經(jīng)營性科普產業(yè)的發(fā)展問題分析及對策研究及經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略與中國的工業(yè)化

PAGE經(jīng)營性科普產業(yè)的發(fā)展問題分析及對策研究[摘要]由山東省科普教育基地的現(xiàn)狀和問題，引發(fā)出對經(jīng)營性科普產業(yè)的思考，分析我國經(jīng)營性科普產業(yè)的現(xiàn)狀、問題以及經(jīng)營性科普產業(yè)和公益性科普事業(yè)的關系，并對科協(xié)系統(tǒng)推進經(jīng)營性科普產業(yè)的發(fā)展提出對策。[關鍵詞]科普產業(yè)經(jīng)營性公益性

1引子：由山東省科普教育基地的現(xiàn)狀所引發(fā)的科普教育基地是由科協(xié)系統(tǒng)命名的各種利用自身資源有組織、有目的、有計劃地承擔科普工作的各類場所的總稱，是科協(xié)開展科普工作的主要陣地之一，也是科協(xié)系統(tǒng)發(fā)掘社會資源興辦科普事業(yè)、推動科普社會化的有效途徑。自2001年起，山東省共命名省級科普教育基地86個，其中被中國科協(xié)命名的全國科普教育基地9個。2008年山東省科協(xié)對全省現(xiàn)有科普教育基地進行了問卷調查和實地抽查發(fā)現(xiàn)，像山東省科技館、青島海洋科技館、濟南紅葉谷風景區(qū)、泰山抽水蓄能電站科普水城等基地，充分發(fā)揮了科普教育的功能和作用，成為當?shù)乜破展ぷ鞯闹匾嚨?。但同時，一部分科普教育基地“徒有其名”，基本沒有發(fā)揮出其應有的科普教育功能，甚至有部分科普教育基地完全不存在了。通過調查可以發(fā)現(xiàn)：發(fā)揮作用比較好的科普教育基地集中在政府公益性投資的單位、以旅游和科普相結合的單位以及一些實力雄厚的大企業(yè)中，強有力的資金支持成為其開展科普工作的后盾，而90%以上運轉不良的科普教育基地將主要原因歸結于掛靠單位不夠重視、投入不足、缺少開展科普活動資金來源。究其原因，一方面政府財政沒有足夠的經(jīng)費扶持科普教育基地的發(fā)展，同時又要求科普教育基地開展全部免費的公益性科普活動，使得很多企業(yè)和科研機構因無法承擔開展科普工作帶來的成本，不得不放棄開展公益性質的科普工作，也嚴重挫傷了這些單位和社會力量的積極性。多年來，由政府組織實施的各類公益性科普事業(yè)，由于是政府買單，所以是不計成本的。隨著科普工作越來越受到社會各方面的重視，特別是近年來中國科協(xié)提出以“大聯(lián)合、大協(xié)作”的工作方式構建“大科普”的工作格局，科協(xié)作為社會化科普的倡導者和組織者，就要考慮如何鼓勵和引導社會力量參與科普工作，也不得不考慮社會力量做科普所必須承擔的成本問題，而隨著“大科普”格局的建立，完全依靠政府財政投入式的科普很難滿足公眾需要。在調查中，我們發(fā)現(xiàn)多數(shù)科普教育基地及其依靠單位，特別是一些高科技企業(yè)，最大的愿望并不是希望政府對于單位給予科普工作財政支持，而是希望政府或者相關部門出臺相關政策使得基地在圍繞科普工作的前提下，形成單位的科普工作產業(yè)化，一方面有利于收回基地的科普工作成本，另一方面擴大基地的社會影響力。由此，筆者自然而然地想到了一個經(jīng)營性科普產業(yè)的問題。2關于發(fā)展經(jīng)營性科普產業(yè)的探索性思考經(jīng)營性科普產業(yè)是相對于公益性科普事業(yè)而言的一個概念，是隨著我國科普事業(yè)的發(fā)展和市場經(jīng)濟不斷完善而產生的。2005年，中國科協(xié)科普部和中國科普研究所在安徽合肥召開中國科普產業(yè)論壇，提出了科普產業(yè)化的問題，也由此引發(fā)了社會的廣泛爭論。有的觀點認為科普產業(yè)化必將導致科普事業(yè)的市場化、企業(yè)化和商業(yè)化，而喪失其原本應該具有的公平普惠的性質；也有的觀點認為科普產業(yè)化是推動科普事業(yè)發(fā)展的必然選擇和唯一出路。筆者的觀點是：科普事業(yè)既不能“完全產業(yè)化”也不可能“完全公益化”。一方面，科普事業(yè)毫無疑問是一項以政府為主導、向全體社會成員提供公共科普服務的公益性事業(yè)，其公益性質是國家以法律形式，即《中華人民共和國科學技術普及法》明確規(guī)定的，是不容置疑和動搖的；另一方面隨著知識經(jīng)濟和信息時代的到來，人民群眾對科學技術普及的需求更加多樣化、復雜化、個性化，以普惠為主要目標的公益性科普在某些程度上已經(jīng)不能滿足人民群眾的需要，人民群眾急迫地需要一種更具針對性、靈活性、選擇性的科普形式，很顯然經(jīng)營性科普產業(yè)在這方面較公益性科普事業(yè)有更大的優(yōu)勢。因此，筆者認為從科普事業(yè)科學發(fā)展的角度出發(fā)，應堅持一手抓公益性科普事業(yè)、一手抓經(jīng)營性科普產業(yè)，雙輪驅動，兩翼齊飛。2.1發(fā)展經(jīng)營性科普產業(yè)是科普事業(yè)科學發(fā)展的大勢所趨（1）經(jīng)營性科普產業(yè)逐步成為制約科普事業(yè)發(fā)展的一個因素長期以來，制約科普事業(yè)發(fā)展的一個重要因素，就是把公益性科普事業(yè)和經(jīng)營性科普產業(yè)相混淆、政府統(tǒng)包統(tǒng)攬，應該由政府主導的公益性科普事業(yè)長期投入不足，應該由市場主導的經(jīng)營性科普產業(yè)長期依賴政府，因而束縛了科普事業(yè)的發(fā)展。事實上，這也是我國很多事業(yè)在一段時期內的發(fā)展瓶頸。隨著改革開放的不斷深入、社會主義市場經(jīng)濟體制的不斷完善，特別是黨的十六大以來，在科學發(fā)展觀指導下，我國的教育、文化、衛(wèi)生、體育等事業(yè)都探索出適合社會主義市場經(jīng)濟的公益與經(jīng)營相結合的發(fā)展道路，為科普事業(yè)的發(fā)展提供了寶貴經(jīng)驗，也從側面證明發(fā)展經(jīng)營性產業(yè)是科普事業(yè)科學發(fā)展的必然趨勢。（2）發(fā)展經(jīng)營性科普產業(yè)是科普事業(yè)發(fā)展的必然要求從當今世界科技發(fā)展趨勢看，多學科、跨學科和新興學科不斷涌現(xiàn)，科技創(chuàng)新、轉化和產業(yè)化的速度不斷加快，高新科技、尖端技術越來越多地應用于日常生活中，科技發(fā)展對人民群眾的生活帶來更多的影響?，F(xiàn)在一些經(jīng)濟社會發(fā)展中的重大科技問題，已不單純是自然科學與技術問題。科普工作也由原來單一的科學技術宣傳轉變?yōu)橐豁椣到y(tǒng)的、復雜的、涉及方方面面的社會工程，僅依靠有限的政府投入已經(jīng)不能完成向全社會普及所有科學技術的任務了，這就迫切需要科普事業(yè)有新的工作方式、投入方式和資金流動方式。從我國科普需求現(xiàn)狀看，我國是一個發(fā)展中國家，各地的經(jīng)濟、社會發(fā)展水平存在很大的差異與不平衡，使得我國的科普工作形成了不同地區(qū)和人群需求上的顯著差異。這種需求的差異就要求科普工作不僅要完成對社會全體成員的普惠，更要有對不同類型、不同知識層次、處在不同社會環(huán)境中的各種群體開展的更具針對性的科普工作。同時要對社會發(fā)展過程中出現(xiàn)的各種突發(fā)狀況（例如非典等重大疫情、地震等重大災害），進行快速反應和廣泛宣傳。這樣繁雜的科普工作顯然需要大量科普資源的支持，僅僅依靠政府的調配是遠遠不夠的。從科普工作方式轉變來看，隨著人民群眾物質生活水平不斷提高和各種信息、媒體技術不斷豐富，科普工作方式已經(jīng)由傳統(tǒng)的“灌輸式、講座式”單一模式向“選擇式、體驗式”的互動模式轉變。一成不變的科普工作方式已經(jīng)不能滿足人們的需求，人民群眾需要選擇他所需要的科普內容和喜歡的科普形式。這就要求科普工作必須告別傳統(tǒng)的、帶有盲目性的科普推廣套路，轉變到以人們需求和喜好為導向上來，這實質上也說明了科普產品日趨明顯地具有了市場的特征。從我國科普事業(yè)發(fā)展看，提高全民科學素質、提高民族自主創(chuàng)新能力已經(jīng)成為我國國家發(fā)展的核心戰(zhàn)略。國家對公益性科普事業(yè)的投入歷年增加，這實質上也為經(jīng)營性科普產業(yè)的發(fā)展奠定了良好的基礎。例如，我國提出到2020年將興建各級科技館150座，這些科技館里面對科普產品的需求就價值數(shù)億元。再如，我國目前有2.8億14歲以下兒童和青少年，國家明確指出科技教育是中小學生素質教育核心環(huán)節(jié)之一，這就構成了對科普器材、科普圖書的巨大需求，給科普產業(yè)發(fā)展營造了巨大的市場空間。2.2影響經(jīng)營性科普產業(yè)發(fā)展的因素分析近年來，公益性科普事業(yè)和經(jīng)營性科普產業(yè)相得益彰、共謀發(fā)展的理念得到了越來越多科普工作者的認同。《中華人民共和國科學技術普及法》第六條規(guī)定：“國家支持社會力量興辦科普事業(yè)。社會力量興辦科普事業(yè)可以按照市場機制運行”。但是，目前我們的經(jīng)營性科普產業(yè)還遠遠滯后于市場需求。我國現(xiàn)在人均年科普圖書發(fā)行量僅0.02冊，科普圖書平均發(fā)行量約相當于全國圖書平均發(fā)行量的1/8。全國科普期刊有400余種，但其中每期發(fā)行量能超過20萬冊的不到5%，超過40萬冊的只有3種，年盈利能達到50萬元以上的不足10%，許多科普期刊處在虧損狀態(tài)。目前全國科普旅游館園約有80家，但大多數(shù)都強調娛樂、獵奇和刺激性，有的還有偽科學、庸俗的內容存在，而科學內涵和教育功能不足。究其原因，大概包含以下幾個方面。（1）對于經(jīng)營性科普產業(yè)的觀念認識不夠我們的經(jīng)營者沒有形成經(jīng)營科普產業(yè)的理念，消費者也沒有形成消費科普產品的理念。在經(jīng)營科普產業(yè)的問題上存在思想障礙，即認為科普本質上是一種公益性的事業(yè)，不應走市場化運作的路子。甚至很多人將科普工作與收費經(jīng)營完全對立起來，認為“科普就是應該政府買單”、“收費的就不是公益，不是科普”等等。