齊紅倩 黃寶敏 李 偉

供給和需求沖擊下的全要素生產(chǎn)率變動與中國產(chǎn)能過剩*

齊紅倩 黃寶敏 李 偉

產(chǎn)能過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)造包含勞動與資本要素的計量方法，測算出我國的生產(chǎn)能力利用率及其變化，并實證檢驗我國產(chǎn)能過剩的本質(zhì)特性及趨勢特征。實證估計結(jié)果顯示，我國產(chǎn)能過剩具有階段性，是我國經(jīng)濟發(fā)展過程中供求關(guān)系的一個階段性特征。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，因此進一步驗證了我國不存在真正長期產(chǎn)能過剩的結(jié)論，產(chǎn)能過剩只是我國經(jīng)濟發(fā)展過程中供給與需求動態(tài)平衡過程中的暫時性特征。

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

一、引言

產(chǎn)能過?，F(xiàn)象是對我國當前經(jīng)濟發(fā)展狀況的一致認識，國內(nèi)外相關(guān)學(xué)者、媒體也紛紛論斷嚴重的產(chǎn)能過剩將導(dǎo)致中國經(jīng)濟增長速度下降，而針對產(chǎn)能過剩的結(jié)構(gòu)調(diào)整和相關(guān)政策的出臺并沒有明顯減輕產(chǎn)能過剩的現(xiàn)狀。以鋼鐵行業(yè)為例，早在鋼鐵產(chǎn)量達到1.2億噸時，相關(guān)學(xué)者就認為能滿足我國經(jīng)濟發(fā)展的需求，要限制鋼鐵行業(yè)的產(chǎn)量，而到2013年我國鋼鐵產(chǎn)量已經(jīng)達到7.8億噸，產(chǎn)能過?，F(xiàn)象并沒有得到緩解。因此，僅在供給層面進行結(jié)構(gòu)調(diào)整和政策調(diào)控無法全面解決產(chǎn)能過剩問題，需要從供給、需求和其他沖擊等角度探究我國產(chǎn)能過剩的深層次結(jié)構(gòu)性原因和過剩程度。

新經(jīng)濟增長理論認為技術(shù)進步是經(jīng)濟持續(xù)增長和社會發(fā)展的唯一源泉和動力，因此，對技術(shù)進步的研究能夠更深入地探索產(chǎn)能過剩的本質(zhì)。衡量技術(shù)進步的一個重要指標是全要素生產(chǎn)率(TFP)，全要素生產(chǎn)率是指“生產(chǎn)活動在一定時間內(nèi)的效率”，是衡量單位總投入的總產(chǎn)量的生產(chǎn)率指標，即總產(chǎn)量與全部要素投入量之比。基于Solow開創(chuàng)性的工作，學(xué)術(shù)界對全要素生產(chǎn)率進行了大量的理論與實證研究，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，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)使用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)對TFP進行估計，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TFP進行估計時，由于生產(chǎn)率和要素投入存在相關(guān)關(guān)系，這將導(dǎo)致估計方程出現(xiàn)內(nèi)生性問題。為了解決這種內(nèi)生性問題，固定效應(yīng)模型、工具變量估計以及GMM估計等方法被廣泛應(yīng)用(Konishi, Nishiyama, 2013)。除了參數(shù)估計等計量方法外，半?yún)?shù)估計方法也得以開發(fā)和發(fā)展(Olley, Pakes, 1992；Levinsohn, Petrin, 2003)，而Van Biesebroeck(2007)提出了估計生產(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)估計方法、半?yún)?shù)估計方法和非參數(shù)估計方法，中國學(xué)者從不同的計量方法上對中國全要素生產(chǎn)率進行了研究(高宇明，齊中英，2008；袁堂軍，2009)。中國學(xué)者對于TFP的進一步研究主要體現(xiàn)在TFP的直接測算和間接的增長率測算兩個方面。對中國TFP增長率進行間接的增長率測算(郭慶旺，賈俊雪，2005；石磊，劉霞，2006；)，是中國研究全要素生產(chǎn)率的主要方法；雖然有學(xué)者對全要素生產(chǎn)率進行直接測算與研究(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)本身的變量進行直接測算，缺少外生經(jīng)濟變量及其變化趨勢的研究。

