chuàng)新性、創(chuàng)造性，對GDP的增長具有更高的奉獻率【5】。

2模型設定

傳統(tǒng)研究中，經(jīng)濟產(chǎn)出和投入的關系往往可以表示成柯布-道格拉斯消費函數(shù)(簡稱C-D消費函數(shù))。隨著經(jīng)濟的開展，該函數(shù)逐漸表現(xiàn)出種種缺乏。(1)傳統(tǒng)C-D函數(shù)把消費中的重要投入要素“技術〞抽象成一個既定不變的常數(shù)，這與當前知識經(jīng)濟、信息經(jīng)濟迅猛開展的事實不符，因此難以表達知識對產(chǎn)出應有的奉獻；(2)傳統(tǒng)C-D函數(shù)幾乎沒有考察制度因素對產(chǎn)出的積極作用，而制度的重要恰恰為現(xiàn)代經(jīng)濟學所證實；(3)政府政策、社會開放等諸多因素引起的效率變化同樣不容無視。基于上述考慮，本文提出如下擴展型消費函數(shù)：

其中，Y代表工業(yè)產(chǎn)出，C代表剩余常量，K表示資本，L表示勞動，KF代表開放程度，SC代表市場化程度，MY代表民營化程度，GM代表規(guī)?；潭?，RD表示RD投入占GDP的比重，XX代表信息化程度，RL代表工業(yè)人力資本，α、β分別表示資本、勞動的產(chǎn)出彈性，γ1……γ7分別表示各類非實體性要素的產(chǎn)出彈性，t是時間。

3變量指標及數(shù)據(jù)處理

3.1TFP的測算

對上述計量模型所涉及到的TFP的測算，本文選取工業(yè)總產(chǎn)值作為產(chǎn)出指標，選取固定資產(chǎn)凈值年平均余額來代替資本存量指標，選取工業(yè)從業(yè)人員代替勞動力投入指標。并根據(jù)地理聯(lián)絡及經(jīng)濟聯(lián)絡，分別從東、中、西部地區(qū)選取北京、天津、河北、山西、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、河南、湖北、湖南、江西、四川、貴州、云南、陜西、--等22個代表性省市，按照1980~2022年的時間順序及投入產(chǎn)出指標，得到包含594組觀測值共計1782個數(shù)據(jù)的時間面板。全部數(shù)據(jù)來自歷年?中國統(tǒng)計年鑒?、?中國工業(yè)經(jīng)濟年鑒?、?新中國五十年統(tǒng)計資料匯編?以及各省市統(tǒng)計年鑒。在實際計算時，對工業(yè)總產(chǎn)值、固定資產(chǎn)凈值年平均余額利用價格指數(shù)按照基年(1980)不變價統(tǒng)一折算處理。經(jīng)價風格整與數(shù)據(jù)標準化處理后，由Malmquist效率指數(shù)模型分解得到中國工業(yè)經(jīng)濟運行效率的TFP變化指數(shù)。

3.2變量與數(shù)據(jù)說明

3.2.1開放化程度KF

開放化程度衡量一個國家或地區(qū)的對外開放程度，一般使用進出口、FDI等指標占消費總值(GDP)的綜合比重來刻畫，本文采用歷年進出口總額除以當年GDP表示。計算公式為：KF=(進出口總額/GDP)×100%。

3.2.2市場化程度SC

市場化反映資源配置的廣度和深度。一般來說，衡量市場化程度及其變化特征可以從消費要素(資金、勞動力、技術程度等)配置的市場化比例和經(jīng)濟參數(shù)(價格、匯率、利率等)決定的市場化程度反映出來[8]?？紤]到在社會資源配置中，投資活動是最重要也是最主要的資源配置，因此市場化程度可以用投資的市場化指數(shù)表示。本文采用統(tǒng)計年鑒中全社會固定資產(chǎn)投資中外資、自籌資金和其他投資3項之和占總投資的比重來表示。計算公式：SC=(外資+自籌資金+其他投資)/全社會固定資產(chǎn)投資×100%。

3.2.3民營化程度MY

民營化程度也即非國有化率，反映經(jīng)濟成份多元化的指標。本文采用非國有工業(yè)總產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重表示。計算公式：MY=非國有工業(yè)總產(chǎn)值/工業(yè)總產(chǎn)值×100%。