在這里，我們若將改革開放總設計師鄧小平同志論證“社會主義與市場經(jīng)濟”的經(jīng)典理論引用延伸過來，即可認識到公益性科普事業(yè)和經(jīng)營性科普產業(yè)之間不存在根本矛盾，公益性和經(jīng)營性都是科普事業(yè)發(fā)展的手段，無論何種手段目標都是一致的——提高全民族科學素質。再一個思想障礙是對于科普“營利”的偏見和誤解，似乎營利必定要玷污科普的純潔性。但“營利”和“以營利為目的”是兩個不同的概念。經(jīng)營性科普產業(yè)需要營利，但是不以營利為目的，可以在政府投入和接收社會捐助的同時，進行某種適當?shù)臓I利性經(jīng)營，把經(jīng)營所得用于填補政府投入不足而造成的科普成本空缺、提升服務質量，維持和發(fā)展科普事業(yè)。（2）支持科普產業(yè)發(fā)展的政策協(xié)調相對滯后隨著科普社會化程度的不斷提高，承擔科普責任和參與科普工作的部門越來越多，雖然科普法對政府和社會各方面的職能已作了界定，但由于缺乏具體的操作細則和相關的職能劃分，以及有些部門長期沿襲的工作傳統(tǒng)，在實際工作中仍然存在著責任分散、職責不清、相互扯皮的現(xiàn)象，有些部門工作重復、職能交叉。而目前的協(xié)調制度只局限于有限的部門之間，只是一種形式上的臨時性工作機制，沒有決策、實施社會動員、有效配置社會資源、監(jiān)督評價等職能和作用；同時缺乏長效性的工作機制和運作能力，在解決科普產業(yè)發(fā)展的一些關鍵問題方面發(fā)揮作用并不明顯，甚至還起到一定制約作用。（3）支持科普產業(yè)發(fā)展的財政金融稅收政策亟待完善經(jīng)營性科普產業(yè)的發(fā)展離不開資金投入，而投入不足一直困擾著我國科普事業(yè)的發(fā)展。長期以來，我國科普事業(yè)的發(fā)展基本上完全依靠國家各級政府的財政撥款。雖然有個別企業(yè)和個人投資科技場館建設、運營和捐贈科普事業(yè)，但是在整個科普投入中的比例仍然很低，科普產業(yè)融資渠道不暢，多渠道、社會化的科普投入體系還沒有建立起來。其原因一方面是企業(yè)缺乏捐贈意識、對相關的稅收優(yōu)惠政策不了解，另一方面是政府對社會力量投入科普等公益性事業(yè)缺乏具體配套的法律法規(guī)和政策，如企業(yè)捐贈科普產業(yè)的減免稅收優(yōu)惠政策等支持科普產業(yè)發(fā)展的相關財政金融政策就亟待出臺。（4）支持科普產業(yè)發(fā)展的人才激勵機制尚未形成目前，我國科普工作尚未完全納入科技人員業(yè)績考評中，不能作為職稱評定和晉升的績效，加上缺乏對科普工作的獎勵制度，科技人員從事科普的積極性不高；由于在職稱、待遇等方面的不確定性，不僅挫傷了一些專門從事科普研究、創(chuàng)作、宣傳人員的積極性，導致許多專職科普工作者紛紛改行、人員流失嚴重，而且也使一些年輕的科普后繼者望而卻步。這種現(xiàn)象導致科普產業(yè)發(fā)展出現(xiàn)人才匱乏的瓶頸，科普產業(yè)職業(yè)化機制沒有形成。我國科普專門人員的預期職業(yè)化教育和繼續(xù)職業(yè)化教育機制沒有建立起來，大專院校沒有開設有關科普的專業(yè)和專門課程，致使科普的職業(yè)化隊伍發(fā)育滯后、專職科普工作者隊伍職業(yè)化素質亟待提高、科普專業(yè)人員后繼無人。例如，作為科普產業(yè)之一的科普創(chuàng)作領域就存在著創(chuàng)作隊伍后繼乏人、年齡結構偏高、知識老化十分嚴重、年輕的科普作家非常缺乏的窘境。此外，作為重要社會力量的科普志愿者目前在我國才剛剛起步，由于缺乏有效的組織和活動的推動，規(guī)模還比較小，水平尚需提高。2.3發(fā)展經(jīng)營性科普產業(yè)的對策研究經(jīng)營性科普產業(yè)的發(fā)展問題，是科普事業(yè)實現(xiàn)科學發(fā)展的一個難題，也是一個機遇?？茀f(xié)作為科普工作的主力軍、科普事業(yè)的主要推動力量，在推動經(jīng)營性科普產業(yè)大發(fā)展中大有作為。（1）實現(xiàn)公益性科普事業(yè)與經(jīng)營性科普產業(yè)的有機結合發(fā)展經(jīng)營性科普產業(yè)首先要認清性質、明確任務，實現(xiàn)公益性科普事業(yè)與經(jīng)營性科普產業(yè)的有機結合，堅定推動經(jīng)營性科普產業(yè)發(fā)展的發(fā)展思路。經(jīng)營性科普產業(yè)的根本性質是在社會主義市場經(jīng)濟下，科普公共服務市場化的一種體現(xiàn)，其根本任務是繁榮科普文化市場，滿足人民群眾多層次、多方面、多樣化的精神文化需求。其根本特點是市場在科普資源配置中發(fā)揮基礎性作用，其最終目的是豐富科普資源、實現(xiàn)社會科普資源的最大化利用，最終實現(xiàn)能夠滿足全社會需求的科普資源公共化。依照此性質、任務和特點，筆者認為發(fā)展經(jīng)營性科普產業(yè)的思路核心應該是：在政府的主導下，在政府公益性投入不能達到或不能滿足公眾需求的領域，利用市場的資源配置作用和企業(yè)管理運作方式，大力發(fā)展經(jīng)營性科普產業(yè)。要建立公益性科普事業(yè)和經(jīng)營性科普產業(yè)相互促進發(fā)展的機制。公益性科普事業(yè)和經(jīng)營性科普產業(yè)雖然在投入產出方式上存在著不同，但是兩者是有密切聯(lián)系的，甚至可以說是共生共存的。一方面，公益性事業(yè)并不排斥市場機制，也不是不可以贏利，其發(fā)展壯大同樣需要引入市場的激勵機制和手段；另一方面，經(jīng)營性科普產業(yè)也并非完全唯利是圖，在市場經(jīng)濟下，企業(yè)往往只有在取得社會效益最大化的同時才能實現(xiàn)經(jīng)濟效益最大化。特別要注意的是，經(jīng)營性科普產業(yè)的收入分配應該和一般的企業(yè)有明顯的區(qū)別，要始終把社會效益放在首位，做到經(jīng)濟效益與社會效益相統(tǒng)一，其經(jīng)營收入除了用于支出成本外，還應用于對科普資源的再生、創(chuàng)造和更新。例如前面所提到的公益性科技場館建設的不斷投入，勢必促使科技館展品制作產業(yè)的大發(fā)展；而科技展品制作企業(yè)，一方面是在市場的調配作用下完成企業(yè)行為，更重要的是，通過企業(yè)的發(fā)展源源不斷提供新的產品和資源，使公益性質的科技場館充分發(fā)揮其作用，顯現(xiàn)出生機和活力。（2）經(jīng)營性科普產業(yè)要融入社會文化中去要將經(jīng)營性科普產業(yè)融入文化產業(yè)的發(fā)展浪潮中。黨的十七大報告明確指出要“推動社會主義文化大發(fā)展大繁榮”，提到了要在公益性為主的基礎上，大力發(fā)展文化產業(yè)。國家大力發(fā)展文化事業(yè)和文化產業(yè)的戰(zhàn)略指向，給經(jīng)營性科普產業(yè)的發(fā)展也帶來新的機遇。在當代社會，科學是社會中的科學，同時科學作為一種文化，也是社會文化的一部分。因此，科學普及是與社會和社會文化的發(fā)展緊緊地聯(lián)系在一起，只有將科普產業(yè)融入到社會文化產業(yè)發(fā)展的大環(huán)境中才能得到更好的發(fā)展。隨著人們生活水平和精神需求的提高，不僅需要說教型、嚴肅性的科普活動，更需要娛樂型、休閑性的科普活動。也就是說，我們不僅需要傳統(tǒng)的正規(guī)化的科普活動，更需要如同科幻、動漫、旅游等這樣寓教于樂的科普形式。例如，“神七”與太空行走圓了中華民族千年的飛天夢想，也激發(fā)了全中國航天科普的熱潮，但是傳統(tǒng)的科普活動在航天科普中卻顯得捉襟見肘，山東省科技館開展了為期一周的航天科普展覽吸引了2萬觀眾，山東數(shù)字科技館上關于“神舟”的專題每天有數(shù)千點擊量。從傳統(tǒng)的科普活動來看，這些數(shù)字已經(jīng)是很好的成績了，但是從科普的“普及面”和“普及度”來看，這些活動的普及作用的確很有限。相比之下，1977年一部《星球大戰(zhàn)》不僅豪取4億美元的票房收入，更點燃了幾代美國人的航天夢想，一部具有典型好萊塢商業(yè)性質的影片，引領了美國航天科普事業(yè)的發(fā)展。同樣還有一個非常成功的案例就是誕生于20世紀50年代的日本動漫明星“阿童木”，其不僅僅成為日本動漫產業(yè)界的元老，更成為日本機器人科普的一個“精神領袖”?？破张c文化產業(yè)的結合是科協(xié)組織大有作為的天地，也是經(jīng)營性科普產業(yè)發(fā)展的突破口。由四川省科協(xié)創(chuàng)辦的《科幻世界》和重慶市科協(xié)創(chuàng)辦的《電腦報》就是科普與出版文化產業(yè)相結合的典范，現(xiàn)如今《電腦報》成為全國發(fā)行量最大的IT報刊之一，而《科幻世界》也被稱為第一中文科幻雜志，這確實是科協(xié)發(fā)展經(jīng)營性科普產業(yè)的驕傲。（3）科協(xié)組織推動經(jīng)營性科普產業(yè)的發(fā)展建議經(jīng)營性科普產業(yè)是一個新興的產業(yè)，也是科協(xié)科普工作中一個嶄新的方向。科協(xié)系統(tǒng)在經(jīng)營性科普產業(yè)大發(fā)展的過程中，要起到引導、鼓勵、支持、管理等作用，建議從以下幾個層面予以考慮。要通過深化改革，建立與市場經(jīng)濟相適應的科普管理體制和運行機制，形成政府積極引導、全社會廣泛參與、市場有效推動的科普工作新格局。要扶持與規(guī)范并重，通過公共財政資金的引導、制定減免稅費等政策的支持，鼓勵企事業(yè)單位、社會團體和個人興辦科普期刊、網(wǎng)站、科普展覽開發(fā)機構和具有科普教育內容的旅游文化館園等科普文化產業(yè)。另外，在制定優(yōu)惠和扶持政策的同時，要制定相關的規(guī)范科普文化產業(yè)健康發(fā)展的政策、措施和行業(yè)、產品標準，防止其違法經(jīng)營和假借科普名義推銷偽科學、迷信和不健康內容的產品及服務。加強針對不同性質的科普行業(yè)的分類指導。