本文在上述研究基礎(chǔ)上，通過構(gòu)造包含勞動與資本要素的計量方法，測算我國的生產(chǎn)能力利用率，對我國產(chǎn)能過剩情況進行直接的實證檢驗；然后通過研究生產(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、需求沖擊對我國生產(chǎn)能力利用率的影響，進一步探索在供給、需求和其他沖擊條件下我國產(chǎn)能是否過剩，在沖擊和沖擊過后時產(chǎn)能過剩的變化趨勢，并就此提出相關(guān)對策。

二、模型設(shè)定、分解與估計方法

(一)生產(chǎn)能力利用率的估計方法

生產(chǎn)能力利用率是指實際產(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)濟可能達到的產(chǎn)出水平。生產(chǎn)能力利用率越接近1，其對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)

通過估計其殘差，即可以得到生產(chǎn)能力利用率增長率的估計值。獲得了生產(chǎn)能力利用率增長率指標，通過設(shè)定基期生產(chǎn)能力利用率，就可進而求得生產(chǎn)能力利用率。

(二)基于供給與需求視角的全要素生產(chǎn)率測算方法

1.供給沖擊、需求沖擊和其他沖擊的分解過程

我們借鑒Konishi和Nishiyama(2013)采用的三種沖擊測算TFP的方法，結(jié)合中國實際對該方法進行改進研究。在柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的模型設(shè)定下，擬從社會的實際產(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)上對全要素生產(chǎn)率進行測算。

生產(chǎn)能力是一種潛在的生產(chǎn)水平，代表著對要素投入的最大利用，因此企業(yè)在生產(chǎn)過程中，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)的實際產(chǎn)出受市場需求變化和外部環(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)的對數(shù)形式如下：

(8)

由此，可得實際產(chǎn)出函數(shù)：

(9)

對數(shù)形式如下：

(10)

其中，yt=logYt，δt=log(Δt)，τt為獨立的其他沖擊。

其實際要素投入的對數(shù)將變?yōu)椋?/p>

(11)

對比(10)與(11)可得：

ζt=-(ρβl+βk)δt

(12)

式(12)即為對需求沖擊的估計。

式(8)與式(10)差可得：

(13)

式(13)表明實際產(chǎn)出與生產(chǎn)能力的差額信息，包括需求沖擊和其他沖擊。通過對方程(13)進行估計，我們可以估計出ρ、其他沖擊τt和需求沖擊ζt。

其他沖擊估計如下：

(14)

需求沖擊估計如下：

(15)

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

(16)

三、模型估計及實證結(jié)果評價

(一)變量選取

實際產(chǎn)出數(shù)據(jù)我們使用國內(nèi)生產(chǎn)總值進行估計。在估計生產(chǎn)函數(shù)時，涉及到勞動和資本的投入，對勞動的投入我們使用中國就業(yè)人口數(shù)表示，對資本投入我們使用固定資本總額表示，不包含金融資本，對于資本運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)均來自中國統(tǒng)計年鑒。對絕對值數(shù)據(jù)，我們進行定基處理以消除價格因素的影響。我們使用Stata軟件對模型進行估計與計算。

(二)生產(chǎn)能力利用率估計結(jié)果及分析

我們通過對方程(7)的生產(chǎn)能力利用率增長率進行估計，間接估計出生產(chǎn)能力利用率。考慮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)生性問題，OLS估計方法應(yīng)用受到限制。對此，本文采用Olley和Pakes(1996)，Levinsohn和Petrin(1999，2003)；Ichimura et al. (2011)等人的觀點，該觀點認為，資本要素投入受生產(chǎn)效率的影響，當生產(chǎn)效率改變時，生產(chǎn)部門可以對資本要素投入進行調(diào)節(jié)，因此其在方程中是內(nèi)生變量。一般認為勞動力市場在短期內(nèi)具有剛性，所以，當生產(chǎn)效率發(fā)生變化時，短期內(nèi)對勞動投入影響并不大，因此我們假定勞動投入為外生變量。

