供給和需求沖擊下的全要素生產(chǎn)率變動(dòng)與中國(guó)產(chǎn)能過(guò)剩*

齊紅倩 黃寶敏 李 偉

供給和需求沖擊下的全要素生產(chǎn)率變動(dòng)與中國(guó)產(chǎn)能過(guò)剩*

齊紅倩 黃寶敏 李 偉

產(chǎn)能過(guò)剩受供給與需求雙重因素的影響。本文在已有研究的基礎(chǔ)上，將我國(guó)全要素生產(chǎn)率分解為供給沖擊、需求沖擊和其他沖擊，構(gòu)造包含勞動(dòng)與資本要素的計(jì)量方法，測(cè)算出我國(guó)的生產(chǎn)能力利用率及其變化，并實(shí)證檢驗(yàn)我國(guó)產(chǎn)能過(guò)剩的本質(zhì)特性及趨勢(shì)特征。實(shí)證估計(jì)結(jié)果顯示，我國(guó)產(chǎn)能過(guò)剩具有階段性，是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中供求關(guān)系的一個(gè)階段性特征。2001年之前的大部分年份供給與需求沖擊正相關(guān)且二者表現(xiàn)為積極沖擊，2001年之后供給沖擊穩(wěn)定而正向需求沖擊不斷增加，由于產(chǎn)能過(guò)剩將伴隨著供給沖擊的增加和需求沖擊的下降或者不變，因此進(jìn)一步驗(yàn)證了我國(guó)不存在真正長(zhǎng)期產(chǎn)能過(guò)剩的結(jié)論，產(chǎn)能過(guò)剩只是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中供給與需求動(dòng)態(tài)平衡過(guò)程中的暫時(shí)性特征。

全要素生產(chǎn)率；產(chǎn)能過(guò)剩；生產(chǎn)能力；供給沖擊；需求沖擊

一、引言

產(chǎn)能過(guò)剩現(xiàn)象是對(duì)我國(guó)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的一致認(rèn)識(shí)，國(guó)內(nèi)外相關(guān)學(xué)者、媒體也紛紛論斷嚴(yán)重的產(chǎn)能過(guò)剩將導(dǎo)致中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度下降，而針對(duì)產(chǎn)能過(guò)剩的結(jié)構(gòu)調(diào)整和相關(guān)政策的出臺(tái)并沒(méi)有明顯減輕產(chǎn)能過(guò)剩的現(xiàn)狀。以鋼鐵行業(yè)為例，早在鋼鐵產(chǎn)量達(dá)到1.2億噸時(shí)，相關(guān)學(xué)者就認(rèn)為能滿足我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需求，要限制鋼鐵行業(yè)的產(chǎn)量，而到2013年我國(guó)鋼鐵產(chǎn)量已經(jīng)達(dá)到7.8億噸，產(chǎn)能過(guò)?，F(xiàn)象并沒(méi)有得到緩解。因此，僅在供給層面進(jìn)行結(jié)構(gòu)調(diào)整和政策調(diào)控?zé)o法全面解決產(chǎn)能過(guò)剩問(wèn)題，需要從供給、需求和其他沖擊等角度探究我國(guó)產(chǎn)能過(guò)剩的深層次結(jié)構(gòu)性原因和過(guò)剩程度。

新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)和社會(huì)發(fā)展的唯一源泉和動(dòng)力，因此，對(duì)技術(shù)進(jìn)步的研究能夠更深入地探索產(chǎn)能過(guò)剩的本質(zhì)。衡量技術(shù)進(jìn)步的一個(gè)重要指標(biāo)是全要素生產(chǎn)率(TFP)，全要素生產(chǎn)率是指“生產(chǎn)活動(dòng)在一定時(shí)間內(nèi)的效率”，是衡量單位總投入的總產(chǎn)量的生產(chǎn)率指標(biāo)，即總產(chǎn)量與全部要素投入量之比?；赟olow開(kāi)創(chuàng)性的工作，學(xué)術(shù)界對(duì)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行了大量的理論與實(shí)證研究，基于索洛殘差法的思想，全要素生產(chǎn)率經(jīng)常作為生產(chǎn)函數(shù)的殘差被估計(jì)，其中柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)是研究全要素生產(chǎn)率的經(jīng)典函數(shù)形式；Christensen et al.,(1973)使用超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)對(duì)TFP進(jìn)行估計(jì)，這兩種生產(chǎn)函數(shù)是生產(chǎn)率分析的基礎(chǔ)。然而，使用OLS等傳統(tǒng)方法對(duì)TFP進(jìn)行估計(jì)時(shí)，由于生產(chǎn)率和要素投入存在相關(guān)關(guān)系，這將導(dǎo)致估計(jì)方程出現(xiàn)內(nèi)生性問(wèn)題。為了解決這種內(nèi)生性問(wèn)題，固定效應(yīng)模型、工具變量估計(jì)以及GMM估計(jì)等方法被廣泛應(yīng)用(Konishi, Nishiyama, 2013)。除了參數(shù)估計(jì)等計(jì)量方法外，半?yún)?shù)估計(jì)方法也得以開(kāi)發(fā)和發(fā)展(Olley, Pakes, 1992；Levinsohn, Petrin, 2003)，而Van Biesebroeck(2007)提出了估計(jì)生產(chǎn)率的非參方法，這些方法已經(jīng)在全要素生產(chǎn)率的研究中被廣泛應(yīng)用。

