一、引言
中國歷經 30 多年的市場化改革從其產生的增長效應和過程的穩定性來說，是漸進式轉型的成功實踐。然而，這種增量改革過程中，由于新舊體制的沖突和交替作用，有效的資源配置方式和激勵機制不能滲入所有經濟領域，導致經濟體制內部各種制度安排之間不配套的問題長期存在［1］。不同領域的改革進程快慢不同，使改革內部形成錯層，即市場體系的各元素短期內不能形成有效配合，從經濟效率上講，這種改革本質上不是最優選擇。近年來，不少學者提出采取“平行推進”\\(parallel partialprogression\\) ，即同時積極全面地推進各種體制改革的觀點，對漸進式改革的概念框架加以修正［2，3］。
這些研究從理論層面闡釋了轉型和發展中國家全面協調的市場化改革對生產率驅動型的經濟長期增長具有特殊根本性的制度效應，但缺乏充分的實證檢驗。一個普遍共識是，宏觀經濟的可持續增長立足于微觀企業生產效率的不斷提高。那么，中國的市場化轉型過程中，各個領域改革進展同步協調性對企業生產率的提高是否有顯著影響? 隨著市場化體制由局部向整體經濟滲透，企業生產率呈現怎樣的變化趨勢? 對這些問題的嚴謹分析，不僅有助于對現有改革的路徑與方式作出客觀評價，對完善市場經濟體制改革的基本戰略也有重要的實踐意義。
鑒于此，本文運用微觀數據，細致探討了市場化改革進程協調同步性的變化對企業生產率的動態影響作用，以期在既有研究基礎上實現如下推進: 一是創新性地構造一個市場化同步性指標，用以刻畫各領域市場化改革在時間維度上的協調性，以此分析各領域市場化的相對進展對企業生產率的影響機制; 二是通過三階非線性模型，揭示出市場化改革同步性的不同水平，對企業生產率分階段的影響特征，從而呈現出生產率隨著制度環境改善的動態演化趨勢; 三是比較不同類型企業生產率變化對市場化同步性敏感程度的差異，以揭示市場化同步性對異質性企業生產率影響的截面特征。
本文其余部分安排如下: 第二部分闡釋市場化改革同步性的內涵以及企業生產率的作用機制，并提出基本假設; 第三部分說明數據變量和計量回歸模型; 第四部分報告實證結果并進行穩健性和拓展性分析; 最后是研究結論和研究建議。
二、理論與假設
\\(一\\) 市場化改革同步性的內涵與特征
1． 市場化改革同步性的界定
市場化是涉及要素配置、產品交易、金融服務、法律規范等多個相互聯系的領域的重大制度轉型［4］。市場化改革同步性\\(market reform synchronization，下文亦簡稱市場化同步性\\) 是指新興和轉型經濟體各領域市場化改革進程在時間維度上的相互協調性\\(temporal alignment\\) ?！巴叫浴盶\(Temposynchronization\\) 源于一個物理學概念①，近年來逐漸被引入社會管理領域的研究中［5，6］，其中，經濟轉型過程中的市場化同步性就是一個日趨受到關注的議題［7-9］。在經濟轉軌過程中，由于各種體制之間往往存在相互依存、相互制約的關系，整體聯動、平衡推進的制度變革相互之間能形成正向溢出，形成單一或局部改革不具備的協同性制度效應，反之，部分領域的改革“超前”和其他領域的“滯后”\\(瓶頸\\) ，都會造成整體市場經濟機制的低效甚至無效率，因而產生體制“不協調成本”［2］。
2． 市場化改革同步性的測量
為了清晰刻畫各領域改革時間維度的協調性，需要一個變量可以反映一個動態系統中各個部分變化的均勻程度。本文參考 Robins and Wiersema［10］、Banalieva［11］的思路，借用熱力學中的熵指數\\(Entropy Index，EI\\) ，構造了一個“市場化改革同步指數”，具體計算公式如下所示:
其中 sync 表示一個地區某時點的市場同步化程度，i 為第 i 個市場化改革方面，j 為第 j 省區。