3.2.4大中型工業(yè)企業(yè)研究與試驗開展(RD)投入強度RD

根據(jù)丹尼森(Denison)和肯德里克(Kendrick)等人的研究，技術進步涉及消費要素質(zhì)量變化、知識進展、資源配置的改善、規(guī)模節(jié)約、不規(guī)那么因素等諸多內(nèi)容。為簡化起見，這里采用大中型工業(yè)企業(yè)RD投入強度近似衡量工業(yè)經(jīng)濟運行中投入的科技數(shù)量。計算公式：RD=大中型工業(yè)企業(yè)RD投入/GDP×100%。

要注意的是，公式中的RD投入是一個存量概念，應在每年大中型工業(yè)企業(yè)新增的RD經(jīng)費支出根底上，扣除上一年度的RD折舊，得到當年的RD凈存量，根據(jù)永續(xù)盤存法從基年逐漸累加而成，即RDt=RDt-1(1-δt)+RD，其中δ為折舊率，一般取10%，RD表示存量。對于基年存量數(shù)據(jù)的選取，那么借鑒張軍(2022)的處理方法，利用基年RD經(jīng)費支出除以10%予以確定。

3.2.5規(guī)模化程度GM

一般來說，工業(yè)經(jīng)濟中大中型企業(yè)數(shù)量越多，工業(yè)經(jīng)濟總體規(guī)模越大，反之就越小，因此可以用大中型工業(yè)企業(yè)單位數(shù)占全部工業(yè)企業(yè)單位數(shù)的比例來代表工業(yè)經(jīng)濟的規(guī)?；潭?。計算公式：GM=大中型工業(yè)企業(yè)單位數(shù)/全部工業(yè)企業(yè)單位數(shù)×100%。

3.2.6信息化程度XX

信息化程度的衡量比擬復雜，國家統(tǒng)計局也很少專門針對信息化公布統(tǒng)計數(shù)據(jù)。鑒于此，本文采用郵電業(yè)務總量占當年GDP的比重來代替。計算公式：XX=郵電業(yè)務總量/GDP×100%。

3.2.7工業(yè)人力資本存量RL

本文借鑒侯亞非[9]對勞動力受教育年限的分類方法，即小學按5年，初中按8年，高中按11年，大專及以上統(tǒng)一按15年計算，文盲半文盲那么為0，計算公式為：H=P1×15+P2×11+P3×8+P4×5+P5×0，AE=H/N。其中H為人力資本總存量，P1到P5依次為大專及以上、高中和中專、初中、小學、文盲半文盲的在業(yè)人口人數(shù)，AE為平均受教育年限，N為人口總數(shù)。在此根底上得到工業(yè)人力資本計算公式：RL=平均受教育年限×工業(yè)就業(yè)人數(shù)=(全國人力資本總存量/總?cè)丝?×工業(yè)就業(yè)人數(shù)。

根據(jù)以上數(shù)據(jù)處理方法，查找?新中國五十年統(tǒng)計資料匯編?、?中國工業(yè)交通能源50年統(tǒng)計資料匯編?(1949~1999年)及相應統(tǒng)計年鑒，并作價風格整后，依次計算整理得到全部7個指標的時間序列值，如表1。

4回歸分析

4.1數(shù)據(jù)預處理

在數(shù)據(jù)回歸前，先對表1中的原始數(shù)據(jù)作進一步處理，為與全要素消費率TFP保持可比性，令每一個原始數(shù)據(jù)分別以上一年為100轉(zhuǎn)換成指數(shù)形式，然后再將得到的數(shù)據(jù)進展對數(shù)化處理，進一步消除異方差。

4.2單位根檢驗

為防止因序列不平穩(wěn)而造成偽回歸，首先進展各序列的平穩(wěn)性檢驗。經(jīng)ADF單位根檢驗可知lnTFP~I(1)、lnKF~I(1)、lnSC~I(1)、lnMY~I(1)、lnGM~I(1)、lnRD~I(2)、lnXX~I(1)、lnRL~I(1)，即8個時間序列都是1階單整。