基于參數(shù)估計(jì)方法、半?yún)?shù)估計(jì)方法和非參數(shù)估計(jì)方法，中國(guó)學(xué)者從不同的計(jì)量方法上對(duì)中國(guó)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行了研究(高宇明，齊中英，2008；袁堂軍，2009)。中國(guó)學(xué)者對(duì)于TFP的進(jìn)一步研究主要體現(xiàn)在TFP的直接測(cè)算和間接的增長(zhǎng)率測(cè)算兩個(gè)方面。對(duì)中國(guó)TFP增長(zhǎng)率進(jìn)行間接的增長(zhǎng)率測(cè)算(郭慶旺，賈俊雪，2005；石磊，劉霞，2006；)，是中國(guó)研究全要素生產(chǎn)率的主要方法；雖然有學(xué)者對(duì)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行直接測(cè)算與研究(葉裕民，2002；王麗萍，2012)，但主要是從柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)本身的變量進(jìn)行直接測(cè)算，缺少外生經(jīng)濟(jì)變量及其變化趨勢(shì)的研究。

本文在上述研究基礎(chǔ)上，通過(guò)構(gòu)造包含勞動(dòng)與資本要素的計(jì)量方法，測(cè)算我國(guó)的生產(chǎn)能力利用率，對(duì)我國(guó)產(chǎn)能過(guò)剩情況進(jìn)行直接的實(shí)證檢驗(yàn)；然后通過(guò)研究生產(chǎn)能力利用率與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，深入地研究供給沖擊、需求沖擊對(duì)我國(guó)生產(chǎn)能力利用率的影響，進(jìn)一步探索在供給、需求和其他沖擊條件下我國(guó)產(chǎn)能是否過(guò)剩，在沖擊和沖擊過(guò)后時(shí)產(chǎn)能過(guò)剩的變化趨勢(shì)，并就此提出相關(guān)對(duì)策。

二、模型設(shè)定、分解與估計(jì)方法

(一)生產(chǎn)能力利用率的估計(jì)方法

生產(chǎn)能力利用率是指實(shí)際產(chǎn)出與生產(chǎn)能力的比值，生產(chǎn)能力是指在給定生產(chǎn)要素投入并被充分利用的情況下，經(jīng)濟(jì)可能達(dá)到的產(chǎn)出水平。生產(chǎn)能力利用率越接近1，其對(duì)要素投入的利用程度越高。本文模型是在柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的設(shè)定下進(jìn)行研究。生產(chǎn)能力利用率定義如下：

(1)

生產(chǎn)能力函數(shù)采用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：

(2)

由(2)和(1)整理得：

(3)

對(duì)于t-1期有：

(4)

則有：

(5)

即為：

(6)

我們將Δut看成方程(6)的殘差

(7)

通過(guò)估計(jì)其殘差，即可以得到生產(chǎn)能力利用率增長(zhǎng)率的估計(jì)值。獲得了生產(chǎn)能力利用率增長(zhǎng)率指標(biāo)，通過(guò)設(shè)定基期生產(chǎn)能力利用率，就可進(jìn)而求得生產(chǎn)能力利用率。

(二)基于供給與需求視角的全要素生產(chǎn)率測(cè)算方法

1.供給沖擊、需求沖擊和其他沖擊的分解過(guò)程

我們借鑒Konishi和Nishiyama(2013)采用的三種沖擊測(cè)算TFP的方法，結(jié)合中國(guó)實(shí)際對(duì)該方法進(jìn)行改進(jìn)研究。在柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的模型設(shè)定下，擬從社會(huì)的實(shí)際產(chǎn)出與生產(chǎn)能力之間的差額入手，將全要素生產(chǎn)率分解為供給沖擊、需求沖擊和其他沖擊，在此基礎(chǔ)上對(duì)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算。

生產(chǎn)能力是一種潛在的生產(chǎn)水平，代表著對(duì)要素投入的最大利用，因此企業(yè)在生產(chǎn)過(guò)程中，其生產(chǎn)能力受供給沖擊的影響，而并不受需求沖擊的影響。但企業(yè)的實(shí)際產(chǎn)出受市場(chǎng)需求變化和外部環(huán)境等的影響，不僅受供給沖擊的影響，也受需求沖擊和其他沖擊的影響。因此，實(shí)際產(chǎn)出與生產(chǎn)能力的差額能夠反應(yīng)需求沖擊和其他沖擊的程度，這是我們將全要素生產(chǎn)率分解為供給沖擊、需求沖擊和其他沖擊的基礎(chǔ)依據(jù)和關(guān)鍵。

生產(chǎn)能力函數(shù)的對(duì)數(shù)形式如下：

(8)

由此，可得實(shí)際產(chǎn)出函數(shù)：

(9)

對(duì)數(shù)形式如下：

(10)

其中，yt=logYt，δt=log(Δt)，τt為獨(dú)立的其他沖擊。

其實(shí)際要素投入的對(duì)數(shù)將變?yōu)椋?/p>

(11)

對(duì)比(10)與(11)可得：

ζt=-(ρβl+βk)δt

(12)

式(12)即為對(duì)需求沖擊的估計(jì)。

式(8)與式(10)差可得：

(13)

式(13)表明實(shí)際產(chǎn)出與生產(chǎn)能力的差額信息，包括需求沖擊和其他沖擊。通過(guò)對(duì)方程(13)進(jìn)行估計(jì)，我們可以估計(jì)出ρ、其他沖擊τt和需求沖擊ζt。

其他沖擊估計(jì)如下：

(14)

需求沖擊估計(jì)如下：

(15)

因此，在三種沖擊下，全要素生產(chǎn)率采用參差估計(jì)方法,可由三種沖擊的殘差和表示，并最終估計(jì)出TFP值。

(16)

三、模型估計(jì)及實(shí)證結(jié)果評(píng)價(jià)