解決內(nèi)生性問題涉及到工具變量的選擇，工具變量的選擇須滿足兩個必要條件：一是工具變量相對于系統(tǒng)方程是外生的，即工具變量與誤差項不相關(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，選取能源消費及其滯后值作為資本投入的工具變量。

為了從統(tǒng)計上檢驗方程(7)是否存在內(nèi)生性問題，我們基于OLS估計和工具變量估計結(jié)果進行Hausman檢驗，以檢驗其是否存在內(nèi)生性。另外，我們通過懷特檢驗和德賓檢驗對方程(7)進行了異方差診斷與自相關(guān)分析，相關(guān)檢驗結(jié)果如表1所示。Hausman檢驗結(jié)果表明，方程(7)確實存在資本的內(nèi)生性問題，驗證了我們的理論分析。懷特檢驗結(jié)果表明，方程(7)不存在異方差。而德賓檢驗結(jié)果表明，DW統(tǒng)計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)問題。因此，綜合檢驗結(jié)果，方程(7)同方差，不自相關(guān)，但是存在內(nèi)生性問題。

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

我們選用系統(tǒng)GMM估計方法對方程(7)進行估計，估計結(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)不顯著并不影響實證研究。

表2 系統(tǒng)GMM估計結(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)能力利用率增長率的估計值，其估計結(jié)果如表3所示。估計結(jié)果顯示，中國生產(chǎn)能力利用率增長率分別在1986-1987年、1990-1993年、1998年、2002-2004年、2008-2009年以及2012年為負值，表明中國生產(chǎn)能力利用率在此期間呈下降趨勢。究其原因我們發(fā)現(xiàn)，中國生產(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相對應(yīng)。

1986年，美國經(jīng)濟從高速增長轉(zhuǎn)向緩慢發(fā)展，直接導(dǎo)致經(jīng)濟軟著陸，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)了金融市場恐慌，但是由于此時中國股票市場尚未形成，所以此次金融危機對中國金融市場及實體經(jīng)濟影響不大，其生產(chǎn)能力利用率增長率僅分別于1986年和1987年下降了1.6920%和1.3060%。1990年由美國引發(fā)的儲蓄和貸款危機逐漸波及到歐洲、澳大利亞、加拿大及日本等國家，這場危機一直持續(xù)到1993年仍未擺脫其陰影。1997年7月亞洲金融危機爆發(fā)，泰國、菲律賓、馬來西亞以及印尼等國家貨幣相繼貶值，給亞洲經(jīng)濟發(fā)展帶來重創(chuàng)，在此背景下，我國政府堅持人民幣不貶值，避免了貨幣危機的進一步擴大，中國經(jīng)濟發(fā)展沒有受這次經(jīng)濟危機的影響。而在2001-2002年出現(xiàn)的互聯(lián)網(wǎng)危機、安然公司造假丑聞以及阿根廷的銀行危機、2008年出現(xiàn)的由美國次貸危機引發(fā)的全球性金融危機，致使我國無法擺脫這場危機帶來的負面影響。在此基礎(chǔ)上，中國2011年年末爆發(fā)了溫州民間借貸危機，使各地的民間金融危機陸續(xù)浮出水面，對中國2012年經(jīng)濟產(chǎn)生了不利影響。由此可以看出，在這幾次危機發(fā)生期間，中國生產(chǎn)能力利用率增長率均出現(xiàn)負值，而在非金融危機期間，中國生產(chǎn)能力利用率不斷得到提高。