以科普教育基地為例，科技館、博物館等公益性活動場所，按照國家相關文件規(guī)定，堅持其公益性質并指導其開展面向公眾的科普活動；高校實驗室、科研機構、高新技術研發(fā)中心等事業(yè)單位，雖然既沒有市場收入也沒有專項科普經(jīng)費，但是作為科學技術和高新技術的匯聚地，其科普的作用不容忽視，應加強對這些單位開展科普工作的資金支持，制定政策允許其開展回收成本的收費科普項目；與高新技術企業(yè)、旅游產業(yè)、文化產業(yè)相結合的基地，科協(xié)應為其開展科普工作爭取積極政策，為其在企業(yè)的基礎上開展科普工作注入動力，使其實現(xiàn)企業(yè)行為與科普工作相結合的自我良性發(fā)展。參考文獻[1]探索科普產業(yè)與科普事業(yè)發(fā)展有機結合的新路打造科普資源的集散中心——首屆中國（蕪湖）科普產品博覽交易會的啟示與思考，/n435777/n435786/28270.html，2009-10[2]2008年中國科協(xié)調查宣傳部“科普產業(yè)發(fā)展研究”課題組課題報告第三章“科普產業(yè)政策研究產業(yè)政策分析”，/download/四個子課題最新成果/第三章20%產業(yè)政策.doc，2009-10[3]中國科協(xié)要給科普產業(yè)搭平臺.科技日報，2006-04-28[4]金彥龍.我國科普產業(yè)運作機制研究.商業(yè)時代，2006(3)經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略與中國的工業(yè)化DevelopmentStrategyandIndustrializationofChinaAbstract:Inthispaper,wearguethatthesuccessfulexperienceofindustrializationinChinainlasttwodecadescanbelargelyexplainedbytheadoptionofthecomparativeadvantagedevelopmentstrategy.Tosupportthishypothesis,weconstructaneconometricmodelandtheimpactsofdevelopmentstrategyaretestedwithprovince-leveldataontheTVEandSOEfortheperiodof1978-97.Theresultsareconsistentwiththehypotheses:thedevelopmentstrategyisdetrimentaltolong-termindustrializationandeconomicgrowth.Keywords:Industrialization,ComparativeAdvantage,andDevelopmentStrategy摘要:企業(yè)技術結構的選擇取決于相應的要素投入結構，而企業(yè)的要素投入結構只有與本地的稟賦結構相吻合，才能在技術結構選擇上達到成本極小化的目的，進而實現(xiàn)持續(xù)的增長和發(fā)展。因此，一國工業(yè)的發(fā)展戰(zhàn)略能否充分利用本地的比較優(yōu)勢將決定其長期績效。發(fā)展中國家欲實現(xiàn)從農業(yè)國向工業(yè)國轉化的目標，就應當采取遵循本國比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略。本文的實證分析表明，中國政府在發(fā)展戰(zhàn)略上的轉變是近二十多年來工業(yè)化成功的關鍵。無論是國有工業(yè)，還是非國有工業(yè)，無論是農村工業(yè)，還是城市工業(yè)，其發(fā)展均要遵循比較優(yōu)勢的原則。關鍵詞：工業(yè)化比較優(yōu)勢發(fā)展戰(zhàn)略JEL文獻分類號：F1,R12,P2一、關于中國農村工業(yè)化的理論爭論與實證證據(jù)在關于中國工業(yè)化過程的討論中，一個公認的事實是自改革開發(fā)以來國有企業(yè)地位的相對萎縮，而鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展卻取得了巨大的成功，即中國的工業(yè)化過程在很大程度上表現(xiàn)為農村的工業(yè)化。中國農村工業(yè)化的成功所引起的廣泛學術關注中，一個爭論核心就是鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展中公有產權或地方政府所起到的作用。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(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展中起到了積極作用，即將鄉(xiāng)村政府對企業(yè)的扶持和保護作為鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)高速成長的源泉，特別是在發(fā)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(yōu)的選擇其它的看法也是存在的。Oi(1992)提出了地方政府與地方企業(yè)聯(lián)合的“地方政府公司主義”，她認為這是由始于八十年代中期的財政分權改革所引起的，其刺激了地方政府參與本地經(jīng)濟的熱情。Chang和其它的看法也是存在的。Oi(1992)提出了地方政府與地方企業(yè)聯(lián)合的“地方政府公司主義”，她認為這是由始于八十年代中期的財政分權改革所引起的，其刺激了地方政府參與本地經(jīng)濟的熱情。Chang和Wang(1994)將地方政府所有權視為一種機制設計。Weitzman和Xu(1994)強調鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)是一種產權模糊的勞動合作企業(yè)，其是建立在經(jīng)由多階段博弈所形成的合作文化的基礎之上。在實證研究方面，趙耀輝(1997)總結了在中國的政策環(huán)境下地方政府潛在的積極作用：(i)稅收優(yōu)惠；(ii)低利息的優(yōu)惠貸款；(iii)獲取土地使用的許可權；(iv)獲取原材料；(v)贏得消費者的信任。這些潛在的收益在很大程度上為鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)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忽略了歷史的本來面目。正如Putterman(1997)所指出的，在改革之初，有能力發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的地區(qū)，往往是那些在過去社隊企業(yè)已較為成功，且地方政府也較有影響力的地區(qū)。Jin和Qian(1998)的實證分析證實了此點他們也為他們也為Che和Qian(1998)的理論提供了某些證據(jù),即中央政府干預越嚴重的省份，就越有可能采取公有產權的形式。不過，他們使用國家信貸供給這一指標來表示中央政府干預程度是值得置疑的。正如Che和Qian所提及的那樣，該變量是內生的。另外一個表示中央政府干預程度的指標是人均實際國有工業(yè)產出，不過在我們看來該變量并不能反應國家對于農村地區(qū)的干預。因為如果一省內部國有工業(yè)的發(fā)展較為符合本地區(qū)比較優(yōu)勢的話，那么國有工業(yè)就對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展，在信息、技術、人力資本等方面具有促進作用。我們后文的實證分析支持上述看法。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(qū)別。Svejnar(1990)利用1975年到1986年122個廠商的縱列數(shù)據(jù)，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年到1989年200個廠商的縱列數(shù)據(jù)，比較了在工資和就業(yè)決定方面集體和私營企業(yè)的效率，結果得出了同樣的結論。Dong和Putterman(1997)對上述數(shù)據(jù)集中的部分數(shù)據(jù)進行了隨機前沿生產函數(shù)分析，也證實在兩類企業(yè)的技術效率缺口方面沒有明顯區(qū)別。村屬企業(yè)的平均技術效率要高于私營企業(yè)，但同時所有制類型與地區(qū)虛變量相關，即在沿海發(fā)達地區(qū)村屬企業(yè)的比例較其它地區(qū)為高。因此，在引入地區(qū)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(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)對政府收入、農村非農就業(yè)和農村收入的貢獻。他們發(fā)現(xiàn)貢獻是顯著的，但當保持非農就業(yè)和地方公共品供給不變時，公有鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)并不能提高農村收入。他們的結論是，公有鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的作用是創(chuàng)造就業(yè)和地方公共品供給，盡管一定形式的低效率是存在。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(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)普查的結果發(fā)現(xiàn)，在預算約束方面集體和非集體企業(yè)存在很大差別。集體企業(yè)在銀行貸款、企業(yè)間信用往來、交納稅收等方面均存在預算軟約束，特別是隨著銀行貸款的增加，虧損企業(yè)相對于盈利企業(yè)的比重也在提高。約有三分之一的盈利企業(yè)和虧損企業(yè)對其它企業(yè)存在凈的商業(yè)信用拖欠，40%的盈利企業(yè)和75%虧損企業(yè)拖欠政府的稅收。因此，集體企業(yè)的行為與國有企業(yè)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(yè)化和勞動力市場整合之間的關系。