ΔDi，j表示第 j 省區第 i 個子指數值相對于上一年的變化\\(sync 中包含上一年水平旨在刻畫制度變遷進程中的滯后影響\\) 。利用這一特性構造的市場同步化指數具有兩個其他測度區域差異指標所不具備的獨特優點: 其一，在多維度的制度體系中，發生變革的是集中于某局部領域\\(低 EI 值\\) 還是體系整體\\(高 EI 值\\) ; 其二，隨時間推移，是否體系內各個方面同步發生變化還是有先后節奏差異\\(低 EI值\\) ，比如在 5 個維度的指標體系中，從\\(1，1，1，1，1\\) 到\\(2，2，2，2，2\\) 的 EI 值要高于從\\(1，1，1，1，1\\) 到\\(4，1，1，1，1\\) ，換言之，從制度變革同步化角度，前一過程要優于后者?；?EI 公式構造的“市場化制度同步指數”值越高，說明市場化制度涉及的各維度子類中變革的部分越多，且各維度指標的時序變化越趨于同步，由此量化測度市場化改革進程中的動態結構性變化趨勢。
本文根據“中國經濟改革研究基金會國民經濟研究所”編制的 2009 版“中國市場化指數”，在此基礎上計算“市場化同步性指數”，即每個省區在考察年份 sync 指數中的 i 分別對應于同期市場化指數的五個方面②。
3． 中國市場化同步性的現實特征
我們首先比較了中國各地區市場化指數\\(1998 ～2009\\) 與市場化同步性指數\\(1999 ～2009\\) 的主要統計變量③。兩個指數的空間分布特征相符，也有所不同: 市場化指數東中部差異不大\\(6. 69 和6. 7\\) ，均明顯高于西部\\(4. 27\\) ; 而市場化同步性指數值則在東中部地區之間形成分化，東部地區平均水平在全國領先地位更突出\\(17. 31\\) ，但該區域內的極差也最大\\(16. 09 ＞ 全國均值 15. 9\\) 。我們認為，市場化同步性是在市場化絕對水平基礎上對制度質量更高層次的反映，因此絕對水平階段性地提高不必然伴隨著同步性的同幅度提升，而且在市場化進程中總水平相似的地區，各自同步性提高的速度也不盡相同，因此有必要將市場化同步性作為一個獨立的制度轉型指標進行分析。
\\(二\\) 市場化改革的同步性與企業生產率
在熊彼特［12］的創新理論中就指出制度變遷的同步性和互補性對企業的研發決策與創新績效具有重要影響。以此理論為基礎，結合中國制度轉型的實踐經歷，我們認為，市場化同步性的提高至少可以通過如下兩個機制對企業生產率產生積極作用。
1． 資源維度 市場化各領域制度的同步發展，有助于形成有效的資源配置和供給機制，提高企業生產運營的綜合效率。首先，市場化改革的同步性越高，意味著更多領域的經濟資可以通過價值規律和競爭機制，在恰當的時點投入給需要的經濟活動中，使各種資源的配置具有適時協同性\\(timing synegy\\)［13］。這對于提高企業企業生產率具有不可或缺的重要意義。生產率作為各種投入要素的單位平均產出水平，是企業利用各種要素資源組合的綜合運營效率的反映［14］，需要企業生產經營各個環節的周期運轉中都能相互協調以有效方式及時獲得各種資源投入。一個高同步性水平的市場體系正可以為企業優化投入與產出效率提供便利的資源平臺。其次，除了要素市場，其他配套領域制度的市場化同步發展，也對企業提高生產率有積極的促進作用。如產權改革帶來的微觀經濟主體去行政化和多元化發展，使更多企業在競爭機制激勵下努力提高生產率以獲取超額利潤; 產品市場的發展使企業能夠通過靈敏的價格信號掌握行業的供求信息，合理調整新要素和研發投入的方向，創造生產率的新增長點; 金融和勞動力等特定要素的市場化同步發展體現在資本和勞動力在全社會能夠更加靈活流動，從而降低企業融資和人力成本; 中介組織和專業人才市場的發育有助于提高企業管理水平和技術進步，技術市場和知識產權法規的完善在便利先進技術擴散的同時保障企業自主創新的權益，這些制度保障將促進企業為改善效率不斷追加研發投入，形成生產率提高的持續動力。