隨著經(jīng)濟全球化趨勢的不斷發(fā)展，各國經(jīng)濟發(fā)展更加緊密，世界上的每一次危機都會對中國經(jīng)濟產(chǎn)生或大或小的影響。當世界性的經(jīng)濟危機出現(xiàn)時，必然對中國的出口產(chǎn)生沖擊，隨著出口的下降，生產(chǎn)部門對機器設(shè)備、勞動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期間的高度吻合，也驗證了我們估計結(jié)果的可信性和合理性。

表3 生產(chǎn)能力利用率增長率估計結(jié)果

在生產(chǎn)能力利用率增長率指標估計的基礎(chǔ)上，為了估計1985-2012年中國生產(chǎn)能力利用率，還須設(shè)定基期的生產(chǎn)能力利用率。由于中國經(jīng)濟體制改革于1984年由農(nóng)村轉(zhuǎn)向了城市，沿海14個城市相繼實現(xiàn)對外開放，并大力引進外資、機器設(shè)備、技術(shù)等生產(chǎn)要素，解放了生產(chǎn)力，使中國經(jīng)濟實現(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外生產(chǎn)能力利用率標準進行分析。

歐美國家根據(jù)產(chǎn)能過剩與否及過剩程度等來對生產(chǎn)能力利用率的范圍作出界定，其界定標準如表4所示。

表4 國外生產(chǎn)能力利用率范圍界定

資料來源：以上數(shù)據(jù)及標準根據(jù)MBA智庫提供的資料整理而得。

1984年我國經(jīng)濟快速發(fā)展，實現(xiàn)了產(chǎn)能的充分利用，從經(jīng)濟的綜合指標看，中國在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1985-2012年間的生產(chǎn)能力利用率增長率，我們估計出中國的生產(chǎn)能力利用率，如表5所示。

從生產(chǎn)能力利用率的估計結(jié)果可以看出，1985-1991年期間，中國生產(chǎn)能力利用率較高，主要原因在于中國在此期間屬于“經(jīng)濟短缺”階段，產(chǎn)品供不應(yīng)求，從而促進生產(chǎn)部門較高的生產(chǎn)能力利用率。其中1985-1988年，中國生產(chǎn)能力利用率在85%-90%的范圍內(nèi)，實現(xiàn)了產(chǎn)能的充分利用；1989-1991年，中國生產(chǎn)能力利用率大于90%，產(chǎn)能不足，設(shè)備處于超能力運作狀態(tài)，產(chǎn)品供給增長，從而引起需求拉動的通貨膨脹，數(shù)據(jù)顯示，中國1989年的通貨膨脹率高達17.8%。1993年和1994年我國生產(chǎn)能力利用率低于79%，表明中國存在產(chǎn)能過剩問題，主要原因在于我國經(jīng)歷了1984-1991年高經(jīng)濟增長和高通貨膨脹的“雙高”發(fā)展之后，中國逐步擺脫短缺經(jīng)濟，市場出現(xiàn)供大于求的買方市場，導(dǎo)致了過剩的生產(chǎn)能力。2002年以來，剔除2007和2008年生產(chǎn)能力利用率暫時性偏高及2009年生產(chǎn)能力利用率暫時性偏低的年份外，中國生產(chǎn)能力利用率相對穩(wěn)定，基本處于產(chǎn)能未實現(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爆發(fā)的前夕，經(jīng)濟表現(xiàn)為異常繁榮，股市大漲，向市場傳遞著利好信號，股市的繁榮也帶動著實體產(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較低的原因在于，2008年由美國次貸危機引發(fā)的全球金融危機給世界經(jīng)濟帶來重創(chuàng)的同時，中國經(jīng)濟也受到金融危機的負面沖擊和影響。為了應(yīng)對經(jīng)濟危機，抑制經(jīng)濟下滑，中國政府實施了寬松的貨幣政策，加大投資、刺激經(jīng)濟增長，隨著投資力度的不斷加大，中國于2009年末至2010年出現(xiàn)地產(chǎn)上升，產(chǎn)能結(jié)構(gòu)性過剩等不良經(jīng)濟現(xiàn)象。