Yao在就業(yè)選擇是內部解而不是角點解的情況下，發(fā)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(jīng)濟占主導的寧縣，工業(yè)就業(yè)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(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的實際工資高于勞動的邊際生產率，他們同時也發(fā)現(xiàn)了工作配給的存在。不過，他們未能發(fā)現(xiàn)集體和私營企業(yè)之間存在系統(tǒng)性的差異。姚洋(1998)利用1995年第三次工業(yè)普查對14670個企業(yè)進行的隨機抽樣數(shù)據(jù)，比較了不同所有制類型、不同規(guī)模、不同行業(yè)及地理位置的企業(yè)在技術效率上的差異。他估計了12個行業(yè)的隨機前沿生產函數(shù)，并得到了相應的企業(yè)技術效率。將企業(yè)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(yè)分別高57%和35%?？傊?，模糊產權理論不能解釋中國農村工業(yè)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(jù)。實際上，從產權角度出發(fā)來解釋中國工業(yè)的發(fā)展績效，將會存在種種矛盾之處。比如，存在相當多的論文試圖證明，國有企業(yè)的效率低下是源于企業(yè)自身的治理結構或產權結構，即公有制是關鍵癥結所在。但是改革開放以來，許多地區(qū)的國有部門仍然在較長時期內保持了快速增長的勢頭，而八十年代的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)中私營企業(yè)并不占據(jù)主導地位。在討論鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的成功經(jīng)驗時，許多學者卻又強調模糊產權在農村工業(yè)化中的重要作用。可是雖然國有企業(yè)在多個方面仍然享有鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)所無法比擬的優(yōu)惠政策，其在市場競爭中卻節(jié)節(jié)敗北。同時，延續(xù)集體所有制的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)在九十年代的發(fā)展中落伍于私營企業(yè)，各種政策性負擔嚴重影響了企業(yè)的運行，鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府也被迫放棄了對集體企業(yè)的各種政策干預，并開始了大規(guī)模的產權改革。二、經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略與工業(yè)化中國農村工業(yè)化成功的關鍵究竟何在呢？回答這個問題，需要我們從經(jīng)濟增長、技術進步和產業(yè)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(fā)達國家為了達到持續(xù)增長的目標，還是發(fā)展中國家要擺脫二元經(jīng)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(jīng)濟增長和工業(yè)化的關鍵。那么怎樣才能實現(xiàn)這一目的呢？林毅夫及其合作者（1996，1998，1999c）從比較優(yōu)勢理論的角度對此問題進行了詳細的論述。他認為，在一國的經(jīng)濟發(fā)展過程中存在兩個重要的外生變量，發(fā)展戰(zhàn)略和稟賦結構當然,就政治領導人來說,發(fā)展戰(zhàn)略也是內生變量,但就我們所要分析的經(jīng)濟政策和制度來說,發(fā)展戰(zhàn)略可以視為外生變量,要素稟賦則就任意時點的決策來說是外生給定的。更進一步的討論參見章奇和劉明興（2004）。，其他變量，如技術水平、積累率、增長速度、產業(yè)結構、金融結構、收入分配等均內生于這兩個變量。當然,就政治領導人來說,發(fā)展戰(zhàn)略也是內生變量,但就我們所要分析的經(jīng)濟政策和制度來說,發(fā)展戰(zhàn)略可以視為外生變量,要素稟賦則就任意時點的決策來說是外生給定的。更進一步的討論參見章奇和劉明興（2004）。第一，一國最具競爭能力的技術結構（或者說產業(yè)區(qū)段注意，同一個產業(yè)中，不同的廠商在技術結構和資金密度上可能會存在較大差異。注意，同一個產業(yè)中，不同的廠商在技術結構和資金密度上可能會存在較大差異。第二，發(fā)展戰(zhàn)略這個概念是對政府的經(jīng)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(qū)分為遵循比較優(yōu)勢的戰(zhàn)略和違背比較優(yōu)勢的戰(zhàn)略，后者主要是指趕超戰(zhàn)略。發(fā)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(yè)部門中實施技術趕超。改革開放以前，中國政府一直均在推行趕超戰(zhàn)略，將資源高度集中在一些資本密集的重工業(yè)部門，這些部門由于背離了本地的比較優(yōu)勢，結果發(fā)展速度緩慢。而具有比較優(yōu)勢的部門卻又因為得不到必要的資金投入，其發(fā)展受到了抑制。第三，一個企業(yè)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(yè)區(qū)段是否符合于其要素稟賦所決定的比較優(yōu)勢。為了建立不具自生能力的企業(yè)以推行趕超戰(zhàn)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(yè)化進程被抑制（資金集中在少數(shù)幾個行業(yè)，且效率低下），企業(yè)生產效率低下（無論是國有企業(yè)還是私營企業(yè)），收入分配不均（尤其是城鄉(xiāng)差距加大），金融壓制及結構扭曲，經(jīng)濟的開放度低下，以及外部賬戶失衡等等。第四，在趕超戰(zhàn)略的左右下，企業(yè)往往承擔了沉重的政策性負擔，從而造成了企業(yè)治理中信息傳遞的扭曲。與此同時，企業(yè)經(jīng)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(yè)的所有制類型有必然聯(lián)系。早期的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)受到較多的地方政府干預或者保護，這在特殊的歷史背景下可能促進了農村工業(yè)的發(fā)展，但卻不能構成農村工業(yè)超過國有工業(yè)的基本原因。實際上，隨著時間的推移，政府干預對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展的不利之處暴露無遺。與此同時，倘若政府不放棄干預，企業(yè)的政策性負擔不能得以消除，則即使企業(yè)進行了私有化改制，也達不到預期的效果?？傊袊栽诠I(yè)化方面取得了舉世矚目的成績，并實現(xiàn)了持續(xù)的經(jīng)濟增長，其根本原因在于政府逐步放棄了傳統(tǒng)的趕超戰(zhàn)略，而按照自身的比較優(yōu)勢來選擇技術結構和產業(yè)區(qū)段。中國農村工業(yè)化的成功是源于，在70年代末期以來以市場為導向的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)在發(fā)展的過程中充分遵循了中國農村勞動力豐富的比較優(yōu)勢。而城市（國有）工業(yè)由于承擔了政府趕超戰(zhàn)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，這就從根本上抑制了其發(fā)展的空間。換言之，使鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)在市場競爭中獲取勝利，并超過國有企業(yè)的關鍵是因為其更遵循比較優(yōu)勢的發(fā)展規(guī)律，而不是因為鄉(xiāng)村政府給了它足夠的支持和保護。另外，趕超戰(zhàn)略在輕工業(yè)領域所造成的市場空白也使得鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)在發(fā)展伊始能夠輕而易舉地打開市場銷路，實現(xiàn)迅速的增長。我們在下文的實證分析中林毅夫和姚洋（1999a，1999b）對中國的農村工業(yè)化過程進行了多方面的探討，本文在他們研究的基礎上進行了必要的拓展。，利用中國1978-1997年28個省的縱列數(shù)據(jù)（PanelData）和幾種不同的計量方法檢驗了這一假說林毅夫和姚洋（1999a，1999b）對中國的農村工業(yè)化過程進行了多方面的探討，本文在他們研究的基礎上進行了必要的拓展。更準確的講，本文的實證分析涵蓋了所有的農村非農產業(yè)，工業(yè)企業(yè)僅僅是鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的一部分。四、計量模型計量模型的核心問題是研討發(fā)展戰(zhàn)略（工業(yè)部門對本省比較優(yōu)勢的吻合程度）與工業(yè)發(fā)展績效之間的關系。為了簡化分析，我們假定只有兩種投入勞動和資本，人均資本即為要素密集度或稟賦結構。設kitR和Iit*分別是人均資本存量和最優(yōu)的工業(yè)資本密集度，下標i和t代表省份和時間。設Iit*是kitR的函數(shù)（1）這里，I(.)是一個增函數(shù)。簡單起見，假定函數(shù)關系是線性的，系數(shù)c*對于所有省份均相等，（2）工業(yè)部門對本地區(qū)比較優(yōu)勢的吻合程度可以被表示為實際資本勞動比kitE,和Iit*之間的比值（3）其中，cit是kitE和kitR間的比值。