齊子豪 李 標(biāo)

1（北京大學(xué)光華管理學(xué)院，北京 100871） 2（中國光大集團(tuán)博士后科研工作站，北京 100033）3（西南財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，成都 611130）

引 言

全球化有利于提升發(fā)展中國家的增長潛力，縮小發(fā)展中國家與發(fā)達(dá)國家的發(fā)展差距，促進(jìn)世界經(jīng)濟(jì)繁榮發(fā)展（Stiglitz，2003）［1］。 然而，此“美好愿景”很難一蹴而就，在這一進(jìn)程中會受到經(jīng)濟(jì)危機(jī)、主權(quán)危機(jī)、貿(mào)易摩擦等外部事件沖擊。近些年，英國脫歐、美國“退群”、中美貿(mào)易摩擦等事件對全球化產(chǎn)生了明顯的負(fù)面效應(yīng)，嚴(yán)重影響了世界對經(jīng)濟(jì)發(fā)展前景的預(yù)期。2019年7月，IMF充分考慮貿(mào)易不確定性等諸多下行風(fēng)險(xiǎn)，在《世界經(jīng)濟(jì)展望》報(bào)告中下調(diào)了未來兩年的全球經(jīng)濟(jì)增長預(yù)期，其中2019年的增長率較去年同期的3.9%下降0.7個(gè)百分點(diǎn)，2020年的增長率較年初的3.6%下降0.1個(gè)百分點(diǎn)（IMF，2019）［2］。中國于1978年主動(dòng)且積極融入世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展，充分借助全球化東風(fēng)，“經(jīng)過多年的高速經(jīng)濟(jì)增長，經(jīng)濟(jì)總量已經(jīng)躍居世界第二，人均收入也步入了世界中高收入經(jīng)濟(jì)體行列”（陳詩一和陳登科，2018）［3］。進(jìn)入新世紀(jì)的10年后，中國經(jīng)濟(jì)由過去的高速增長轉(zhuǎn)向了中高速增長階段，經(jīng)濟(jì)增長速度逐年下跌。由潛在經(jīng)濟(jì)增長的視角分析，除了全球化進(jìn)程中諸多外部不確定性因素的影響外，更多的是過去多年粗放高速發(fā)展模式透支經(jīng)濟(jì)增長潛力后的結(jié)構(gòu)性調(diào)整規(guī)律使然。但是，不論何種因素致使中國經(jīng)濟(jì)增速逐年下滑，這都不利于中國的高質(zhì)量發(fā)展和實(shí)現(xiàn)兩個(gè)百年目標(biāo)所需的物質(zhì)基礎(chǔ)保障。因而，新階段、新背景下把握潛在經(jīng)濟(jì)增長的影響因素及增長趨勢對塑造經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展動(dòng)力有重要參考價(jià)值。

刻畫經(jīng)濟(jì)增長趨勢首要的是估計(jì)潛在產(chǎn)出。潛在產(chǎn)出由美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Arthur M Okun于1962年正式提出（Jorgenson 和 Vu，2010）［4］。 新古典主義者認(rèn)為潛在產(chǎn)出是實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長的趨勢值，是剔除財(cái)政和貨幣政策等短期需求沖擊擾動(dòng)后的產(chǎn)出水平，實(shí)際產(chǎn)出圍繞其上下波動(dòng)（Scacciavil?lani和 Swagel，2002）［5］，目前已成為學(xué)術(shù)界的主流認(rèn)識［9］。本文基于新古典主義的觀點(diǎn)對中國的潛在經(jīng)濟(jì)增長開展相關(guān)研究。目前，全球化僅僅是受到了暫時(shí)性干擾，全球化趨勢依然存在，并深刻影響著各參與主體的經(jīng)濟(jì)增長。因?yàn)?，盡管特朗普政府出現(xiàn)了諸多逆全球化行為、英國脫歐成功，但以中國為代表的許多國家依然堅(jiān)持全球化立場，而且全球化已經(jīng)成為世界各國經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)生變量，全球化時(shí)代不會終結(jié)（Stiglitz，2018）［6］。基于如上認(rèn)識判斷，本文立足全球化的時(shí)代背景，重新診斷中國的潛在經(jīng)濟(jì)增長趨勢。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 模型構(gòu)建