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

通過上文的實證分析，我們發(fā)現(xiàn)，我國并不存在真正意義上的產(chǎn)能過剩，產(chǎn)能過剩只是我國經(jīng)濟增長過程中供求受到不同沖擊的一個階段性特征，從整體來看，我國產(chǎn)能屬于結(jié)構(gòu)性過剩，整體產(chǎn)能峰值遠遠沒有達到，我國的生產(chǎn)能力利用率仍然處于較高的水平。這也與劉世錦(2009)“中國的產(chǎn)能過剩屬于暫時的，屬于經(jīng)濟發(fā)展過程中供需動態(tài)平衡中的一個階段性特征”的觀點一致。

(三)供給沖擊、需求沖擊的估計結(jié)果及分析

1.各類沖擊估計過程

為了估計供給沖擊，根據(jù)估計的生產(chǎn)能力，我們對方程(8)進行估計。按照同樣的方法，我們從統(tǒng)計上對方程(8)內(nèi)生性進行驗證，并進行異方差診斷和自相關(guān)分析，檢驗結(jié)果如表6所示。從估計結(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)生性問題。

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

我們使用2-Step GMM估計方法對方程(8)進行估計，估計結(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)下式計算供給沖擊：

(17)

表7 2-Step GMM估計結(jié)果

注：***表示在1%的水平上顯著。

為了對其他沖擊進行估計，我們需要估計方程(14)，由于τt為我們分解出的獨立沖擊，因此不存在內(nèi)生性問題，Hausman檢驗結(jié)果也證明了方程(14)并不存在內(nèi)生性問題，因此我們使用OLS對其進行估計，估計結(jié)果如表8所示。

表8 OLS估計結(jié)果

注：***表示在1%的水平上顯著。

(18)

(19)

通過全要素生產(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)估計出全要素生產(chǎn)率。

2.全要素生產(chǎn)率及各類沖擊的估計結(jié)果分析

供給沖擊、需求沖擊、其他沖擊和全要素生產(chǎn)率估計結(jié)果列表略，其趨勢圖如圖1所示。我們可以看出供給、需求和其他三種沖擊對全要素生產(chǎn)率的影響：首先，供給沖擊對全要素生產(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，在樣本期間中國經(jīng)濟一直存在著對TFP的正向需求沖擊，部分年份雖有波動，但整體呈上升趨勢。這表明中國需求沖擊對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了重要影響，需求是影響中國經(jīng)濟增長的重要因素。其他沖擊對全要素生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)出正負交替的現(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)為負向影響。從其他沖擊和全要素生產(chǎn)率的變動趨勢可以看出，其他沖擊(比如政策沖擊、貨幣沖擊、金融市場穩(wěn)定性沖擊等)和全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)出強烈的相關(guān)關(guān)系，表明其他沖擊也是影響中國經(jīng)濟增長的重要因素。

中國全要素生產(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。我們認為原因在于1990年間爆發(fā)的由美國儲蓄和貸款危機引發(fā)的西方國家金融危機和1997年引發(fā)的亞洲金融海嘯對中國經(jīng)濟增長造成的重創(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)率主要是因為中國經(jīng)濟出現(xiàn)投資需求與消費需求的雙膨脹，全國商品零售價格指數(shù)分別上升13.2%與21.7%，產(chǎn)生了嚴重的通貨膨脹，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)率對產(chǎn)出的貢獻幾乎為0。2000年之前全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的貢獻較低，中國經(jīng)濟增長主要依賴要素投入。2000年之后，全要素生產(chǎn)率整體呈上升趨勢，表明中國經(jīng)濟發(fā)展逐漸由要素投入型向效率提高型轉(zhuǎn)變；由于2008年全球金融危機的爆發(fā)，中國全要素生產(chǎn)率又出現(xiàn)緩慢下降的趨勢。

圖1 供給沖擊、需求沖擊、其他沖擊與TFP估計結(jié)果

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

從生產(chǎn)能力利用率和全要素生產(chǎn)率的對比趨勢(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)率的趨勢變化將會引起生產(chǎn)能力利用率趨勢的類似變化。因此，我們借助上文對全要素生產(chǎn)率的分解結(jié)果從供需角度出發(fā)分析我國的生產(chǎn)能力利用率及產(chǎn)能過剩問題。