(一)變量選取

實(shí)際產(chǎn)出數(shù)據(jù)我們使用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行估計(jì)。在估計(jì)生產(chǎn)函數(shù)時(shí)，涉及到勞動(dòng)和資本的投入，對(duì)勞動(dòng)的投入我們使用中國(guó)就業(yè)人口數(shù)表示，對(duì)資本投入我們使用固定資本總額表示，不包含金融資本，對(duì)于資本運(yùn)作效率我們使用固定資產(chǎn)交付使用率表示。除生產(chǎn)能力外，相關(guān)數(shù)據(jù)均來(lái)自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。對(duì)絕對(duì)值數(shù)據(jù)，我們進(jìn)行定基處理以消除價(jià)格因素的影響。我們使用Stata軟件對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)與計(jì)算。

(二)生產(chǎn)能力利用率估計(jì)結(jié)果及分析

我們通過(guò)對(duì)方程(7)的生產(chǎn)能力利用率增長(zhǎng)率進(jìn)行估計(jì)，間接估計(jì)出生產(chǎn)能力利用率?？紤]到方程可能存在由于Δut和回歸元Δlt與Δkt相關(guān)而導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題，OLS估計(jì)方法應(yīng)用受到限制。對(duì)此，本文采用Olley和Pakes(1996)，Levinsohn和Petrin(1999，2003)；Ichimura et al. (2011)等人的觀點(diǎn)，該觀點(diǎn)認(rèn)為，資本要素投入受生產(chǎn)效率的影響，當(dāng)生產(chǎn)效率改變時(shí)，生產(chǎn)部門(mén)可以對(duì)資本要素投入進(jìn)行調(diào)節(jié)，因此其在方程中是內(nèi)生變量。一般認(rèn)為勞動(dòng)力市場(chǎng)在短期內(nèi)具有剛性，所以，當(dāng)生產(chǎn)效率發(fā)生變化時(shí)，短期內(nèi)對(duì)勞動(dòng)投入影響并不大，因此我們假定勞動(dòng)投入為外生變量。

解決內(nèi)生性問(wèn)題涉及到工具變量的選擇，工具變量的選擇須滿足兩個(gè)必要條件：一是工具變量相對(duì)于系統(tǒng)方程是外生的，即工具變量與誤差項(xiàng)不相關(guān)；其次，工具變量須和解釋變量相關(guān)。由于能源消耗是衡量固定資產(chǎn)設(shè)備投入的重要因素，我們借鑒Konishi和Nishiyama(2013)等人的研究手段，選取能源消費(fèi)及其滯后值作為資本投入的工具變量。

為了從統(tǒng)計(jì)上檢驗(yàn)方程(7)是否存在內(nèi)生性問(wèn)題，我們基于OLS估計(jì)和工具變量估計(jì)結(jié)果進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)其是否存在內(nèi)生性。另外，我們通過(guò)懷特檢驗(yàn)和德賓檢驗(yàn)對(duì)方程(7)進(jìn)行了異方差診斷與自相關(guān)分析，相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明，方程(7)確實(shí)存在資本的內(nèi)生性問(wèn)題，驗(yàn)證了我們的理論分析。懷特檢驗(yàn)結(jié)果表明，方程(7)不存在異方差。而德賓檢驗(yàn)結(jié)果表明，DW統(tǒng)計(jì)量落在了接受原假設(shè)的區(qū)域，故方程(7)不存在自相關(guān)問(wèn)題。因此，綜合檢驗(yàn)結(jié)果，方程(7)同方差，不自相關(guān)，但是存在內(nèi)生性問(wèn)題。

表1 Hausman檢驗(yàn)結(jié)果、懷特檢驗(yàn)結(jié)果和德賓檢驗(yàn)結(jié)果

我們選用系統(tǒng)GMM估計(jì)方法對(duì)方程(7)進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表2所示。Δlt的系數(shù)不顯著，由于我們僅取方程的殘差，因此該系數(shù)不顯著并不影響實(shí)證研究。

表2 系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果

注：***表示在1%的水平上顯著。

根據(jù)方程(7)的殘差可以得到生產(chǎn)能力利用率增長(zhǎng)率的估計(jì)值，其估計(jì)結(jié)果如表3所示。估計(jì)結(jié)果顯示，中國(guó)生產(chǎn)能力利用率增長(zhǎng)率分別在1986-1987年、1990-1993年、1998年、2002-2004年、2008-2009年以及2012年為負(fù)值，表明中國(guó)生產(chǎn)能力利用率在此期間呈下降趨勢(shì)。究其原因我們發(fā)現(xiàn)，中國(guó)生產(chǎn)能力利用率下降期間或年份分別與世界幾次較大的金融危機(jī)相對(duì)應(yīng)。