盡管估計(jì)潛在產(chǎn)出的方法較多，但考慮理論基礎(chǔ)完備與經(jīng)濟(jì)意義明確等因素，生產(chǎn)函數(shù)法已成為被國內(nèi)外學(xué)者與機(jī)構(gòu)廣泛運(yùn)用的一種方法［7-9］。這里依然使用生產(chǎn)函數(shù)法測算中國的潛在經(jīng)濟(jì)增長率。本文主要構(gòu)建4個(gè)模型：（1）只包含物質(zhì)資本與勞動(dòng)的基本模型，用于粗略估算潛在產(chǎn)出；（2）結(jié)構(gòu)性變量對潛在產(chǎn)出回歸的模型，用于識別影響潛在經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)構(gòu)性因素；（3）納入結(jié)構(gòu)性變量的擴(kuò)展模型，用于測算改革開放以來的潛在經(jīng)濟(jì)增長率；（4）邏輯斯蒂（Logistic）模型，用于預(yù)測評估當(dāng)前至本世紀(jì)中期的潛在經(jīng)濟(jì)增長趨勢。

（1）基本模型。為粗略估算潛在產(chǎn)出，此處將只包含物質(zhì)資本與勞動(dòng)投入兩個(gè)變量的經(jīng)濟(jì)增長模型設(shè)定為柯布—道格拉斯（C-D）生產(chǎn)函數(shù)形式：

式（1）中，Yt表示實(shí)際GDP，At表示全要素生產(chǎn)率，Kt表示物質(zhì)資本，Lt表示勞動(dòng)投入量，μt表示隨機(jī)擾動(dòng)影響，t表示年份，時(shí)間范圍是［1978，2018］。假定不存在技術(shù)進(jìn)步和全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)時(shí)，基于式（1）設(shè)定的計(jì)量模型如下：

式（2）中，c為常數(shù)；εt為殘差，是At與μt的綜合；yt、kt、lt為樣本期內(nèi)歷年的實(shí)際GDP、物質(zhì)資本、勞動(dòng)投入量自然對數(shù)值。使用1978～2018年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)回歸式（2）可得 c、α、β，將其連同kt、lt的惠普濾波（HP）值代入式（2）可得實(shí)際GDP的歷年趨勢值＾yt，即潛在產(chǎn)出。進(jìn)一步，潛在經(jīng)濟(jì)增長率的計(jì)算公式如下：

（2）因素甄別模型。實(shí)際上，基本模型并不適合估計(jì)經(jīng)濟(jì)增長的長期趨勢，在結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的經(jīng)濟(jì)場景下尤其不適用，因?yàn)楣┙o沖擊被包含于式（2）的殘差εt中，由此致使結(jié)構(gòu)性沖擊通過全要素生產(chǎn)率機(jī)制作用于潛在產(chǎn)出的影響難以被捕捉。這些結(jié)構(gòu)上的變化從不同方面釋放勞動(dòng)生產(chǎn)力，對改善全要素生產(chǎn)率有顯著作用，潛在經(jīng)濟(jì)增長能力也隨之提升。那么，到底哪些結(jié)構(gòu)性因素會借助全要素生產(chǎn)率傳導(dǎo)渠道作用于潛在產(chǎn)出呢？為甄別對潛在經(jīng)濟(jì)增長有重要影響的結(jié)構(gòu)性變量，此處設(shè)定計(jì)量模型如下：

其中，d為常數(shù)項(xiàng)，ηt為殘差項(xiàng)，i＝1，2，…，6，＾y為基本模型下測算的潛在產(chǎn)出，θi＝（θ1，θ2，…，θ6）為待估計(jì)的參數(shù)向量，用作識別對潛在產(chǎn)出有重要影響的基本參考標(biāo)準(zhǔn)，Xt＝（rkt，glot，zdt，kjt，ent）T為可能影響潛在經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)構(gòu)變量向量。rkt表示人口結(jié)構(gòu)，使用老齡化背景下適齡勞動(dòng)力（15～64歲）比重代理，作為控制變量；glot表示全球化，使用全球化指數(shù)代理；zdt表示制度變革，由反映所有制變革的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)代理；kjt表示科技創(chuàng)新，由科技創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)投入和人力資本高級化合成的創(chuàng)新潛力指數(shù)代理；ent表示能源消費(fèi)綠色化，使用清潔能源消費(fèi)比重代理。