再次，在技術革新加速發展的時代，社會服務領域的制度同步向市場化發展還能催化新的要素供給，如近年來技術勞動力市場與認證資格法規體系的快速發展和成熟，就顯著推動了中國在產業轉移和升級過程中新型人力資本要素供給的形成，為處于產業轉型期的企業提高創新能力和經驗績效發揮了積極作用。
2． 認知維度 市場化同步性持續地提高能夠通過增強企業對政府改革決心的信任與認同感而影響投資和創新行為，進而反映在企業生產率的變化。一方面，當政府穩步協調地同時推進各方面制度的改革，實際上會向企業釋放一個清晰信號，即經濟的轉型將不可逆地全面持續進行［15］。在此普遍預期下，企業為獲取和保持市場競爭優勢，會更傾向于從事旨在提高生產率的長期投資及研發活動。反之，同步性較低\\(即局部\\) 的市場化改革則會使企業對制度環境的發展前景產生不確定甚至差異化的預期［16］，由此抑制了長期和戰略性投資的動機。比如，產品市場的改革如果沒有相關法律制度環境\\(如合同執行效率、知識產權保護\\) 的完善，企業會擔心付出高昂沉沒成本和面臨高收益風險的研發投資的預期成果缺乏充分的法律保障，因而放棄能夠改進生產率的創新投資機會。同樣，產品市場改革的效果也依賴于要素市場化的發展程度\\(如土地、信貸、勞動力\\) 的同步改革，充足的資金和人力資本是支持企業研發創新和效率改進的必要基礎，要素市場發展長期滯后于產品市場，會導致要素供給的市場機制扭曲，這不僅直接阻滯企業效率的提高，更有可能誘使企業將用于研發投入、設備更新的投資資源轉向進行尋租等非生產性活動，對生產率產生間接的負面影響［17］。需要指出的是，而且隨著改革的深入進行，市場化機制會擴散至更多領域，互為條件的各種制度改革之間的協同效應會得到更為充分的發揮［13］。從資源配置角度，市場化同步性的持續提高對企業生產率的影響程度會逐步增強; 另外，市場化同步性的持續提高可以穩固個體對改革的認同感，逐步強化認知層面促進企業生產率的作用機制。隨著經濟轉型持續進行，市場化同步性在不同水平對企業生產率的邊際影響會形成動態變化趨勢。因此，對于市場化同步性與企業生產率之間的關系不應簡單視為靜態的線性特征。
綜合以上分析，我們提出:
H1: 市場化同步性對企業生產率的提高有正向促進作用;
H2: 市場化同步性邊際影響會隨著同步性水平的提高而有所變化。
三、數據與變量
\\(一\\) 樣本說明
本文樣本來自中國國家統計局的工業企業數據庫。為了與市場化進程指標的時期相符，樣本設定在1998 ～2007 年間統計的全部國有和規模以上\\(主營業務收入超過500 萬元\\) 非國有企業，覆蓋了GB /T4757 的 6 ～ 46 大類\\(不含 38\\) 的工業企業。為保證數據質量清潔性，我們還對原始數據進行了如下處理: 第一，通過交叉匹配法剔除同年重復或錯誤的記錄，提高樣本信息的準確度; 第二，依照2002 版《國民經濟行業分類標準》對 2003 年前后企業的行業代碼重新調整，統一四分位行業類別口徑; 第三，剔除一些關鍵性指標缺失或明顯錯誤的記錄\\(如工業總產值、工業增加值、固定資產、從業人員、實收資本數值為 0 或負; 第四，去除了企業規模較小的樣本\\(從業人數小于 30\\) 。
\\(二\\) 變量定義
