廉价的劳动力不能够被快速形成的资本所利用。事实上，中国国有工业部门的资本－劳动比率一直很高，与西方工业化道路不同，中国工业化从一开始就出现了资本排斥劳动的现象，这种不符合中国要素结构自然特征的技术路径必然导致技术的低效率，过快形成的资本并不能产生相应的收益，利润率自然恶化了。因此，资本－劳动比率可以作为微观结构层次的变量来解释国有部门利润率为什么下降。
5、其他影响因素
除了上述分析的以外，还有其他一些影响国有工业部门财务业绩恶化的因素。比如宏观景气性波动，它是通过投入要素的成本与产出收益渠道来影响企业利润率的。在经济紧缩时期，社会需求总量的收缩会快于企业投入成本的下降，进而降低企业利润；相反，在经济扩张时期，相对于投入成本来说，社会需求总量增加和价格上升更早一些和更快一些，生产规模扩大，从而企业利润会增长。增加国有部门职工工资也具有两种效应，一方面如果工资的增长速度快于劳动生产率，则企业成本增加，利润会减少；另一方面，增加职工工资也会在企业内部调动职工的积极性，有利于提高企业的效率和效益。在市场取向的制度性变革中，以调动企业内部积极性为主的措施，虽然增加成本，但从总体上应该是改善企业财务业绩的。

    根据我们对中国国有部门利润率变动性质的解释，我们期望在统计上发现，（1）亏损面、资本-劳动比率、外贸依存度的上升对部门利润率有显著的负面效应；（2）非国有企业进入引起的竞争对利润率的影响在80年代和90年代不同，同时了解在综合利润率影响因素进行分析时竞争的效应如何。

三、数据平减及模型分析

我们以1980－1998年的时间序列数据对上述影响因素逐步进行计量回归。
1、亏损指标
    我们用 表示利润率，用 表示国有亏损企业的比重，首先直接对两个变量进行回归，得到回归模型（1－1）：
 
模型中，各项参数估计值下面括号内的数据，上行为其标准差，下行为其t统计量的估计值； 为决定系数，其括号内的数据为调整的决定系数；F为F统计量的估计值；SE为利润率估计值的标准差。本文的显著性水平为95％。
该模型的各种统计检验均具有显著性，国有亏损企业比重的系数也为负，但模型的拟合优度――决定系数 为0.605，还很低，该模型对利润率总离差平方和的解释能力只有60.5％，同时SE也较大，必须对模型进行调整。
从图2可以看到国有亏损企业比重和亏损额在80年代是与利润率同时呈下降趋势的，只是在80年代末以后才反向变动，也就是说国有亏损企业比重在80年代不能解释利润率下降趋势，只有80年代后国有部门利润率的下降主要归因于国有企业亏损的大幅度增长，因此我们把时间序列分成80－87年以及88－98年两个时期，引进虚拟变量 ，将两个时期的观察值合并，用以估计以下回归：
 
得到回归模型（1－2）：
 
如该回归所表明的，级差斜率系数 在统计上是显著的，强烈表示了两个时期的回归是相异的，同时决定系数显著改善，SE大为缩小。于是可导出两个时期的回归方程如下：
 
图4表示了两个时期的回归方程，这也验证了我们的90年代“亏损侵蚀利润”假说。
2、竞争指标
我们仍然仅考察竞争因素对利润率的影响。用 表示非国有企业的进入比重（非国有工业总产值/工业总产值），代表竞争指标，用与亏损指标相同的方法来进行分析。首先对整个时期不作区分，直接回归，得到回归方程（2－1）：
 
为了检验竞争指标在80年代和90年代对利润率的不同影响，我们利用时间虚拟变量，重设实证模型为：
 
回归结果为：
 
新的回归结果使各种统计量都得到了显著改善，而且级差截距 和级差斜率 都是统计上显著的，表示了两个时期的回归是相异的，也就是说，竞争指标在两个时期对利润率的影响力度是不同的，在80年代对利润率下降的解释能力更强，尽管影响方向一样。这可从推出的两个时期的回归方程及图5得到说明。
 