1986年，美國(guó)經(jīng)濟(jì)從高速增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向緩慢發(fā)展，直接導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)軟著陸，而在1987年10月19日更是出現(xiàn)了給全球股市造成災(zāi)難的“黑色星期一”，引發(fā)了金融市場(chǎng)恐慌，但是由于此時(shí)中國(guó)股票市場(chǎng)尚未形成，所以此次金融危機(jī)對(duì)中國(guó)金融市場(chǎng)及實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響不大，其生產(chǎn)能力利用率增長(zhǎng)率僅分別于1986年和1987年下降了1.6920%和1.3060%。1990年由美國(guó)引發(fā)的儲(chǔ)蓄和貸款危機(jī)逐漸波及到歐洲、澳大利亞、加拿大及日本等國(guó)家，這場(chǎng)危機(jī)一直持續(xù)到1993年仍未擺脫其陰影。1997年7月亞洲金融危機(jī)爆發(fā)，泰國(guó)、菲律賓、馬來(lái)西亞以及印尼等國(guó)家貨幣相繼貶值，給亞洲經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)重創(chuàng)，在此背景下，我國(guó)政府堅(jiān)持人民幣不貶值，避免了貨幣危機(jī)的進(jìn)一步擴(kuò)大，中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展沒(méi)有受這次經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響。而在2001-2002年出現(xiàn)的互聯(lián)網(wǎng)危機(jī)、安然公司造假丑聞以及阿根廷的銀行危機(jī)、2008年出現(xiàn)的由美國(guó)次貸危機(jī)引發(fā)的全球性金融危機(jī)，致使我國(guó)無(wú)法擺脫這場(chǎng)危機(jī)帶來(lái)的負(fù)面影響。在此基礎(chǔ)上，中國(guó)2011年年末爆發(fā)了溫州民間借貸危機(jī)，使各地的民間金融危機(jī)陸續(xù)浮出水面，對(duì)中國(guó)2012年經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了不利影響。由此可以看出，在這幾次危機(jī)發(fā)生期間，中國(guó)生產(chǎn)能力利用率增長(zhǎng)率均出現(xiàn)負(fù)值，而在非金融危機(jī)期間，中國(guó)生產(chǎn)能力利用率不斷得到提高。

隨著經(jīng)濟(jì)全球化趨勢(shì)的不斷發(fā)展，各國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展更加緊密，世界上的每一次危機(jī)都會(huì)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生或大或小的影響。當(dāng)世界性的經(jīng)濟(jì)危機(jī)出現(xiàn)時(shí)，必然對(duì)中國(guó)的出口產(chǎn)生沖擊，隨著出口的下降，生產(chǎn)部門(mén)對(duì)機(jī)器設(shè)備、勞動(dòng)投入等要素的利用程度降低，必然導(dǎo)致生產(chǎn)能力利用率的下降。生產(chǎn)能力利用率下降期間與世界性的金融危機(jī)期間的高度吻合，也驗(yàn)證了我們估計(jì)結(jié)果的可信性和合理性。

表3 生產(chǎn)能力利用率增長(zhǎng)率估計(jì)結(jié)果

在生產(chǎn)能力利用率增長(zhǎng)率指標(biāo)估計(jì)的基礎(chǔ)上，為了估計(jì)1985-2012年中國(guó)生產(chǎn)能力利用率，還須設(shè)定基期的生產(chǎn)能力利用率。由于中國(guó)經(jīng)濟(jì)體制改革于1984年由農(nóng)村轉(zhuǎn)向了城市，沿海14個(gè)城市相繼實(shí)現(xiàn)對(duì)外開(kāi)放，并大力引進(jìn)外資、機(jī)器設(shè)備、技術(shù)等生產(chǎn)要素，解放了生產(chǎn)力，使中國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)了快速和全面發(fā)展。因此我們選定1984年為基期。1984年生產(chǎn)能力利用率我們借鑒國(guó)外生產(chǎn)能力利用率標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分析。

歐美國(guó)家根據(jù)產(chǎn)能過(guò)剩與否及過(guò)剩程度等來(lái)對(duì)生產(chǎn)能力利用率的范圍作出界定，其界定標(biāo)準(zhǔn)如表4所示。

表4 國(guó)外生產(chǎn)能力利用率范圍界定

資料來(lái)源：以上數(shù)據(jù)及標(biāo)準(zhǔn)根據(jù)MBA智庫(kù)提供的資料整理而得。

1984年我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，實(shí)現(xiàn)了產(chǎn)能的充分利用，從經(jīng)濟(jì)的綜合指標(biāo)看，中國(guó)在1984年的生產(chǎn)能力利用率應(yīng)在85%-90%之間，本文取85%與90%的平均值87.5%作為1984年的生產(chǎn)能力利用率，根據(jù)我們估算出的中國(guó)1985-2012年間的生產(chǎn)能力利用率增長(zhǎng)率，我們估計(jì)出中國(guó)的生產(chǎn)能力利用率，如表5所示。

從生產(chǎn)能力利用率的估計(jì)結(jié)果可以看出，1985-1991年期間，中國(guó)生產(chǎn)能力利用率較高，主要原因在于中國(guó)在此期間屬于“經(jīng)濟(jì)短缺”階段，產(chǎn)品供不應(yīng)求，從而促進(jìn)生產(chǎn)部門(mén)較高的生產(chǎn)能力利用率。其中1985-1988年，中國(guó)生產(chǎn)能力利用率在85%-90%的范圍內(nèi)，實(shí)現(xiàn)了產(chǎn)能的充分利用；1989-1991年，中國(guó)生產(chǎn)能力利用率大于90%，產(chǎn)能不足，設(shè)備處于超能力運(yùn)作狀態(tài)，產(chǎn)品供給增長(zhǎng)，從而引起需求拉動(dòng)的通貨膨脹，數(shù)據(jù)顯示，中國(guó)1989年的通貨膨脹率高達(dá)17.8%。1993年和1994年我國(guó)生產(chǎn)能力利用率低于79%，表明中國(guó)存在產(chǎn)能過(guò)剩問(wèn)題，主要原因在于我國(guó)經(jīng)歷了1984-1991年高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和高通貨膨脹的“雙高”發(fā)展之后，中國(guó)逐步擺脫短缺經(jīng)濟(jì)，市場(chǎng)出現(xiàn)供大于求的買(mǎi)方市場(chǎng)，導(dǎo)致了過(guò)剩的生產(chǎn)能力。2002年以來(lái)，剔除2007和2008年生產(chǎn)能力利用率暫時(shí)性偏高及2009年生產(chǎn)能力利用率暫時(shí)性偏低的年份外，中國(guó)生產(chǎn)能力利用率相對(duì)穩(wěn)定，基本處于產(chǎn)能未實(shí)現(xiàn)充分利用和正常范圍內(nèi)。2007、2008年生產(chǎn)能力利用率的突增的原因在于，2007年和2008上半年處于金融危機(jī)爆發(fā)的前夕，經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)為異常繁榮，股市大漲，向市場(chǎng)傳遞著利好信號(hào)，股市的繁榮也帶動(dòng)著實(shí)體產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，加大生產(chǎn)力度，使生產(chǎn)能力利用率處于高位。而造成2009年生產(chǎn)能力利用率突減并相對(duì)較低的原因在于，2008年由美國(guó)次貸危機(jī)引發(fā)的全球金融危機(jī)給世界經(jīng)濟(jì)帶來(lái)重創(chuàng)的同時(shí)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)也受到金融危機(jī)的負(fù)面沖擊和影響。為了應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)危機(jī)，抑制經(jīng)濟(jì)下滑，中國(guó)政府實(shí)施了寬松的貨幣政策，加大投資、刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，隨著投資力度的不斷加大，中國(guó)于2009年末至2010年出現(xiàn)地產(chǎn)上升，產(chǎn)能結(jié)構(gòu)性過(guò)剩等不良經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。