供給沖擊的變化趨勢表明，中國經(jīng)濟的增長受供給沖擊影響較少，在中國經(jīng)濟增長的過程中，供給沖擊相對穩(wěn)定，這主要是存在以下原因：一方面是由于我國技術(shù)相對落后，研發(fā)能力不足，產(chǎn)品創(chuàng)新和技術(shù)含量較低，因而對產(chǎn)出變化的供給沖擊相對較??；另一方面，中國是勞動密集型經(jīng)濟，相當長的時間內(nèi)，勞動力成本相對穩(wěn)定，這些影響供給的因素在中國經(jīng)濟發(fā)展過程中沒有發(fā)生太大變化，因而供給沖擊相對穩(wěn)定。供給沖擊的穩(wěn)定也驗證了我國經(jīng)濟發(fā)展過程中不斷提高的產(chǎn)能，我國產(chǎn)能并沒有出現(xiàn)平穩(wěn)甚至下降的趨勢。供給沖擊穩(wěn)定，反映出我國經(jīng)濟增長模式的不變性和單一性，甚至具有產(chǎn)量慣性依賴的特點，導(dǎo)致產(chǎn)能逐漸提高。

2001年之前，中國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，且供給的增加將會有相應(yīng)的需求進行吸收，產(chǎn)能沒有出現(xiàn)長期的過剩，這與我們前面對產(chǎn)能過剩的分析相一致。2001年之后需求沖擊仍然保持著上升趨勢，而供給沖擊逐漸趨于0，這期間由于國家出臺了宏觀刺激需求的經(jīng)濟政策，對需求沖擊產(chǎn)生了積極影響，導(dǎo)致需求沖擊出現(xiàn)了快速的增長，這表明，近些年來國家對內(nèi)需的刺激政策對經(jīng)濟增長起到了顯著的積極效果，同時，中國龐大的需求沖擊使處于供給性的企業(yè)經(jīng)營重點放在滿足市場需求，而非技術(shù)創(chuàng)新等提高TFP上，因此供給沖擊較弱，供給主體沒有發(fā)揮對經(jīng)濟增長的刺激作用。供給沖擊穩(wěn)定，而需求沖擊的進一步增加必然不會導(dǎo)致我國產(chǎn)能過剩現(xiàn)象發(fā)生，由于產(chǎn)能過剩必然伴隨著供給沖擊的增加和需求沖擊的下降或不變，進一步驗證了我們前面的分析結(jié)論，因此我們認為，我國并不存在真正的產(chǎn)能過剩，產(chǎn)能過剩只是我國經(jīng)濟發(fā)展過程中供給與需求動態(tài)平衡過程中的暫時性特征。

圖2 生產(chǎn)能力利用率與全要素生產(chǎn)率趨勢

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，從實證分析的角度研究了我國產(chǎn)能是否過剩問題，并基于改進的Konishi和Nishiyama(2013)對全要素生產(chǎn)率的分解方法，從產(chǎn)能過剩本質(zhì)的供給與需求視角進一步研究了我國產(chǎn)能是否真正過剩。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)能力利用率增長率估計結(jié)果顯示，樣本期間生產(chǎn)能力利用率增長率為負值的年份分別與世界上較大的金融危機期間相對應(yīng)，表明中國經(jīng)濟發(fā)展的全球化趨勢，中國經(jīng)濟已經(jīng)成為世界經(jīng)濟的一部分，和世界上其他國家的經(jīng)濟發(fā)展緊密聯(lián)系到一起，這種聯(lián)系主要是通過進出口、投資等途徑實現(xiàn)。同時，這種估計結(jié)果也表明我們對生產(chǎn)能力利用率指標估計方法的可信性，也對基于生產(chǎn)能力與實際產(chǎn)出的差距信息分解全要素生產(chǎn)率及研究我國產(chǎn)能過剩問題的可行性、合理性奠定了理論基礎(chǔ)。