我們稱Cit為比較優(yōu)勢指數(shù)顯然，Cit是不可觀測的。因此，我們在下文的計量中將k顯然，Cit是不可觀測的。因此，我們在下文的計量中將kitE和kitR間的比值稱為技術選擇指數(shù)。（4）我們認為Dit越大，工業(yè)的發(fā)展就受到更多的阻礙。不過，當年的工業(yè)產出和Dit具有一定的內生性，且資本配置不當?shù)挠绊懸膊荒荞R上得到體現(xiàn)。因此，我們的回歸中將使用滯后的kitE和kitR的比值，以構造cit。我們利用人均工業(yè)總產出Yit來測量一省農村工業(yè)部門的規(guī)模，Yit和Cit應有如下函數(shù)關系，（5）式中，A是常數(shù)，eit是隨機變量。用來測量一省對比較優(yōu)勢的偏離程度，我們預期是個負數(shù)。由于所估計的參數(shù)0=+A,1=/c*2,2=-2/c*,則c*和就滿足如下關系，（6）所以，與1同號，我們的一個重要工作就是檢驗1是否為負數(shù)。 上式的表達中，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(yè)的時候。上式中，沒有考慮到廠商在省內的分布問題，特別是當一省擁有許多資本密集的大型廠商時。例如，有兩個省的人口和資本存量大致相同，即比較優(yōu)勢大致相同。但其中之一將資本均集中到少數(shù)大型企業(yè)中，而另外一省則較均勻地分配給所有的企業(yè)。顯然，前者的做法違背了比較優(yōu)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(yè)的計量分析中，我們使用了按農村人口平均的廠商數(shù)。這個數(shù)值越大，就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(yè)的生產具有很強的上下游關聯(lián)性，那么建立一些大企業(yè)未見得就會減少小企業(yè)的數(shù)目，這里我們排除了這種可能性。因為，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)大多生產中等消費水平的消費品，產業(yè)關聯(lián)性并不強。我們將廠商數(shù)量Nit和cit2、cit相乘以反應其影響，（7）為了進一步明確3和4的涵義，整理上式得，（8）其中，（9）這里，cN*等同于c*。在理論上講,隨著廠商數(shù)量大變化，cN*應當保持不變，因為它代表了工業(yè)資本密集度與當?shù)厝司Y本存量的理想比重，從而獨立于廠商大數(shù)量。這里一個暗含的假定是，理想的技術選擇指數(shù)是唯一的，其并不隨省份的不同而變化。即，cN*/Nit=0,這就產生了一個對參數(shù)的約束式，這里一個暗含的假定是，理想的技術選擇指數(shù)是唯一的，其并不隨省份的不同而變化。（10）我們將檢驗該參數(shù)約束式。此外，3可以被解釋為包含了廠商分布的修正參數(shù)，按照以往的分析，它應當是正的。設Xit是其它解釋變量的向量，5是待估計的參數(shù)向量。最終的計量方程式為，（11）五、對于中國農村工業(yè)化的實證分析因篇幅所限，本部分的討論省略了對于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展特征的詳盡數(shù)據(jù)分析，以及這些特征和東亞其它國家的比較研究。更為全面的研討可參見林毅夫和姚洋（1999a）。我們收集了1978年到1997年28個省的數(shù)據(jù)，但在回歸中沒有使用1996年的數(shù)據(jù)，因為在該年只有增加值的統(tǒng)計，沒有總產值的數(shù)據(jù)。由于缺乏幾個關鍵變量的滯后值，回歸中所使用的實際數(shù)據(jù)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，同時我們也用其它的縱列數(shù)據(jù)估計方法來進行參數(shù)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(yè)人口平均的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產出(1000元/人)回歸中所使用的價值變量，均按照其相應的分省的價格平減指數(shù)折算為1978年不變價。數(shù)據(jù)的詳細說明可參見林毅夫和姚洋（1999a）一文的附錄。。解釋變量主要包括鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術選擇指數(shù)和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的數(shù)量密度。當然，如何選擇其它解釋變量回歸中所使用的價值變量，均按照其相應的分省的價格平減指數(shù)折算為1978年不變價。數(shù)據(jù)的詳細說明可參見林毅夫和姚洋（1999a）一文的附錄。技術選擇指數(shù)：鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術選擇指數(shù)是將鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的資本密度比上各省農村人均資本存量。農村資本存量是鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)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(shù)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(jīng)貸給了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)，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(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)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(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)可獲得的生產資本總額）我們關于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)可得資金的測量存在一些誤差，例如，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的利潤（作為個人手持現(xiàn)金或者銀行存款）或者農民手持現(xiàn)金等就沒有計算在內。。相反，我們也可以把鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的可得資本定義為從銀行中獲取的貸款，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，但在估計結果方面上并沒有太大區(qū)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我們關于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)可得資金的測量存在一些誤差，例如，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的利潤（作為個人手持現(xiàn)金或者銀行存款）或者農民手持現(xiàn)金等就沒有計算在內。嚴格地講，我們難以準確測量一個經(jīng)濟系統(tǒng)中生產性資本存量的大?。▽嶋H上本文在討論城市工業(yè)和鄉(xiāng)村工業(yè)時，對生產性資本存量的測量方法采取了不同的方式），也無法準確估算勞動力流動的規(guī)模（例如沿海省份吸納了大量的外來勞動力，這在很大程度上影響了沿海地區(qū)的稟賦結構）。這些均會對估計結果產生較大影響，所以技術選擇指數(shù)僅僅具有理論上的意義，并不存在實際的指導作用。企業(yè)數(shù)量密度：用鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)數(shù)目除以農村人口來表示鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的相對規(guī)模(個/10000人)。市場條件：我們用城市化比率（城市人口在總人口中所占的比重）、人口密度（人/平方公里）代表一個省對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產品的需求規(guī)模，由于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的產品主要在同一省內銷售，因此該省的需求規(guī)?？赡苁菦Q定鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展的主要變量?；A設施：我們使用公路網(wǎng)密度、有路面里程的公路網(wǎng)密度、鐵路網(wǎng)密度（公里/平方公里）三個變量表示交通便利程度。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均使用過去三年的平均值，因為鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的出口在總出口中占到了相當?shù)姆蓊~，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(xiāng)村之間分布的數(shù)據(jù)，否則就應將其加入到農村地區(qū)的可得資本之中。人力資本：我們用技術工人占總雇員人數(shù)的比率作為鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)人力資本存量。