表5 中國(guó)1985-2012年生產(chǎn)能力利用率估計(jì)結(jié)果 單位：%

通過(guò)上文的實(shí)證分析，我們發(fā)現(xiàn)，我國(guó)并不存在真正意義上的產(chǎn)能過(guò)剩，產(chǎn)能過(guò)剩只是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中供求受到不同沖擊的一個(gè)階段性特征，從整體來(lái)看，我國(guó)產(chǎn)能屬于結(jié)構(gòu)性過(guò)剩，整體產(chǎn)能峰值遠(yuǎn)遠(yuǎn)沒(méi)有達(dá)到，我國(guó)的生產(chǎn)能力利用率仍然處于較高的水平。這也與劉世錦(2009)“中國(guó)的產(chǎn)能過(guò)剩屬于暫時(shí)的，屬于經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中供需動(dòng)態(tài)平衡中的一個(gè)階段性特征”的觀點(diǎn)一致。

(三)供給沖擊、需求沖擊的估計(jì)結(jié)果及分析

1.各類(lèi)沖擊估計(jì)過(guò)程

為了估計(jì)供給沖擊，根據(jù)估計(jì)的生產(chǎn)能力，我們對(duì)方程(8)進(jìn)行估計(jì)。按照同樣的方法，我們從統(tǒng)計(jì)上對(duì)方程(8)內(nèi)生性進(jìn)行驗(yàn)證，并進(jìn)行異方差診斷和自相關(guān)分析，檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。從估計(jì)結(jié)果可以看出，方程(8)存在異方差，自相關(guān)，并且存在弱內(nèi)生性問(wèn)題。

表6 Hausman檢驗(yàn)結(jié)果、懷特檢驗(yàn)結(jié)果和德賓檢驗(yàn)結(jié)果

我們使用2-Step GMM估計(jì)方法對(duì)方程(8)進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表7所示，結(jié)果表明系數(shù)顯著，方程擬合程度很高。從而我們依據(jù)下式計(jì)算供給沖擊：

(17)

表7 2-Step GMM估計(jì)結(jié)果

注：***表示在1%的水平上顯著。

為了對(duì)其他沖擊進(jìn)行估計(jì)，我們需要估計(jì)方程(14)，由于τt為我們分解出的獨(dú)立沖擊，因此不存在內(nèi)生性問(wèn)題，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果也證明了方程(14)并不存在內(nèi)生性問(wèn)題，因此我們使用OLS對(duì)其進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表8所示。

表8 OLS估計(jì)結(jié)果

注：***表示在1%的水平上顯著。

(18)

(19)

通過(guò)全要素生產(chǎn)率的分解成分供給沖擊、需求沖擊和其他沖擊，我們可以根據(jù)式(16)估計(jì)出全要素生產(chǎn)率。

2.全要素生產(chǎn)率及各類(lèi)沖擊的估計(jì)結(jié)果分析

供給沖擊、需求沖擊、其他沖擊和全要素生產(chǎn)率估計(jì)結(jié)果列表略，其趨勢(shì)圖如圖1所示。我們可以看出供給、需求和其他三種沖擊對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響：首先，供給沖擊對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響較小，最大的正向供給沖擊出現(xiàn)在1993年，為2.96%，最大的負(fù)向供給沖擊出現(xiàn)在1990年，為-3.92%。2001年之后，供給沖擊逐漸趨向于0，并保持在穩(wěn)定水平。其次，在樣本期間中國(guó)經(jīng)濟(jì)一直存在著對(duì)TFP的正向需求沖擊，部分年份雖有波動(dòng)，但整體呈上升趨勢(shì)。這表明中國(guó)需求沖擊對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了重要影響，需求是影響中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素。其他沖擊對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)出正負(fù)交替的現(xiàn)象。1992-2004年間，其他沖擊表現(xiàn)出正向影響，而其他樣本期主要表現(xiàn)為負(fù)向影響。從其他沖擊和全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)趨勢(shì)可以看出，其他沖擊(比如政策沖擊、貨幣沖擊、金融市場(chǎng)穩(wěn)定性沖擊等)和全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)出強(qiáng)烈的相關(guān)關(guān)系，表明其他沖擊也是影響中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素。