1． 因變量 為了與已有文獻具有可比性，本文也使用全要素生產率\\(TFP\\) 度量企業生產率。我們先以 1998 年為基期，將計算 TFP 涉及的所有名義變量轉化為實際水平: 工業增加值和中間投入品使用企業所在地區各年份工業品出廠價格指數進行平減; 沿用大多數研究文獻的做法，實際資本\\(固定資本存量\\) 利用永續盤存法進行推算，并使用固定資產投資價格指數平減④; 勞動力投入以數據庫中報告的各年從業人數度量。對于 2004 年缺失的工業總產值和增加值，采用劉小玄和李雙杰［18］的方法進行推算。為提高計量結果的穩健性，本文分別采用半參數 OP 和 LP 兩種常用方法測算 TFP［19］。
2． 控制變量 參考有關企業生產率影響因素的文獻［20，21］，在盡量平衡計量模型的變量遺漏和多重共線性的基礎上，以及結合我們樣本數據的實際信息含量，我們在計量模型中還控制了其他可能影響到企業生產率的企業、地區和行業的特征變量。在企業層面，scale 為企業規模，以工業總資產自然對數計算; age 為企業年齡，表示企業成長階段，依據企業的成立時間推算; export 為二值虛擬變量，取1 表示企業產品有出口，反之為 0，該指標用以判別企業產品的國內外市場定位; lnrd 反映企業研發密度，是研發資本占工業總產值比重的自然對數，以測度研發投入對技術水平的影響; 考慮到不同產權性質企業之間生產率的可能的差異，我們構造了五個非國有企業登記注冊類型的二值虛擬變量: coe\\(取 1 為集體企業，反之為 0\\) 、private\\(取 1 為私營企業，反之為 0\\) 、djv\\(取 1 為其他企業，反之為 0\\) 、hmtie\\(取 1 為港澳臺企業，反之為 0\\) 、Fie\\(取 1 為，反之為 0\\) ，以考察相對于國有企業，其他類型企業性質對生產率的邊際作用。在地區與行業層面，lngdpper 表示所在地區當年人均 GDP 自然對數，反映地區經濟發展水平; fdiopen 反映地區開放度，以各省區年吸收外商直接投資實際利用額與地區GDP 之比的自然對數度量; hhi 為企業所在 2 分位行業的集中度，采取基于工業總產值測算的赫芬達爾指數\\(Herfindahl—Hirschman Index\\) ，用以反映市場競爭結構。
\\(三\\) 計量模型
為了盡量細致考察市場化同步性對企業生產率邊際影響的趨勢特征，以及確定邊際影響發生變化的各個臨界點，我們參考 Lu［22］、蔣春燕和趙曙明的方法［23］，構造了一個包括市場化同步性指數一次、二次和三次項的多元非線性回歸模型:
式\\(2\\) 中，下標 i、j、k 和 t 分別表示企業、地區、行業和年份，因變量是以 OP 和 LP 計算的 i 企業在t 年 TFP 的自然對數，x'it是模型中除市場化指數外的控制變量，ηj、μk、\ue527t分別控制企業所在省區、行業\\(二分位\\) 及年份的固定效應，εijkt是誤差項。
四、實證結果與分析:
\\(一\\) 基本模型結果本文采用面板數據的固定效應方法進行回歸⑤\\(見表 1\\) 。
在表 1 中，模型\\(1\\) 和\\(2\\) 是只包括控制變量的基礎模型，模型\\(3\\) ～ \\(8\\) 依次加入 sync 的一階、二階、三階項⑥。在控制了其他影響因素后我們發現，基于兩種方法測算的 TFP，核心解釋變量的估計系數有如下幾點一致的結果: 其一，在全部模型中市場化同步性系數均在 1%的水平顯著為正\\(lntf-pop 系數值略高于 lntfplp\\) ，表明市場化同步性的確對企業 TFP 有促進作用，支持了假設 1; 其二，在模型\\(5\\) 和\\(6\\) 中，對于兩種 tfp，市場化同步性指數的二次項系數值均在 1% 水平上顯著為負\\(βtfpop =－ 0. 0175，βtfplp = － 0. 