（3）優(yōu)化的增長模型?；谑剑?）的計(jì)量回歸結(jié)果，并輔以理論與實(shí)踐依據(jù)，可甄選識別出對潛在產(chǎn)出有重要作用的結(jié)構(gòu)性因素。這些結(jié)構(gòu)變量通過全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)制而影響潛在產(chǎn)出，此處設(shè)定全要素生產(chǎn)率如下：

其中，?j是第j個(gè)結(jié)構(gòu)性變量對全要素生產(chǎn)率影響系數(shù)的向量，?t是基于式（4）甄選出的結(jié)構(gòu)性變量自然對數(shù)值構(gòu)成的向量，f是常數(shù)項(xiàng)，δt是影響全要素生產(chǎn)率的其它未知因素。將式（5）代入式（1）有結(jié)構(gòu)化的增長模型：

式（6）兩邊取自然對數(shù)，并令 ζt＝ δt＋μt，考慮結(jié)構(gòu)因素影響后的潛在產(chǎn)出估計(jì)模型如下：

（4）Logistic預(yù)測模型。經(jīng)濟(jì)增長存在邊界，越接近增長邊界增長速度越低。不同于大多數(shù)文獻(xiàn)使用的時(shí)間趨勢外推方法（要素趨勢外推后代入生產(chǎn)函數(shù)計(jì)算潛在經(jīng)濟(jì)增長率或直接對潛在經(jīng)濟(jì)增長率進(jìn)行趨勢外推），此處采用Logistic模型估計(jì)2019～2050年的潛在經(jīng)濟(jì)增長率。具體模型如下：

1.2 變量說明

上述4個(gè)模型中所提及變量代理指標(biāo)的時(shí)間窗口是1978～2018年。各變量的代理指標(biāo)說明如下：

經(jīng)濟(jì)增長的代理變量是實(shí)際GDP（yt，單位：億元）。選擇1978～2018年的名義GDP由以1978年為基期的GDP平減指數(shù)進(jìn)行價(jià)格影響剔除后測算得到。潛在經(jīng)濟(jì)增長的代理變量是潛在產(chǎn)出（或，單位：億元），經(jīng)由生產(chǎn)函數(shù)法計(jì)算而來，用以反映實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長的趨勢。

物質(zhì)資本的代理變量是資本存量（kt，單位：億元）。資本存量數(shù)據(jù)并不能夠直接觀測得到，在資本存量的估算過程中，學(xué)者們對基年的資本存量、年折舊率、年價(jià)格指數(shù)以及投資數(shù)據(jù)的選取均有不同，導(dǎo)致不同文獻(xiàn)報(bào)告的資本存量迥異。尤其是大量文獻(xiàn)假定固定資產(chǎn)的折舊率相同，忽視了不同產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性對資本存量的影響。鑒于此，本文直接借鑒王維等（2017）基于最新的十大類行業(yè)資本統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，利用永續(xù)盤存法，設(shè)定可變折舊率，按1978年不變價(jià)計(jì)算的年資本存量數(shù)據(jù)［10］。

勞動(dòng)投入的代理指標(biāo)是就業(yè)總量（lt，單位：萬人）。由于1990年國家統(tǒng)計(jì)局對就業(yè)總量進(jìn)行了一次調(diào)整，將以往漏算的人數(shù)一次性加入進(jìn)來，導(dǎo)致1990年的就業(yè)人數(shù)出現(xiàn)了一個(gè)較為明顯的異常躍升。因此，1978～1990年的就業(yè)人員我們直接引用王小魯和樊綱（2000）對1978～1990年就業(yè)規(guī)模進(jìn)行平滑處理后的數(shù)據(jù)，1991～2018年的就業(yè)總量數(shù)據(jù)則來源于相應(yīng)年份的 《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》［11］。