國有企業(yè)的影響：關于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)與國有企業(yè)的相互影響，我們使用了分省的人均國有工業(yè)企業(yè)產出(1000元/人)和國有工業(yè)企業(yè)的資本勞動比（1000元/人）。農業(yè)體制改革：1978年至1983年進行的家庭聯(lián)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(lián)產承包責任制村莊所占比重這一變量。產權結構：為了表示鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的產權結構，我們使用了鄉(xiāng)村所有的企業(yè)在鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產出中所占份額這一指標。土地稟賦：由人均耕地（畝/人）代表。耕地越豐富，就會對農村工業(yè)產生兩種相反的效應。一方面，其意味著該省有更多的比較優(yōu)勢來發(fā)展農業(yè)；另一方面，農產品供給的上升也促進了食品加工業(yè)的發(fā)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。Leamer(1987)認為，當土地稟賦相對較小時，第二種效應占主導，從而鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的規(guī)模與土地面積成正比；但如果土地面積相對較大，則比較優(yōu)勢的效應就會占主導，即土地面積與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的規(guī)模成反比。（二）計量結果按照表1中所給出的估計結果，發(fā)展戰(zhàn)略對農村工業(yè)的影響與前文的理論判斷相一致。1的估計值，即cit2的系數(shù)，在5%的水平上負向顯著，從而為比較優(yōu)勢理論提供了實證支持。3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(yōu)勢的影響就近似等于1的估計值。根據(jù)點估計的結果，cN*、技術選擇指數(shù)的樣本均值、及人均鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產值，偏離理想技術選擇指數(shù)的負效應的彈性是1.78，即cit–cN*的絕對值上升一個百分點，人均鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產出將下降1.78個百分點。我們檢驗了(9)式中的約束，發(fā)現(xiàn)其在1%的顯著水平上接受，因此廠商的數(shù)量實際上并不影響理想的資本密集度。在表示市場規(guī)模的兩個變量中，人口密度對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)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(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展的主要因素，而鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的產品也主要是供應其所在地區(qū)。關于基礎設施的三個變量都不顯著，這意味著鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)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(qū)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(jīng)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(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)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，F(xiàn)DI代表著資本的可得性；第二，外商投資企業(yè)是本地企業(yè)與國際接軌的重要橋梁；第三，F(xiàn)DI為鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)帶來了新的技術和管理經(jīng)驗(Yao,1998)；最后，通過創(chuàng)造向上和向下的產業(yè)關聯(lián)，F(xiàn)DI促進了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展。在關于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)自身的兩個解釋變量中，廠商相對于農村人口的數(shù)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(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的人力資本存量。在發(fā)展的初期，大量的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)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(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術工人獲取正式的認證資格。國有工業(yè)企業(yè)的規(guī)模對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)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(yè)企業(yè)規(guī)模的影響可能來源于兩方面另外的一個原因是國有工業(yè)和農村工業(yè)的規(guī)模在更遵循比較優(yōu)勢的省份中都會超過那些進行趕超的省份，此點在對國有工業(yè)的計量分析中得到了證實。，一是國有工業(yè)技術和人力資本的外溢，二是國有工業(yè)企業(yè)可以與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)簽訂分包合同，從而直接刺激鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)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(yè)的資本密集度當我們去掉技術選擇指數(shù)項后，計量的結果發(fā)生了較大的變化，這為我們提供了另外一種解釋。國有工業(yè)企業(yè)資本密集度的系數(shù)顯著為負，這就是說國有工業(yè)的結構越偏向輕工業(yè)，就越對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)有利。但控制住發(fā)展戰(zhàn)略的影響以后，該效應消失了。即該變量所包含的信息量，在一定程度上被技術選擇指數(shù)體現(xiàn)出來。另外的一個原因是國有工業(yè)和農村工業(yè)的規(guī)模在更遵循比較優(yōu)勢的省份中都會超過那些進行趕超的省份，此點在對國有工業(yè)的計量分析中得到了證實。當我們去掉技術選擇指數(shù)項后，計量的結果發(fā)生了較大的變化，這為我們提供了另外一種解釋。國有工業(yè)企業(yè)資本密集度的系數(shù)顯著為負，這就是說國有工業(yè)的結構越偏向輕工業(yè)，就越對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)有利。但控制住發(fā)展戰(zhàn)略的影響以后，該效應消失了。即該變量所包含的信息量，在一定程度上被技術選擇指數(shù)體現(xiàn)出來。家庭聯(lián)產承包責任制的實行對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)沒有顯著影響。在家庭聯(lián)產承包責任制推行期間，農業(yè)生產迅速上升，而非農部門則相對下滑。公有企業(yè)的產出比重對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)規(guī)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(fā)現(xiàn)，因為即使不控制住非農就業(yè)和公共品供給，公有制廠商仍然呈現(xiàn)出負面的影響Jin和Qian(1998Jin和Qian(1998)研究的一個缺陷是數(shù)據(jù)樣本（1987-1992）太短，從而不能刻劃產權結構的演變，而我們的結論則要強?。╮obust）得多。為了檢驗系數(shù)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(shù)的影響依舊顯著。其它的參數(shù)估計值也沒有發(fā)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(shù)的影響變化不大，僅僅是cN*的估計值略有下降（與模型I相比）。不過，模型III的許多參數(shù)估計結果均與模型I存在較大的差異。公路網(wǎng)密度、滯后的出口、技術工人比重、國有企業(yè)的資本密度和公有企業(yè)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(qū)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應一省初始條件（1978年）的變量。這三個變量是人均鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產出、人均國有工業(yè)企業(yè)產出和國有工業(yè)企業(yè)的資本密集度。