0095\\) ，表明同步性指數水平與 TFP 之間存在階段性的倒 U 型關系，即隨著同步性增加達一定點后再上升，TFP 的上升成逐步放緩趨勢; 其三，在模型\\(7\\) 和\\(8\\) 中進一步加入三次項后，市場化同步性指數的一階和二階項系數依然分別顯著為正和負，三次項系數在 1% 的高顯著水平上為正值\\(βtfpop =0. 0170，βtfplp =0. 0122\\) 。這說明模型\\(5\\) 和\\(6\\) 顯示的市場化同步性對 TFP 促進作用的減弱趨勢是暫時性的，當同步性指數水平進一步上升，會形成第二個拐點，之后邊際影響又止降反升，這一結果支持并補充了假設 2 的判斷。根據模型\\(7\\) 和\\(8\\) ，市場化同步性對 TFP 的完整影響軌跡呈先升、再趨緩、最后再加速上升的三階段轉置 S 型曲線，而曲線切線的斜率\\(即對 TFP 邊際影響的變化\\) 則為二階函數\\(及呈正 U 型曲線\\) ，具體如圖 1 和圖 2 所示⑦。
S 曲線的最左端平緩上升階段易于理解，畢竟市場化改革啟動后對微觀績效的正向制度效應要逐步釋放。對于中間下降階段\\(負二次項\\) 的成因，我們認為，隨著中國工業化程度加深，經濟發展結構性失衡的持續累積，市場化進程中發展相對滯后的領域\\(如中高級生產要素供給機制、產權制度\\)對 TFP 的制約逐漸顯現，一定程度削弱了市場化同步性對生產率的正向作用，使市場化同步性的邊際影響進入暫時性下行區間。但是，只要市場化改革的同步性不斷提高，會逐步將更多領域納入市場化改革范圍，使相互促進的各種制度的協同效應不斷凸顯，從而增強對生產率的促進作用; 而且如前所述，市場化制度環境的整體協調發展又會創造新的效率來源，如研發要素、人力資本、創新動力，進一步強化市場化同步性的正面作用，正因如此，當同步性水平超過第二個拐點后，市場化同步性對TFP 的正向影響會反彈并加速提高。
進一步分析，根據模型\\(7\\) 和\\(8\\) 的回歸系數，基于 OP 和 LP 法 TFP 的 S 曲線第二個拐點，也即二階導數曲線的最低點大約在 17. 8 和 27. 1 左右\\) ，換言之，當市場化同步性指數達到 17. 8 和 27. 1時，對 TFP\\(OP 和 LP\\) 的邊際影響增幅處于最低水平，超出這個臨界值，邊際影響進入 S 曲線的第三個加速上升階段。值得注意的是，在樣本考察期中國大部分省份正迫近對 TFP\\(OP 法\\) 的第二個拐點\\(全國平均為 17. 3，最大值為 19. 06\\) 。因此，根據以上實證結果，中國進一步全面協調地推行市場化改革會更大程度地發揮對企業 TFP 的促進作用，換言之，市場制度環境越完善，企業 TFP 的變化對制度因素也會更敏感。
\\(二\\) 拓展性分析
1． 分所有制
在以上回歸結果中，五個所有制類型變量基本都顯著為正，特別是國內非國有企業更全部在 1%水平上與 TFP 正相關，表明在全體樣本中，各種非國有企業的特征普遍具有提高 TFP 的邊際效應。
為更清晰比較市場化同步性水平對企業 TFP 的影響在不同所有制企業之間有何差異，我們將原始樣本分為國有企業、民營企業\\(包括集體、私營及其他\\) 和外資企業\\(包括港澳臺和外商投資\\) 。根據表2，對于國有企業，市場化同步性與企業 OP 法的 TFP 的三階項的系數符號未變，但顯著性大幅降低，對 LP 法的 TFP 一階和二階項的系數符號甚至出現反轉; 相反，無論國內非國有還是外資企業，不僅依然保持 1%的高顯著性水平，且一階和三階正系數的絕對值也較表 1 中明顯提高，以 OP 法的 TFP為例，民營和外資企業的市場化同步性一階項系數值分別是國有企業的 10 倍和 40 倍以上。這說明初始假設 1 關于市場化同步性對企業 TFP 非線性的影響機制在非國有企業中要比在國有企業更普遍存在，即市場化對非國有企業 TFP 的促進作用要明顯強于國有企業。我們認為，民營和外資企業經營決策較少受行政干預，市場化導向更為凸出，因而產出績效對市場化制度環境的水平也更為敏感。由此說明，市場化同步性對在非國有企業效率顯著改善作用，對于推動經濟主體多元化發展具有重要意義。