生產(chǎn)能力利用率估計結(jié)果顯示，中國產(chǎn)能并沒有達到峰值，因此，現(xiàn)階段中國產(chǎn)能過剩只是經(jīng)濟發(fā)展過程中供給沖擊與需求沖擊相互作用并實現(xiàn)均衡的一個暫時性結(jié)果，現(xiàn)階段的產(chǎn)能過剩并非真正經(jīng)濟意義上的產(chǎn)能過剩。目前這種暫時性產(chǎn)能過?，F(xiàn)象主要是由于中國投資結(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)能過剩，而另一部分產(chǎn)業(yè)產(chǎn)能不足。因此，必須加強投資轉(zhuǎn)型，實現(xiàn)投資結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，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)濟社會發(fā)展薄弱環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)變，以消化吸收過剩的產(chǎn)能，在促進社會就業(yè)的同時，提高社會的福利水平。

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結(jié)果顯示，需求沖擊和其他沖擊是影響中國全要素生產(chǎn)率的重要因素，而供給沖擊對全要素生產(chǎn)率的影響并不大。因此，要想實現(xiàn)中國經(jīng)濟社會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，提升全民的消費水平；另一方面，政府應(yīng)該在刺激內(nèi)需的同時，對供給沖擊進行調(diào)節(jié)，挖掘出供給沖擊對全要素生產(chǎn)率的積極影響，可以從以下幾個方面對供給沖擊進行調(diào)節(jié)：(1)從生產(chǎn)部門入手，可以通過對企業(yè)的稅收調(diào)節(jié)和生產(chǎn)補貼等措施刺激生產(chǎn)部門積極的供給沖擊，比如對研發(fā)型企業(yè)少征稅，實施稅收減免或者給予研發(fā)補貼等措施。(2)從消費者入手，實行高科技產(chǎn)品或創(chuàng)新產(chǎn)品稅率低于傳統(tǒng)產(chǎn)品的稅差制度，降低消費者對高科技產(chǎn)品或創(chuàng)新產(chǎn)品的消費稅，以降低創(chuàng)新產(chǎn)品的價格水平，從而提升消費者的實際購買力。另外，給予消費者消費創(chuàng)新產(chǎn)品的專項信貸額度，以刺激消費者對科技創(chuàng)新產(chǎn)品的消費積極性，這種對供給沖擊的調(diào)節(jié)將通過需求沖擊對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生積極影響。(3)從勞動力市場入手，中國勞動力數(shù)量多、報酬低的特點是中國勞動密集型產(chǎn)業(yè)長期存在的根本原因。勞動力成本是企業(yè)生產(chǎn)成本的重要部分，而長期以來中國勞動力成本穩(wěn)定在較低的水平，導(dǎo)致勞動力供給沖擊較弱，降低了企業(yè)提高全要素生產(chǎn)率的動力。因此，提高勞動力收入水平特別是底層勞動者的收入水平，不但能夠提升整個社會的消費水平，而且能夠提高企業(yè)的科技創(chuàng)新動力，加快中國經(jīng)濟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行吸收，不會出現(xiàn)長期的產(chǎn)能過剩，這也驗證了本文前面的結(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，這將使我國產(chǎn)能長期過剩的勢頭減弱。

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

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〔責任編輯：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

*本文是國家社科基金項目“基于生產(chǎn)要素集聚與農(nóng)民福利動態(tài)均衡的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量研究”(14BJL063)、教育部人文社會科學(xué)重點研究基地重大項目“調(diào)整型經(jīng)濟增長對我國居民可持續(xù)性消費影響的實證研究”(13JJD790011)、國家社科基金青年項目“我國現(xiàn)階段潛在產(chǎn)出及產(chǎn)出缺口變動特征研究”(11CJL012)的階段性成果。

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

F061.2

A

1001-8263(2014)08-0016-08