人均鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產出的系數(shù)是正的，而國有工業(yè)企業(yè)的規(guī)模則沒有顯著影響，國有工業(yè)的資本密度對于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展起到了顯著的負作用當我們去掉技術選擇指數(shù)項時，初始條件的影響沒有發(fā)生太大變化。再在模型IV中加入六個地區(qū)虛擬變量時，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的初始產出就變得不顯著了，即鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的初始產出呈現(xiàn)出較強的地域特征。。之所以出現(xiàn)這樣的情況，一種可能是由于國有工業(yè)和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)之間的關系一直在發(fā)生著系統(tǒng)性的變化。在發(fā)展的初期鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)更依賴于國有工業(yè)的技術外溢，國有部門的結構偏向輕工業(yè)對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展有利。但當鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)進入高速增長期以后，產品和市場的相互關聯(lián)則成為了國有工業(yè)對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)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(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)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(yè)越發(fā)達，工業(yè)結構越偏向重工業(yè)的地區(qū)，就越受到政府趕超戰(zhàn)略的左右，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展障礙就越高。當然，究竟哪種可能性占據(jù)主導，尚需要進一步的研究。當我們去掉技術選擇指數(shù)項時，初始條件的影響沒有發(fā)生太大變化。再在模型IV中加入六個地區(qū)虛擬變量時，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的初始產出就變得不顯著了，即鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的初始產出呈現(xiàn)出較強的地域特征。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中加入五個區(qū)域虛擬變量時即將中國的28個省分為六個區(qū)域。其中包括：大城市（北京、天津、上海）、北方（河北、山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、河南）、沿海（遼寧、江蘇、浙江、福建、山東、廣東）、南方（即將中國的28個省分為六個區(qū)域。其中包括：大城市（北京、天津、上海）、北方（河北、山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、河南）、沿海（遼寧、江蘇、浙江、福建、山東、廣東）、南方（湖北、湖南、江西、廣西）、西南（四川、貴州、云南）、西北（陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆）。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(yè)的資本密度、公有企業(yè)的產出份額。唯一的例外是公路網(wǎng)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(wǎng)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。表1：農村工業(yè)的回歸結果(448個觀察值)變量名模型I模型II模型III模型IV常數(shù)項-11.035**(2.978)-11.695**(2.988)-1.865**(0.495)-0.493(0.664)城市化比率(%)-3.393(2.860)-2.356(2.895)-3.025**(0.696)0.404(0.916)人口密度(人/km2)0.010**(0.002)9.922E-03**(1.966E-03)5.330E-04*(2.850E-04)4.020E-04(4.000E-04)公路網(wǎng)密度(km/km2)1.073(2.718)0.867(2.776)0.143(0.734)-1.267(0.898)有路面里程的公路網(wǎng)密度(km/km2)-0.173(0.948)0.310(0.963)0.710(0.563)1.853**(0.791)鐵路網(wǎng)密度(km/km2)-3.815(2.593)-4.109(2.652)4.369**(0.741)1.797*(0.974)滯后（人均）出口(元/人)-5.400E-05(3.110E-04)-8.000E-05(3.180E-04)5.770E-04**(2.430E-04)2.100E-05(2.320E-04)滯后（人均）FI(元/人)7.469E-03**(1.234E-03)7.446E-03**(1.262E-03)9.327E-03**(1.151E-03)9.876E-03**(1.093E-03)人力資本（％）3.626(4.221)1.743(4.296)5.367*(2.816)0.218(3.634)人均廠商數(shù)量(Nit)0.010**(0.002)2.577E-03**(8.220E-04)0.011**(0.002)8.538E-03**(1.966E-03)人均國有工業(yè)產出(1,000元/人)0.623**(0.141)0.655**(0.144)0.455**(0.108)0.842**(0.133)國有工業(yè)資本密集度(1,000元/職工)0.010(0.008)1.270E-02(8.260E-03)0.029**(0.007)9.860E-03(7.687E-03)家庭聯(lián)產承包責任制的推廣幅度（％）-0.494(0.351)-0.237(0.351)-0.031(0.218)-0.358(0.363)公有廠商的產出比重（％）-0.717*(0.432)-0.575(0.441)0.717**(0.301)-0.042(0.396)人均耕地(畝/人)3.496**(1.091)3.793**(1.098)-0.090(0.128)-0.027(0.131)人均耕地平方值-0.300**(0.117)-0.307**(0.119)0.024(0.017)5.166E-03(1.691E-02)技術選擇指數(shù)平方值(cit2)-1.466E-02**(3.710E-03)-5.659E-03*(3.195E-03)-8.685E-03**(3.513E-03)-5.430E-03(3.680E-03)技術選擇指數(shù)(cit)4.003E-01**(9.188E-02)1.694E-01**(7.731E-02)2.112E-01**(7.979E-02)1.562E-01*(9.079E-02)Nit技術選擇指數(shù)平方值8.500E-05**(4.300E-05)9.700E-05**(4.500E-05)9.800E-05**(4.400E-05)Nit技術選擇指數(shù)-2.138E-03**(6.240E-04)-2.136E-03**(6.050E-04)-2.106E-03**(6.170E-04)1978年人均鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產出(1000元/人)10.331**(2.386)1978年人均國有工業(yè)企業(yè)產出(1000元/人)-0.380(0.647)1978年國有工業(yè)企業(yè)資本密集度(1000元/職工)-2.729**(1.180)R20.900.890.840.871．括號內的數(shù)字是參數(shù)估計值的標準差。2．*表示在10%的水平上顯著;**表示在5%的水平上顯著。六、對于中國國有工業(yè)發(fā)展的實證分析本節(jié)中，我們同樣使用1978年到1997年28個省的縱列數(shù)據(jù)，并采取與上文基本類似的計量方法對國有工業(yè)的發(fā)展進行簡要的分析。通過與農村工業(yè)的對比，我們試圖證明比較優(yōu)勢理論對國有工業(yè)部門具有同樣的解釋力?；貧w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(yè)企業(yè)總產出(1000元/人)。當然，解釋變量的選取與前文有一定區(qū)別。為了得到國有工業(yè)企業(yè)的技術選擇指數(shù)，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(shù)將固定資產投資統(tǒng)一折算到1978年不變價的數(shù)據(jù)。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(shù)，該比值即代表一省的稟賦結構。國有工業(yè)企業(yè)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(shù)折算到1978年不變價）除以職工人數(shù)得來的。我們把國有工業(yè)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(yè)的技術選擇指數(shù)。至于其它的解釋變量，如表示市場規(guī)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(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產出和滯后一期的（全?。