中國(guó)全要素生產(chǎn)率在1985-2000年間呈波峰波谷交替現(xiàn)象，并在1990-1994年間與1997-2000年間保持較低的水平。我們認(rèn)為原因在于1990年間爆發(fā)的由美國(guó)儲(chǔ)蓄和貸款危機(jī)引發(fā)的西方國(guó)家金融危機(jī)和1997年引發(fā)的亞洲金融海嘯對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成的重創(chuàng)，此間，需求沖擊、供給沖擊和其他沖擊都處于較低水平。1993年與1994年接近于0的全要素生產(chǎn)率主要是因?yàn)橹袊?guó)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)投資需求與消費(fèi)需求的雙膨脹，全國(guó)商品零售價(jià)格指數(shù)分別上升13.2%與21.7%，產(chǎn)生了嚴(yán)重的通貨膨脹，產(chǎn)出的增加更多的是由于通貨膨脹因素造成的，而全要素生產(chǎn)率對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)幾乎為0。2000年之前全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)較低，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依賴(lài)要素投入。2000年之后，全要素生產(chǎn)率整體呈上升趨勢(shì)，表明中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展逐漸由要素投入型向效率提高型轉(zhuǎn)變；由于2008年全球金融危機(jī)的爆發(fā)，中國(guó)全要素生產(chǎn)率又出現(xiàn)緩慢下降的趨勢(shì)。

圖1 供給沖擊、需求沖擊、其他沖擊與TFP估計(jì)結(jié)果

3.生產(chǎn)能力利用率和全要素生產(chǎn)率估計(jì)結(jié)果分析

從生產(chǎn)能力利用率和全要素生產(chǎn)率的對(duì)比趨勢(shì)(圖2)可以看出，研究樣本期間，兩者具有高度的正相關(guān)關(guān)系，全要素生產(chǎn)率的趨勢(shì)變化將會(huì)引起生產(chǎn)能力利用率趨勢(shì)的類(lèi)似變化。因此，我們借助上文對(duì)全要素生產(chǎn)率的分解結(jié)果從供需角度出發(fā)分析我國(guó)的生產(chǎn)能力利用率及產(chǎn)能過(guò)剩問(wèn)題。

供給沖擊的變化趨勢(shì)表明，中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)受供給沖擊影響較少，在中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過(guò)程中，供給沖擊相對(duì)穩(wěn)定，這主要是存在以下原因：一方面是由于我國(guó)技術(shù)相對(duì)落后，研發(fā)能力不足，產(chǎn)品創(chuàng)新和技術(shù)含量較低，因而對(duì)產(chǎn)出變化的供給沖擊相對(duì)較?。涣硪环矫?，中國(guó)是勞動(dòng)密集型經(jīng)濟(jì)，相當(dāng)長(zhǎng)的時(shí)間內(nèi)，勞動(dòng)力成本相對(duì)穩(wěn)定，這些影響供給的因素在中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中沒(méi)有發(fā)生太大變化，因而供給沖擊相對(duì)穩(wěn)定。供給沖擊的穩(wěn)定也驗(yàn)證了我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中不斷提高的產(chǎn)能，我國(guó)產(chǎn)能并沒(méi)有出現(xiàn)平穩(wěn)甚至下降的趨勢(shì)。供給沖擊穩(wěn)定，反映出我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的不變性和單一性，甚至具有產(chǎn)量慣性依賴(lài)的特點(diǎn)，導(dǎo)致產(chǎn)能逐漸提高。

2001年之前，中國(guó)需求沖擊和供給沖擊呈明顯的正相關(guān)關(guān)系，供給沖擊與需求沖擊雙向的積極刺激，保障了我國(guó)在2001年之前大部分年份較高的生產(chǎn)能力利用率，且供給的增加將會(huì)有相應(yīng)的需求進(jìn)行吸收，產(chǎn)能沒(méi)有出現(xiàn)長(zhǎng)期的過(guò)剩，這與我們前面對(duì)產(chǎn)能過(guò)剩的分析相一致。2001年之后需求沖擊仍然保持著上升趨勢(shì)，而供給沖擊逐漸趨于0，這期間由于國(guó)家出臺(tái)了宏觀刺激需求的經(jīng)濟(jì)政策，對(duì)需求沖擊產(chǎn)生了積極影響，導(dǎo)致需求沖擊出現(xiàn)了快速的增長(zhǎng)，這表明，近些年來(lái)國(guó)家對(duì)內(nèi)需的刺激政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了顯著的積極效果，同時(shí)，中國(guó)龐大的需求沖擊使處于供給性的企業(yè)經(jīng)營(yíng)重點(diǎn)放在滿足市場(chǎng)需求，而非技術(shù)創(chuàng)新等提高TFP上，因此供給沖擊較弱，供給主體沒(méi)有發(fā)揮對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的刺激作用。供給沖擊穩(wěn)定，而需求沖擊的進(jìn)一步增加必然不會(huì)導(dǎo)致我國(guó)產(chǎn)能過(guò)?，F(xiàn)象發(fā)生，由于產(chǎn)能過(guò)剩必然伴隨著供給沖擊的增加和需求沖擊的下降或不變，進(jìn)一步驗(yàn)證了我們前面的分析結(jié)論，因此我們認(rèn)為，我國(guó)并不存在真正的產(chǎn)能過(guò)剩，產(chǎn)能過(guò)剩只是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中供給與需求動(dòng)態(tài)平衡過(guò)程中的暫時(shí)性特征。

圖2 生產(chǎn)能力利用率與全要素生產(chǎn)率趨勢(shì)

四、結(jié)論及政策含義

本文在柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)框架下，從實(shí)證分析的角度研究了我國(guó)產(chǎn)能是否過(guò)剩問(wèn)題，并基于改進(jìn)的Konishi和Nishiyama(2013)對(duì)全要素生產(chǎn)率的分解方法，從產(chǎn)能過(guò)剩本質(zhì)的供給與需求視角進(jìn)一步研究了我國(guó)產(chǎn)能是否真正過(guò)剩。本文主要得出以下結(jié)論，并提出相關(guān)政策建議：