全球化的代理指標(biāo)是全球化指數(shù)（glot）。大部分文獻(xiàn)在考察相關(guān)問題時(shí)多使用對外貿(mào)易或外商直接投資指標(biāo)代理全球化，這種處理方法雖然便捷，但僅反映了全球化的部分信息，不能全面刻畫全球化水平。因而，這里使用KOF瑞士經(jīng)濟(jì)學(xué)會計(jì)算的涵蓋經(jīng)濟(jì)、社會、政治三大維度的全球化指數(shù)度量中國的全球化水平。

制度變革的代理指標(biāo)是非國有工業(yè)總產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值比重（zdt，單位：%）。理論上，難以模擬所有制度變革的情況。因而，為簡要描繪中國的制度變遷軌跡，本文主要考慮改革開放以來最為基礎(chǔ)且影響深遠(yuǎn)的生產(chǎn)資料所有制改革，具體指標(biāo)是非國有工業(yè)總產(chǎn)值比重。國有工業(yè)總產(chǎn)值與工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)來源于相應(yīng)年份的 《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和 《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

科技創(chuàng)新的代理指標(biāo)是創(chuàng)新潛力指數(shù)（kjt）?；诳萍紕?chuàng)新與人力資本密不可分的認(rèn)知，本文將科技創(chuàng)新投入與人力資本高級化兩個(gè)變量進(jìn)行平均加權(quán)合成創(chuàng)新潛力指數(shù)。國內(nèi)外研究通常選擇R&D經(jīng)費(fèi)支出反映科技創(chuàng)新投入情況，本文也遵循此慣例。由于國家僅統(tǒng)計(jì)公布了1995～2018年該指標(biāo)的數(shù)據(jù)，對于1978～1994年缺失的數(shù)據(jù)，本文采用 《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》中的“挖潛改造資金和科技3項(xiàng)費(fèi)用”予以替代補(bǔ)齊。兩個(gè)時(shí)間段的序列數(shù)據(jù)合并后命名為科技創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)支出。人力資本高級化是人力資本結(jié)構(gòu)優(yōu)化的過程，表現(xiàn)為人力資本中受過高等教育人員總量及比重的增加。這里使用1978～2018年就業(yè)總量中有本科、研究生和留學(xué)回國3類教育背景的人員占比反映人力資本高級化程度。就業(yè)人員受教育程度數(shù)據(jù)來源于 《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和 《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

能源消費(fèi)綠色化的代理指標(biāo)是清潔能源消費(fèi)比重（ent，單位：%）。本文使用 《中國能源統(tǒng)計(jì)年鑒》和 《中國能統(tǒng)計(jì)年鑒》中清潔能源消費(fèi)總量與能源消費(fèi)總量的比值計(jì)算清潔能源消費(fèi)比重。

人口結(jié)構(gòu)的代理指標(biāo)是適齡勞動(dòng)力比重（rkt，單位：%）。為了體現(xiàn)人口結(jié)構(gòu)變遷的同時(shí)直觀表征勞動(dòng)力供給情況，擇取15～64歲適齡勞動(dòng)人口占總?cè)丝诘谋戎剡M(jìn)行測度。國家統(tǒng)計(jì)局僅提供1990～2018年的時(shí)序數(shù)據(jù)，而1990年之前只公布了1982年和1987年2年的數(shù)據(jù)，對相應(yīng)年份的缺失數(shù)據(jù)，本文采用平均增速法補(bǔ)齊。具體地，1978～1981年、1983～1986年的缺失數(shù)據(jù)由1982～1987年的平均增速推算，1988～1989年的缺失數(shù)據(jù)由1987～1990年的平均增速推算。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計(jì)

上述代理指標(biāo)用于計(jì)量模型回歸之前均進(jìn)行剔除量綱影響的對數(shù)化處理。文中涉及的變量代理指標(biāo)說明及各指標(biāo)數(shù)據(jù)對數(shù)值的描述性統(tǒng)計(jì)信息如表1所示。

2 潛在經(jīng)濟(jì)增長率的再估計(jì)

遵循前文設(shè)定的模型，本部分主要從實(shí)證角度重新把握潛在經(jīng)濟(jì)增長趨勢。與上文敘述一致，這里首先基于只包含物質(zhì)資本和勞動(dòng)投入的生產(chǎn)函數(shù)粗略測算潛在產(chǎn)出，并將之視為識別影響潛在經(jīng)濟(jì)增長因素的被解釋變量。在此基礎(chǔ)上，再次估計(jì)全球化進(jìn)程中1978～2018年改革的潛在經(jīng)濟(jì)增長率。