4.3協(xié)整檢驗

同階單整序列之間的協(xié)整關系通常采用Johansen提出的關于系數(shù)矩陣的協(xié)整似然比(LR)檢驗方法進展。結(jié)果見表2所示，可知在99%的置信程度下回絕原假設，即模型中的8個變量存在協(xié)整關系，有且僅有1個協(xié)整關系。

4.4誤差修正模型

根據(jù)格蘭杰(Granger)表述定理，假設非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關系，那么必然可以建立誤差修正模型。傳統(tǒng)的經(jīng)濟模型通常表述的是變量之間的一種“長期平衡〞關系，誤差修正模型通過建立短期的動態(tài)模型以彌補長期靜態(tài)模型的缺乏，它既能反映不同時間序列間的長期平衡關系，又能反映短期偏離向長期平衡自動修正的機制。ECM估計及相關檢驗結(jié)果見表3。

除規(guī)?；笜送馄溆喔髯兞烤ㄟ^t檢驗，可決系數(shù)較高。誤差修正項ECM(-1)通過檢驗，符合白噪聲?？梢钥闯?，誤差修正模型符合誤差的反向修正機制，說明TFP增長率的變動受到協(xié)整方程的約束，對長期平衡關系的偏離會在下一期得到修正。從系數(shù)估計值-1.0935看，反向調(diào)整力度很大，說明對于工業(yè)經(jīng)濟TFP增長率的波動，通過開放化、市場化、民營化等影響TFP的諸因素之間的這種長期平衡機制進展自動調(diào)節(jié)是非常靈敏的。

5實證結(jié)果分析

5.1開放化積極影響中國工業(yè)經(jīng)濟效率

從ECM模型中的短期波動來看，開放化程度對工業(yè)經(jīng)濟效率具有正的顯著影響。由于對數(shù)差分近似反映變量間的彈性關系，可知當開放化程度每提升1%時，相應的中國工業(yè)經(jīng)濟運行效率(TFP)就進步0.1648%。這一實測結(jié)果與中國的實際情況相符[10]。本質(zhì)上，對外開放是國內(nèi)經(jīng)濟改革的對外延伸，是利用兩種資源(國內(nèi)資源和國外資源)、兩個市場(國內(nèi)市場和國外市場)，在世界范圍內(nèi)合理配置資源的方式，因此成為促進改革后中國工業(yè)經(jīng)濟效率進步的重要因素。

5.2市場化顯著影響中國工業(yè)經(jīng)濟效率

市場化指標的回歸系數(shù)為0.5845，說明市場化進程對中國工業(yè)經(jīng)濟效率具有明顯的促進作用，市場化程度每變化1%時，相應的中國工業(yè)經(jīng)濟運行效率就同方向變化0.5845%。市場化進程的影響之所以如此顯著，是因為市場化改革把一切經(jīng)濟活動主體推向一個優(yōu)勝劣汰的競爭平臺，最大限度地激活了經(jīng)濟活動中的競爭性效率。在中國現(xiàn)階段，不僅存在國有企業(yè)與私有企業(yè)之間的競爭，還存在處于城鄉(xiāng)二元體制下企業(yè)之間的競爭，以及擁有眾多優(yōu)惠條件的外資企業(yè)與中資企業(yè)之間的競爭，特別是還存在擁有大量消費資源的地方政府之間的競爭，正是上述由市場化改革激發(fā)的劇烈競爭，使得現(xiàn)階段工業(yè)經(jīng)濟效率得以提升[11]。

5.3民營化對中國工業(yè)經(jīng)濟效率具有弱的正面影響

民營化指標回歸系數(shù)為0.0645，對中國工業(yè)經(jīng)濟效率雖然具有正面促進效應，但影響作用相對較小。相對于較早施行的開放化和市場化改革，國有經(jīng)濟的民營化進程起步較晚，其效率的釋放需要一個過程才能顯現(xiàn)出來。其次，民營經(jīng)濟的市場準入遇到了不小的阻礙，削弱了民營化帶來的市場競爭效率。盡管“非公經(jīng)濟36條〞在2022年已經(jīng)公布施行，由于地方保護主義揮之不去，市場阻隔在一些行政壟斷部門和行業(yè)、公用事業(yè)、根底設施領域表現(xiàn)更為突出，隨意抬高市場準入門檻、阻礙民營企業(yè)進入的事例屢見不鮮。