首先，生產(chǎn)能力利用率增長(zhǎng)率估計(jì)結(jié)果顯示，樣本期間生產(chǎn)能力利用率增長(zhǎng)率為負(fù)值的年份分別與世界上較大的金融危機(jī)期間相對(duì)應(yīng)，表明中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的全球化趨勢(shì)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)已經(jīng)成為世界經(jīng)濟(jì)的一部分，和世界上其他國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展緊密聯(lián)系到一起，這種聯(lián)系主要是通過(guò)進(jìn)出口、投資等途徑實(shí)現(xiàn)。同時(shí)，這種估計(jì)結(jié)果也表明我們對(duì)生產(chǎn)能力利用率指標(biāo)估計(jì)方法的可信性，也對(duì)基于生產(chǎn)能力與實(shí)際產(chǎn)出的差距信息分解全要素生產(chǎn)率及研究我國(guó)產(chǎn)能過(guò)剩問(wèn)題的可行性、合理性奠定了理論基礎(chǔ)。

生產(chǎn)能力利用率估計(jì)結(jié)果顯示，中國(guó)產(chǎn)能并沒(méi)有達(dá)到峰值，因此，現(xiàn)階段中國(guó)產(chǎn)能過(guò)剩只是經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中供給沖擊與需求沖擊相互作用并實(shí)現(xiàn)均衡的一個(gè)暫時(shí)性結(jié)果，現(xiàn)階段的產(chǎn)能過(guò)剩并非真正經(jīng)濟(jì)意義上的產(chǎn)能過(guò)剩。目前這種暫時(shí)性產(chǎn)能過(guò)剩現(xiàn)象主要是由于中國(guó)投資結(jié)構(gòu)不合理導(dǎo)致的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理，從而出現(xiàn)部分產(chǎn)業(yè)產(chǎn)能過(guò)剩，而另一部分產(chǎn)業(yè)產(chǎn)能不足。因此，必須加強(qiáng)投資轉(zhuǎn)型，實(shí)現(xiàn)投資結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)，使投資方向由生產(chǎn)、加工型等領(lǐng)域向科技研發(fā)、科技服務(wù)、自主創(chuàng)新、節(jié)能環(huán)保、新型能源等經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展薄弱環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)變，以消化吸收過(guò)剩的產(chǎn)能，在促進(jìn)社會(huì)就業(yè)的同時(shí)，提高社會(huì)的福利水平。

其次，將全要素生產(chǎn)率分解為供給沖擊、需求沖擊和其他沖擊的估計(jì)結(jié)果顯示，需求沖擊和其他沖擊是影響中國(guó)全要素生產(chǎn)率的重要因素，而供給沖擊對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響并不大。因此，要想實(shí)現(xiàn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)由要素投入型向效率提高型的轉(zhuǎn)變效率，一方面，應(yīng)該繼續(xù)刺激內(nèi)需，提升全民的消費(fèi)水平；另一方面，政府應(yīng)該在刺激內(nèi)需的同時(shí)，對(duì)供給沖擊進(jìn)行調(diào)節(jié)，挖掘出供給沖擊對(duì)全要素生產(chǎn)率的積極影響，可以從以下幾個(gè)方面對(duì)供給沖擊進(jìn)行調(diào)節(jié)：(1)從生產(chǎn)部門(mén)入手，可以通過(guò)對(duì)企業(yè)的稅收調(diào)節(jié)和生產(chǎn)補(bǔ)貼等措施刺激生產(chǎn)部門(mén)積極的供給沖擊，比如對(duì)研發(fā)型企業(yè)少征稅，實(shí)施稅收減免或者給予研發(fā)補(bǔ)貼等措施。(2)從消費(fèi)者入手，實(shí)行高科技產(chǎn)品或創(chuàng)新產(chǎn)品稅率低于傳統(tǒng)產(chǎn)品的稅差制度，降低消費(fèi)者對(duì)高科技產(chǎn)品或創(chuàng)新產(chǎn)品的消費(fèi)稅，以降低創(chuàng)新產(chǎn)品的價(jià)格水平，從而提升消費(fèi)者的實(shí)際購(gòu)買(mǎi)力。另外，給予消費(fèi)者消費(fèi)創(chuàng)新產(chǎn)品的專(zhuān)項(xiàng)信貸額度，以刺激消費(fèi)者對(duì)科技創(chuàng)新產(chǎn)品的消費(fèi)積極性，這種對(duì)供給沖擊的調(diào)節(jié)將通過(guò)需求沖擊對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生積極影響。(3)從勞動(dòng)力市場(chǎng)入手，中國(guó)勞動(dòng)力數(shù)量多、報(bào)酬低的特點(diǎn)是中國(guó)勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)長(zhǎng)期存在的根本原因。勞動(dòng)力成本是企業(yè)生產(chǎn)成本的重要部分，而長(zhǎng)期以來(lái)中國(guó)勞動(dòng)力成本穩(wěn)定在較低的水平，導(dǎo)致勞動(dòng)力供給沖擊較弱，降低了企業(yè)提高全要素生產(chǎn)率的動(dòng)力。因此，提高勞動(dòng)力收入水平特別是底層勞動(dòng)者的收入水平，不但能夠提升整個(gè)社會(huì)的消費(fèi)水平，而且能夠提高企業(yè)的科技創(chuàng)新動(dòng)力，加快中國(guó)經(jīng)濟(jì)由要素投入型向效率提高型轉(zhuǎn)變的效率。