2.1 影響潛在經(jīng)濟(jì)增長的因素甄別

對不考慮結(jié)構(gòu)影響的潛在產(chǎn)出粗略估算式（2）使用最小二乘方法（OLS）估計(jì)參數(shù)。計(jì)量回歸時(shí)進(jìn)行了自相關(guān)消除和穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤調(diào)整處理，估計(jì)結(jié)果顯示各變量的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著，F(xiàn)檢驗(yàn)值顯示通過了聯(lián)合顯著檢驗(yàn)（限于篇幅有限，此處未報(bào)告模型的回歸結(jié)果）。將變量回歸系數(shù)、連同 kt、lt的 HP值及 AR（1）、AR（2）代入式（2）計(jì)算實(shí)際GDP的趨勢值y＾t，結(jié)合式（3）可得時(shí)間窗口內(nèi)粗略估算的潛在經(jīng)濟(jì)增長率。

將粗略估算的潛在產(chǎn)出作為因變量，使用消除模型自相關(guān)的最小二乘法（OLS）估計(jì)式（4）。有研究顯示人口結(jié)構(gòu)會影響潛在產(chǎn)出，且考慮中國的人口紅利逐步消失，在計(jì)量回歸時(shí)特別控制了人口結(jié)構(gòu)（rkt）的作用以更充分說明其它變量的影響，結(jié)果詳見表（2）。 表2中第（1）～（5）列為1978～2018年不同變量設(shè)置下的回歸結(jié)果，第（1）列只包含常數(shù)項(xiàng)、控制變量與AR項(xiàng)，第（2）～（4）列在第（1）列的基礎(chǔ)上將關(guān)注變量（ent、glot、zdt和 kjt）逐步加入模型。 第（6）和第（7）列是以中國正式確定“建立社會市場經(jīng)濟(jì)體制目標(biāo)”的年份為標(biāo)準(zhǔn)的不同時(shí)間區(qū)間下全變量的回歸結(jié)果。表2中回歸方程的可決系數(shù)、F統(tǒng)計(jì)量顯示，模型的整體回歸結(jié)果較好。此外，觀察關(guān)注變量的回歸系數(shù)可知，基本上保持了經(jīng)濟(jì)意義與統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的雙重穩(wěn)健性。

能源消費(fèi)綠色化（ent）、全球化、制度變革可有效改善潛在經(jīng)濟(jì)增長能力，本文再估計(jì)潛在經(jīng)濟(jì)增長趨勢時(shí)引入這3個(gè)變量。科技創(chuàng)新對促進(jìn)潛在經(jīng)濟(jì)增長有積極影響，第（7）列中kjt的系數(shù)顯著為正，且大于第（6）列，說明后半段的科技創(chuàng)新對潛在經(jīng)濟(jì)增長的作用顯著增強(qiáng)。當(dāng)前，與發(fā)達(dá)的創(chuàng)新型國家相比，我國創(chuàng)新發(fā)展還存在不少薄弱環(huán)節(jié)，創(chuàng)新能力不夠強(qiáng)（呂薇等，2018）［12］，兼顧“中興事件” 激發(fā)國家與企業(yè)對創(chuàng)新精神的強(qiáng)化等因素的影響，中國提升R&D投入強(qiáng)度和積累人力資本的空間依然較大，本文認(rèn)為需要將該變量包含于式（7）。

表2 潛在產(chǎn)出影響因素的識別結(jié)果

2.2 納入結(jié)構(gòu)變量的潛在經(jīng)濟(jì)增長率

將影響潛在經(jīng)濟(jì)增長的4個(gè)結(jié)構(gòu)化因素（ent、glot、zdt和 kjt）納入式（7），使用最小二乘法（OLS）對其進(jìn)行計(jì)量回歸，消除模型自相關(guān)與穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤調(diào)整的估計(jì)結(jié)果如表3所示。表3中，第（1）列只包含控制變量物質(zhì)資本（kt）、勞動(dòng)投入（lt）和常數(shù)項(xiàng)，第（2）～（5）列依次添加了關(guān)注變量能源消費(fèi)綠色化（ent）、全球化（glot）、制度變革（zdt）、科技創(chuàng)新（kjt），各回歸方程的可決系數(shù)和F檢驗(yàn)值給出了模型的擬合效果較優(yōu)的信息。