┹p重工業(yè)產值比，來反應國有工業(yè)受到整體工業(yè)結構和非國有工業(yè)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(yè)產值比這一指標。表2中給出了具體的計量結果注意，具體回歸中為了擴大樣本數(shù)量，我們只將人均出口和人均FDI滯后了一期。不過這里，滯后一期和滯后三期在計量結果上并沒有顯著差別。注意，具體回歸中為了擴大樣本數(shù)量，我們只將人均出口和人均FDI滯后了一期。不過這里，滯后一期和滯后三期在計量結果上并沒有顯著差別。國有工業(yè)的技術選擇指數(shù)、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(shù)在模型VI中不顯著?？磥恚畬泄I(yè)的整體資金密度和資金在不同企業(yè)間的分布同時施加了的干預。因此，技術選擇指數(shù)對交叉項比較敏感。與農村工業(yè)一樣，市場規(guī)模對國有工業(yè)同樣存在顯著正向影響，且城市化比重對國有工業(yè)的作用要明顯強于農村工業(yè)。公路網(wǎng)密度的影響在模型V、VI和VII、VIII中發(fā)生了相反的變化。在四組模型中，鐵路網(wǎng)密度的影響始終為負（無論考慮了時間和區(qū)域特定效應與否），有路面里程的公路網(wǎng)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(qū)效應較為敏感。測量開放度的變量對國有工業(yè)企業(yè)的影響與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)存在較大區(qū)別，國際貿易對國有工業(yè)企業(yè)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(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)而不是國有工業(yè)的資金來源，這與前面的結論相一致。鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)對國有工業(yè)的影響始終顯著為正，這說明鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)在產業(yè)結構上與國有工業(yè)存在正向關聯(lián)作用。更重要的是，對于那些更遵循比較優(yōu)勢的省份，農村工業(yè)和國有工業(yè)的發(fā)展均會超過其它省份。我們沒有考慮鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的結構外溢效應，而使用了滯后一期的輕重工業(yè)產值比重這一指標。模型VII、VIII中，滯后的輕工業(yè)產值比對國有工業(yè)規(guī)模存在負面影響，這意味著國有工業(yè)在產業(yè)結構上更偏向于重工業(yè)（相對非國有工業(yè)而言）。不過控制住時間和地區(qū)效應后，這種影響的顯著性消失了。模型VIII中，國有工業(yè)對其自身規(guī)模的初始條件十分敏感，而初始的工業(yè)結構則存在顯著的正向影響。這說明初始年份中，國有工業(yè)越偏向輕工業(yè)，整體發(fā)展規(guī)模越大，以后的發(fā)展績效也就越好。增加五個區(qū)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(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的初始規(guī)模對國有工業(yè)的發(fā)展均影響不大。表2：國有工業(yè)的回歸結果(532個觀察值)變量名模型V模型VI模型VII模型VIII常數(shù)項-1.4795**（0.28504）-1.1480**（0.31021）-1.4170**(0.12705)-1.0183**（0.12289）城市化比率(%)1.4219*（0.78135）0.20722（0.85015）2.0352**(0.19631)0.65843**（0.21028）人口密度(人/km2)0.12601E-02**（0.56006E-03）0.26915E-02**0.57890E-030.14321E-02**(0.66475E-04)0.28367E-03**（0.13435E-03）公路網(wǎng)密度(km/km2)2.2884**（0.73548）2.3005**（0.81672）-0.44999**(0.19681)-0.61723**（0.18802）有路面里程的公路網(wǎng)密度(km/km2)0.12209（0.25885）0.42392E-01（0.28558）0.34760**(0.15908)0.93792**（0.15286）鐵路網(wǎng)密度(km/km2)-0.57653E-01（0.70393）-0.35376（0.78082）-0.93749**(0.26078)-0.98802**（0.25453）滯后（人均）出口(元/人)0.14401E-03**（0.72450E-04）0.26961E-03**（0.79141E-04）0.56568E-03**(0.54651E-04)0.46947E-03**（0.48656E-04）滯后（人均）FDI(元/人)-0.15169E-02**（0.20507E-03）-0.16899E-02**（0.22705E-03）-0.22754E-02**(0.20897E-03)-0.20609E-02**（0.18265E-03）人均鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產出(1000元/人)0.11987**（0.14810E-01）0.10901**（0.16175E-01）0.12219**(0.14853E-01)0.14321**（0.13529E-01）滯后的輕重工業(yè)產值比（％）-0.17459（0.10653）-0.77195E-01（0.11788）-0.26077**(0.38989E-01)-0.26978**（0.71596E-01）人均國有工業(yè)廠商數(shù)量(Nit)1.1491**（0.87304E-01）0.57566**（0.60890E-01）1.5152**(0.95507E-01)1.2118**（0.87953E-01）國有工業(yè)技術選擇指數(shù)(cit)0.25607**（0.31929E-01）0.10829E-01（0.76372E-02）0.27338**(0.31126E-01)0.23554**（0.28287E-01）國有工業(yè)技術選擇指數(shù)平方值(cit2)-0.90625E-02**（0.17212E-02）-0.15654E-03（0.11957E-03）-0.11266E-01**（0.17991E-02）-0.94225E-02**（0.15856E-02）Nit國有工業(yè)技術選擇指數(shù)(cit)-0.25277**（0.28516E-01）-0.27939**（0.27405E-01）-0.24713**（0.24942E-01）Nit國有工業(yè)技術選擇指數(shù)平方值(cit2)0.84485E-02**（0.15337E-02）0.10580E-01**（0.15948E-02）0.89639E-02**（0.14058E-02）1978年人均國有工業(yè)企業(yè)產出(1000元/人)0.83100**（0.68244E-01）1978年的輕重工業(yè)產值比（％）0.27232**（0.93363E-01）1978年人均鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產出(1000元/人)-0.84079E-01（0.65293）R20.981750.977390.965370.973971．括號內的數(shù)字是參數(shù)估計值的標準差。2．*表示在10%的水平上顯著;**表示在5%的水平上顯著。七、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(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略，對農村工業(yè)和國有工業(yè)的發(fā)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(yè)的發(fā)展，無論是對于農村工業(yè)還是國有工業(yè)；（3）公有產權對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展起到了負面的作用，因此鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)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(yè)與技術選擇指數(shù)的實證關系說明，發(fā)展戰(zhàn)略的選擇在更基本的層面上決定著經(jīng)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(zhàn)略，私有化未見得一定會帶來工業(yè)增長；（5）農村工業(yè)和國有工業(yè)的發(fā)展均受制于市場規(guī)模的大小；（6）在同一個省的范圍內，國有工業(yè)部門的規(guī)模越大，結構越偏向輕工業(yè)，農村工業(yè)的發(fā)展就越快。同樣，農村工業(yè)對國有工業(yè)的也存在正的外溢效應，盡管鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的競爭使國有企業(yè)的地位相對下降。另外，一省工業(yè)結構越偏向輕工業(yè)，國有工業(yè)的發(fā)展速度也就越快；（7）在對外開放度方面，F(xiàn)DI在農村工業(yè)的發(fā)展中是一個強有力的解釋因