我們也分所有制類型考察了市場化同步性對企業冗余資源與 TFP關系的調節效應，發現三個子樣本之間無突出差別，因此基于本研究樣本，企業所有制特征并未顯著影響假設 2 的有效性，限于篇幅未做詳細報告。
2． 分規模
企業規模是以上控制變量中另一個與 TFP 呈顯著正相關性的控制變量。大企業可能因為規模經濟效應提高產出效率，但樣本中非國有企業的規模明顯高于國有企業。是否在基本模型中企業規模的邊際效果中受到企業所有制因素的影響。為此，我們以工業總資產的中位數為界，分出混合各種所有制類型的小規模和大規模兩個子樣本進行對比分析。根據表 3，對于大企業，市場化同步性對 TFP 的一階項和三階項的正系數值明顯高于小企業，且一階項絕對值也遠大于二階項，說明同步性對 TFP 對于大企業普遍具有更突出的促進作用，并不因企業所有權類型不同發生異化。由于大企業的資產總額和營業利潤都遠高于小企業，完善市場化制度環境必然對整體經濟的發展具有重要意義。
此外，我們還基于如下幾種典型特征進行分類拓展分析: \\(1\\) 要素結構。我們以樣本企業資本密集度\\(固定資產凈額/年平均從業人數\\) 的中位數為界，將低\\(或高\\) 于這一臨界值的企業劃入勞動密集型和資本密集型兩個子樣本，考察可能依附于生產設備的技術水平對 TFP 的潛在影響; \\(2\\) 所在地區。按東、中、西分三大區域進行子樣本分析，考察基礎模型中未刻畫的地區性經濟、社會發展差異是否影響同步性作用的發揮; \\(3\\) 產業特征。根據國家統計制度，將樣本分為戰略與非戰略新興產業，以及高科技與非高科技產業不同類型，進一步控制特定產業政策、技術含量的特殊作用。我們發現，在這些拓展性分析中，各解釋變量與交互變量的系數在符號和顯著性與基本模型回歸相比均未發生本質性的改變，限于篇幅從略報告。
五、結論與研究建議
本文以 1998 ～2007 年中國規模以上工業企業為樣本，深入考察了各領域市場化改革進程的同步性對企業生產率的動態影響機制，得到如下主要結論: \\(1\\) 市場化改革的同步性對企業生產率的邊際影響呈先升、再趨緩、最后再加速上升的三階段轉置 S 型非線性關系，由于中國大部分省份的市場化同步性水平正迫近對生產率的第二個上升期的臨界值，進一步提高各領域市場化改革的同步協調性將對企業生產率發揮更顯著的促進作用; \\(2\\) 拓展性分析發現，市場化同步性對非國有企業生產率的促進作用要明顯強于國有企業，對大企業生產率的促進作用要明顯高于小企業，完善市場化制度環境不僅對于推動經濟主體多元化以及整體經濟的發展都具有重要意義。
本文的主要不足在于: 一是受數據限制，在構造市場化同步性指數時只考慮了市場化指數中所涵蓋的幾個重要的制度領域，今后隨著更多規范、連續性制度指標產生，可以拓展市場化同步性指標的內涵; 二是對于實證結果中市場化同步性與企業生產率之間關系的“S”型特征雖經過穩健性檢驗，但理論層面解釋還不充分，今后可從中國市場化轉型過程及企業生產周期等宏微觀角度深入分析; 盡管本文根據可得數據在模型中控制了若干企業層面的影響因素，但限于篇幅，沒有涉及市場化同步性對其他企業特征的影響進而對生產率的間接效應，未來研究將沿此思路深入進行。
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