由表3可知，全球化、制度變革與能源消費(fèi)綠色化對當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用，科技創(chuàng)新促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用表現(xiàn)出滯后效應(yīng)。第（5）列的全球化、制度變革與能源消費(fèi)綠色化的估計(jì)系數(shù)均為正，科技創(chuàng)新的滯后一期、二期的估計(jì)系數(shù)為正。在第（5）列中出現(xiàn)“科技創(chuàng)新當(dāng)期的系數(shù)小于0、滯后一期的系數(shù)大于0但不顯著、滯后二期的系數(shù)顯著大于0”現(xiàn)象可能有以下原因：高級人力資本受教育過程中收獲更多的是“間接經(jīng)驗(yàn)”，需要經(jīng)歷1～2年的見習(xí)，間接經(jīng)驗(yàn)方能逐步演變?yōu)橹苯咏?jīng)驗(yàn)，接受高等教育期間積累的知識與其它生產(chǎn)要素方能逐步融合轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力與創(chuàng)造財(cái)富的能力，但這確實(shí)在一定程度上擠占了當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長所需的資源；另外，科技創(chuàng)新投入存在明顯的“機(jī)會成本”，在既有經(jīng)濟(jì)增長模式下，增加的科技創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)若用于固定資產(chǎn)投資則可取得“立竿見影”的增長效果，而且實(shí)際上科技創(chuàng)新短期內(nèi)難以完成“創(chuàng)造性毀滅（Creative Destruction）” 過程（Aghion 和 Howitt，1992）［13］，“從科學(xué)發(fā)現(xiàn)到生產(chǎn)上采用間隔的時(shí)間很長”（洪銀興，2011）［14］，由此使得科技創(chuàng)新推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步，提升全要素生產(chǎn)率，創(chuàng)造財(cái)富與促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用延后。

表3 納入結(jié)構(gòu)性變量的生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)結(jié)果

圖1顯示，1981～2018年，實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長率小于納入結(jié)構(gòu)變量的潛在經(jīng)濟(jì)增長率共計(jì)有23年，說明中國在大部分時(shí)間范圍內(nèi)沒有充分利用國內(nèi)外的資源，致使實(shí)際產(chǎn)出能力低于潛在產(chǎn)出能力。還可以發(fā)現(xiàn)，潛在經(jīng)濟(jì)增長率在2005年達(dá)到1998年以來潛在經(jīng)濟(jì)增長率最大值，此后便開始逐年降低，先于實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長速度下滑6年，表明“中國經(jīng)濟(jì)新一輪的下滑源于潛在經(jīng)濟(jì)增長率的持續(xù)降低，是結(jié)構(gòu)性的降檔”。

此外，中國最近一次實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長率與納入結(jié)構(gòu)變量的潛在經(jīng)濟(jì)增長率之間的“負(fù)缺口”始于2012年，且已延續(xù)至今，缺口平均值約1.03%，這主要是由供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革背景下調(diào)結(jié)構(gòu)、去產(chǎn)能和去庫存等經(jīng)濟(jì)行為引發(fā)的。在經(jīng)濟(jì)高速增長向高質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型階段下，全球化、制度變革、科技創(chuàng)新以及能源消費(fèi)綠色化等結(jié)構(gòu)性變動(dòng)，雖然致使經(jīng)濟(jì)增長出現(xiàn)“陣痛”，但隨著結(jié)構(gòu)性改革調(diào)整強(qiáng)有力的推進(jìn)，確實(shí)有效松動(dòng)了粗放發(fā)展模式下滋生的不可持續(xù)發(fā)展約束，提升了經(jīng)濟(jì)增長潛力，2013年以來潛在經(jīng)濟(jì)增長率的降幅顯著收窄便是一種說明。與之相伴而生的是，近幾年的實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長速度下滑幅度較為微小，似乎表明實(shí)體經(jīng)濟(jì)正不斷“探底”，逐步接近“L型”走勢的底部。