再者，生產(chǎn)能力利用率與全要素生產(chǎn)率有著高度的正相關(guān)關(guān)系，因此，從供給與需求的視角進(jìn)行研究可以發(fā)現(xiàn)，2001年之前供給沖擊與需求沖擊存在正相關(guān)關(guān)系且在大部分年份為積極影響，這促使我國(guó)生產(chǎn)能力利用率保持較高的水平，且供給的增加有一定的需求增加進(jìn)行吸收，不會(huì)出現(xiàn)長(zhǎng)期的產(chǎn)能過(guò)剩，這也驗(yàn)證了本文前面的結(jié)論。2001年之后，正向的需求沖擊不斷增加，而供給沖擊不變，由于產(chǎn)能過(guò)剩伴隨著供給沖擊的增加和需求沖擊的不變或者下降，這將使我國(guó)產(chǎn)能長(zhǎng)期過(guò)剩的勢(shì)頭減弱。

最后，2000年之前，中國(guó)全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)波峰波谷交替的現(xiàn)象，并維持在較低的水平，表明中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依靠要素投入，生產(chǎn)效率低下；2000年之后，中國(guó)全要素生產(chǎn)率快速上升，表明中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)逐漸由要素投入向效率提高轉(zhuǎn)變。但是，中國(guó)勞動(dòng)投入運(yùn)作率估計(jì)結(jié)果顯示，中國(guó)勞動(dòng)投入存在超額運(yùn)作現(xiàn)象，表明中國(guó)目前勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)不合理，勞動(dòng)強(qiáng)度有待完善。在中國(guó)失業(yè)率上升的今天，特別是2009年投資放緩以來(lái)，降低勞動(dòng)強(qiáng)度，限制一人多崗等現(xiàn)象對(duì)于提升就業(yè)率具有重要意義。建立對(duì)企業(yè)勞動(dòng)用工制度及狀況的審計(jì)制度，對(duì)違反《勞動(dòng)法》的血汗工廠要更多地追究刑事責(zé)任而不是行政責(zé)任，加大對(duì)違規(guī)公司的打擊力度，合法保證勞動(dòng)者權(quán)益。一人多崗現(xiàn)象不符合中國(guó)全民充分就業(yè)的目標(biāo)，必須予以限制，以實(shí)現(xiàn)充分就業(yè)。

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〔7〕高宇明、齊中英：《基于時(shí)變參數(shù)的我國(guó)全要素生產(chǎn)率估計(jì)》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2008年第2期。

〔8〕袁堂軍：《中國(guó)企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平研究》，《經(jīng)濟(jì)研究》2009年第6期。

〔9〕郭慶旺、賈俊雪：《中國(guó)全要素生產(chǎn)率的估算：1979-2004》，《經(jīng)濟(jì)研究》2005年第6期。

〔10〕石磊、劉霞：《從全要素生產(chǎn)率(TFP)考察我國(guó)金融風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生的可能 》，《復(fù)旦學(xué)報(bào)》(社會(huì)科學(xué)版)2006年第1期。

〔11〕葉裕民：《全國(guó)及各省區(qū)市全要素生產(chǎn)率的計(jì)算和分析》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)家》2002年第3期。

〔12〕王麗萍：《我國(guó)全要素生產(chǎn)率的測(cè)算：1978-2010》，《中國(guó)物價(jià)》2012年第5期。

〔13〕Marschak J.,Andrews W. H. 1944.Random simultaneous equations and the theory of production.Econometrica, 12:143-205.

〔14〕Ichimura H., Konishi Y., Nishiyama Y . 2011.An Econometric Analysis of Firm Specic Productivities: Evidence from Japanese Plant Level Data .Discussion Paper DP11-E-002, RIETI.

〔15〕劉世錦：《對(duì)中國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)能過(guò)剩問(wèn)題的看法 》，《第一屆全球智庫(kù)峰會(huì)演講集》2009年。

〔責(zé)任編輯：清菡〕

SupplyandDemandImpacttoTotalFactorProductivityChangeandExcessProductionCapacityinChina

QiHongqian&HuangBaomin&LiWei

Overcapacity is affected by the factors of supply and demand. On the basis of existing research, we decompose the TFP into supply shocks, demand shocks and other shocks, and construct a measurement methods which contains two elements of labor and capital to measure China’s production capacity and changes, and examine the essential characteristics and trends of domestic overcapacity. The empirical results show that: overcapacity is phased, and it is a stage characteristics of China’s economic development process of supply and demand; Supply and demand shocks show a positive correlation in the most years before 2001, and the supply shock is stable and the demand shock is positive increasing. Due to the overcapacity will be accompanied by the increasing of supply shock and the declining or unchanging of demand shock, therefore, there is no real long-term overcapacity, and overcapacity is just temporary feature of dynamic equilibrium of supply and demand in the process of China’s economic development.

total factor productivity; overcapacity ; production capacity ;supply shocks; demand shocks

*本文是國(guó)家社科基金項(xiàng)目“基于生產(chǎn)要素集聚與農(nóng)民福利動(dòng)態(tài)均衡的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量研究”(14BJL063)、教育部人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目“調(diào)整型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)我國(guó)居民可持續(xù)性消費(fèi)影響的實(shí)證研究”(13JJD790011)、國(guó)家社科基金青年項(xiàng)目“我國(guó)現(xiàn)階段潛在產(chǎn)出及產(chǎn)出缺口變動(dòng)特征研究”(11CJL012)的階段性成果。

齊紅倩，吉林大學(xué)數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心暨吉林大學(xué)商學(xué)院教授、博士 長(zhǎng)春 130012；黃寶敏，吉林大學(xué)商學(xué)院博士研究生 長(zhǎng)春 130012；李偉，吉林大學(xué)商學(xué)院講師 長(zhǎng)春 130012

F061.2

A

1001-8263(2014)08-0016-08