3、外贸依存度的影响
我们用 表示依存度，作为一个新的解释变量，并合并模型（1－2）（2－2），重新回归，得到新的模型（3）：
模型（3）比较理想地通过了各种统计检验。拟合优度达到了96.1％，比模型（1－2）（2－2）都理想，标准误大幅降低，F检验限制提高。根据该模型，国有亏损企业比重每上升1个百分点，利润率则下降0.328个百分；依存度每上涨1个百分点，利润率则下降0.424个百分点。 的系数虽然为负但因为不显著而舍弃，结果竞争变量在综合因素分析时显出90年代为正的效应，但系数较小，远低于亏损面变量的系数，而且t统计量也低于亏损变量，这与仅考虑竞争一个影响因素时的结果有所不同。
  
4、资本－劳动比率
我们这里计算的资本－劳动比率使用的是固定资产净值。固定资产净值的数据是原始投资积累减去累计折旧的简单加总，代表的是时期不同，价格水平不同的投资品的总和。由于中国目前所公布的所有固定资产数据都没有用不变价格平减过，所有这些数据不能为估计固定资产的实际增长提供可靠的依据。尤其自80年以来，由此带来的统计误差由于投资品价格的提高出现了加速趋势而开始变得严重了。
我们用以下方法计算1980—1998年的固定资产净值（取1990年不变价）：（i）由现有统计得到每年新增固定资产；（ii）用固定资产价格指数（ ）去平减每年新增固定资产；（iii）将历年平减过的新增固定资产累加起来。本文取1990年不变价的固定资产净值DNF作为资本投入，假定80年以前投资品的价格是稳定的，这样80年末固定资产净值可以作为我们估算的起始值。90年不变价的固定资产净值，即平减后的固定资产净值 可用下式进行估算：
 。
这里 为80年底固定资产净值， 分别为t年和t－1年的固定资产净值。 为t年固定资产价格平减指数。本文采用Jefferson等(1996)估算的1980—1992年的固定资本价格指数，1993年到1998年的数据为《中国统计年鉴》93年后各期提供的固定资产投资价格指数，由于也是采用建筑安装平减指数和设备购置平减指数的加权平均计算方法，因此与Jefferson的数据具有一致性。
我们用 代表国有部门的资本－劳动比率，并取其自然对数，加入模型（3），得到新的回归模型（4）：
 
从模拟结果可见，资本－劳动比率的系数很大，1％的资本－劳动比率的增加值导致了4.071％的利润率的减少，可见资本深化的加速会导致资本投资收益率的恶化。

    我们以模型（4）作为最终结果，该模型拟合优度 达到了0.968，可见该模型所有解释变量对利润率总离差平方和的解释能力达到了96.8％，余下的未作解释的为3.2％，是由其他次要因素所代表的随机扰动项u所引起的。该模型利润率估计值的标准差已降到1.6041，t统计量和F统计量均通过显著性检验，可以肯定多元线性回归方程是显著的，被解释变量与解释变量之间显著性线性相关。样本回归方程的异方差检验散点图显示残差随机地分布在一条穿过0点的水平直线的两侧，没有异方差。标准化残差的最大值为1.589，最小值为－1.945，没有超过2个标准化残差，也没有异常值。德宾－沃特森统计量DW＝1.965，近似等于2，无序列自相关。每个解释变量的方差膨胀因子VIF都小于10，不存在多重共线性。而且每个解释变量系数的正负也验证了我们检验前的期望结果。综上所述，模型（4）达到了本文预期的目标，可以为我们预测未来利润率的走势和进一步的研究提供有益的信息。

                           四、结论性评注

通过上述对国有工业部门利润率变动及其影响成因的实证分析，我们看到影响国有工业部门财务绩效的因素是多方面因素综合作用的结果，只不过不同因素在不同时期的影响力度不同而已：
非国有企业的竞争耗散了国有部门的垄断利润，但也迫使国有企业改进技术，提高了生产率。在80年代，非国有企业的“进入和竞争”有效地解释了国有工

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