圖1 實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長率與納入結(jié)構(gòu)變量的潛在經(jīng)濟(jì)增長率

3 未來潛在經(jīng)濟(jì)增長趨勢的再評估

3.1 當(dāng)前至本世紀(jì)中期的潛在經(jīng)濟(jì)增長率

圖2展示了潛在經(jīng)濟(jì)增長率走勢的斜率，即變動(dòng)速度。圖2a顯示，全時(shí)間窗口下潛在經(jīng)濟(jì)增長率的斜率數(shù)據(jù)在0值上下波動(dòng)的比較頻繁，說明原數(shù)據(jù)序列是增減交替的走勢，而Logistic模型則要求單調(diào)函數(shù)，因此全時(shí)間窗口并不符合Lo?gistic模型的要求。圖2b以確立“中國特色社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制改革目標(biāo)”的時(shí)點(diǎn)為起始，時(shí)間區(qū)間為［1992，2018］；圖2c則以亞洲金融危機(jī)的爆發(fā)為時(shí)間起點(diǎn)，時(shí)間窗口為［1998，2018］。從這兩幅圖可以看出，兩條曲線的擬合優(yōu)度不高，分別為0.3827和0.5005。所以，綜合考慮圖2b和圖2c也不適用于Logistic模型預(yù)測。圖2d的時(shí)間起點(diǎn)為中國被批準(zhǔn)進(jìn)入世貿(mào)組織的2002年，這是中國積極參與全球化的重要階段性時(shí)點(diǎn)。圖2d顯示，斜率軌跡只穿越0值一次，說明原序列數(shù)據(jù)的軌跡具備單調(diào)性質(zhì)；一元二次擬合方程的二次項(xiàng)系數(shù)為正，擬合的拋物線是開口向上的，而且擬合優(yōu)度大幅度提升至0.9698。由此可見，圖2d描繪的擬合曲線的效果較圖2a、圖2b和圖2c好，符合Logistic模型的基本要求。故此，本文選擇以圖2d對應(yīng)的潛在經(jīng)濟(jì)增長率數(shù)據(jù)估計(jì)Logis?tic模型式（10）中的參數(shù)。

圖2 不同時(shí)間窗口下的潛在經(jīng)濟(jì)增長率走勢的斜率

表4 2016～2050年中國的潛在經(jīng)濟(jì)增長率

3.2 跨越高收入門檻與躋身中等發(fā)達(dá)國家的時(shí)點(diǎn)

再評估未來潛在經(jīng)濟(jì)增長趨勢的重要目標(biāo)是診斷評估中國能否邁入高收入國家隊(duì)列。為此，首先將預(yù)測的2019～2050年的潛在產(chǎn)出折合為2018年的現(xiàn)價(jià)，然后基于United Nations（2017）預(yù)測的中國人口數(shù)據(jù)計(jì)算以人民幣計(jì)價(jià)的人均GDP［17］，最后使用人民幣兌美元的平均匯率進(jìn)行折算，此處考慮了匯率穩(wěn)定、貶值與升值3種情況。對于高收入國家的門檻值，本文基于世界銀行2016年劃定的高收入國家最低門檻線，并使用不同學(xué)者或機(jī)構(gòu)預(yù)測3種不同的世界平均增速估算未來的門檻值，同時(shí)利用向前一步預(yù)測方法估計(jì)韓國未來的人均GDP作為高收入國家與中等發(fā)達(dá)國家的參照。表5報(bào)告了不同情形下代表性年份的中國人均GDP及預(yù)設(shè)的4種高收入國家門檻值變化情況。