5.4RD投入對中國工業(yè)經(jīng)濟效率具有正向推動作用

回歸結(jié)果顯示，大中型工業(yè)企業(yè)RD投入每進步1%，中國工業(yè)經(jīng)濟運行效率就進步0.2159%。自1995年以來，中國對RD投入的力度不斷加強，全社會RD投入總量和投入強度逐年上升。2022年RD經(jīng)費總額排名世界第6位，2022年瑞士洛桑管理學院發(fā)布了?世界競爭力年鑒2022?，中國的國際競爭力在55個國家和地區(qū)中由上年的第17位升至第15位?？茖W技術尤其是RD投入逐年提升，對中國全要素消費率的進步明顯起到了宏大的推動作用[12]。

5.5信息化帶動中國工業(yè)經(jīng)濟效率同向增長

信息化程度每進步1%，中國工業(yè)經(jīng)濟運行效率就進步0.2163%。從回歸系數(shù)上看，信息化與RD投入對工業(yè)經(jīng)濟效率變動的影響力度非常接近。中央把大力推進信息化作為我國在新世紀頭20年經(jīng)濟建立和改革的一項主要任務，要求“堅持以信息化帶開工業(yè)化，以工業(yè)化促進信息化〞。改革開放后，中國信息化建立獲得了重要進展，信息技術不斷得到應用，信息根底設施和效勞程度不斷進步，信息產(chǎn)業(yè)持續(xù)快速增長，網(wǎng)絡規(guī)模已躍居世界首位。這些信息化改造與投入，對中國工業(yè)效率的進步發(fā)揮了重要作用。

5.6規(guī)模對中國工業(yè)經(jīng)濟效率呈現(xiàn)負面阻滯作用

模型中，規(guī)?；笜嘶貧w系數(shù)為-0.4089，表現(xiàn)出對工業(yè)經(jīng)濟效率的負面阻滯作用。從代表規(guī)模的計量指標來看，以大中型工業(yè)企業(yè)單位數(shù)所占比重來衡量規(guī)模因素的變動，實際上代表的恰恰是很大一局部國企特別是壟斷性國企的規(guī)模。萊賓斯坦指出，大企業(yè)特別是壟斷性大企業(yè)，面臨外部市場競爭壓力小，內(nèi)部組織層次多，機構(gòu)龐大，關系復雜，企業(yè)制度安排往往出現(xiàn)內(nèi)在的弊端，使企業(yè)費用最小化和利潤最大化的經(jīng)營目的難以實現(xiàn)，從而導致企業(yè)內(nèi)部資源配置效率降低，這就是“X非效率〞。因此，規(guī)模系數(shù)出現(xiàn)負值不僅不與中國工業(yè)經(jīng)濟開展的實際情況相違犯，反而恰恰提醒了中國工業(yè)經(jīng)濟開展的真實場景———那就是隱藏在規(guī)模背后的國有因素對效率造成了較大的負面影響。

5.7人力資本對中國工業(yè)經(jīng)濟效率呈現(xiàn)負面影響

人力資本投入的回歸系數(shù)為-0.2915，說明對中國工業(yè)經(jīng)濟效率具有反向制約作用，這與人力資本增進效率的理論判斷剛好相反。究其原因，可能是人力資本計量指標的內(nèi)在缺陷造成的。正如穆力干和薩拉伊馬丁(1995)所言，平均學校教育年限不是對人力資本存量的好的計量方法，學校教育只是一方面，人的社會經(jīng)歷，尤其是干中學的經(jīng)歷也是人力資本的重要因素。所以，用此指標代表人力資本的真實情況值得商榷，在沒有更好的計量人力資本的指標出現(xiàn)之前，對中國工業(yè)人力資本與效率關系的研究有待進一步實證。

比擬以上幾方面的影響因素，可以發(fā)現(xiàn)，制度因素對中國工業(yè)經(jīng)濟效率的影響作用最顯著，影響程度也最深化、最廣泛。以“開放化、市場化、民營化〞為主軸的改革，實際上綜合起來就是改革開放至今中國