在人民幣匯率穩(wěn)定在6.6左右時(shí)，結(jié)合高收入國家最低門檻值的A、B、C情形，可知在2025～2030年之間中國有望成功跨越“中等收入陷阱”；將人民幣兌美元匯率貶值與高收入國家門檻值的前3種情形組合發(fā)現(xiàn)，中國成功進(jìn)入高收入國家組別可能發(fā)生在2030年左右；相對地，人民幣升值條件下中國成為高收入經(jīng)濟(jì)體在2025年前后。因而，基于預(yù)設(shè)的情景，本文認(rèn)為在［2025，2030］的時(shí)間區(qū)間內(nèi)，中國順利邁過高收入國家門檻，躋身高收入國家隊(duì)列是大概率時(shí)間。對于高收入門檻D，在人民幣匯率穩(wěn)定與升值的情況下，中國的人均GDP有望在2045～2050年的時(shí)間窗口內(nèi)接近或超越韓國；然而，當(dāng)人民幣匯率貶值時(shí)，2050年中國的人均GDP比韓國低。綜合考慮全球化背景下中國綜合國力不斷提升以及國家強(qiáng)有力的體制機(jī)制變革效應(yīng)，人民幣出現(xiàn)持續(xù)大幅貶值的或然率較小，本文認(rèn)為中國的發(fā)展程度達(dá)到中等發(fā)達(dá)國家水平的時(shí)間范圍是［2045，2050］。需要強(qiáng)調(diào)的是，在本文模型設(shè)定的情境下，2012年以后中國的實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長一直在潛在經(jīng)濟(jì)增長趨勢下方運(yùn)行，所以我國能否成功跨越“中等收入陷阱”，并順利發(fā)展成為中等發(fā)達(dá)國家，主要取決于國家的全球化水平、制度變革紅利、科技創(chuàng)新積累和能源消費(fèi)綠色化程度四大因素的作用。

表5 不同情形的中國人均GDP及高收入國家門檻值 單位：美元／人

4 主要結(jié)論

全球化依然是當(dāng)今世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展最顯著的時(shí)代背景，與各國的經(jīng)濟(jì)增長有深度關(guān)聯(lián)，對縮小發(fā)展中國家與發(fā)達(dá)國家的差距有重要影響。本文立足全球化的發(fā)展背景，尋找有利于提升中國經(jīng)濟(jì)增長潛力的主要因素，以期為塑造高質(zhì)量發(fā)展動(dòng)力提供經(jīng)驗(yàn)支撐。本文基于中國1978～2018年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過計(jì)量回歸分析識別影響潛在產(chǎn)出的結(jié)構(gòu)性變量，使用生產(chǎn)函數(shù)法再估計(jì)納入結(jié)構(gòu)性變量的潛在經(jīng)濟(jì)增長率，運(yùn)用邏輯斯蒂（Logistic）模型重新評估未來的潛在經(jīng)濟(jì)增長趨勢。本文的主要結(jié)論如下：

（1）全球化、制度變革、科技創(chuàng)新和能源消費(fèi)綠色化可有效提升潛在經(jīng)濟(jì)增長能力；全球化對潛在產(chǎn)出的作用力度最大，制度變革其次，科技創(chuàng)新與能源消費(fèi)綠色化的增長效應(yīng)較為接近；（2）引入4個(gè)結(jié)構(gòu)性變量的1981～2018年中國潛在經(jīng)濟(jì)增長率的平均值約為9.70%，比同區(qū)間的平均實(shí)際經(jīng)濟(jì)增速略高0.14個(gè)百分點(diǎn)；最近一輪實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長率的持續(xù)下跌始于2011年，比潛在經(jīng)濟(jì)增長率滯后了6年，說明本輪實(shí)際經(jīng)濟(jì)增速下滑是結(jié)構(gòu)性的，源于潛在經(jīng)濟(jì)增速的下滑；（3）結(jié)構(gòu)性改革使得Logistic模型預(yù)測的潛在經(jīng)濟(jì)增長趨勢出現(xiàn)了“躍升”后緩慢下滑，2050年約降至3.81%；2019～2050年的潛在經(jīng)濟(jì)增長年均提高約5.50個(gè)百分點(diǎn)，2019～2035年潛在經(jīng)濟(jì)增長率的平均值為6.40%，2036～2050年的約為4.48%；（4）不同情境下中國成功跨越“中等收入陷阱”，躋身高收入國家隊(duì)列的時(shí)間區(qū)間是［2025，2030］，達(dá)到中等發(fā)達(dá)國家水平的時(shí)間范圍是［2045，2050］，但需要注意這兩個(gè)目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)是以全球化水平穩(wěn)步提高、制度變革紅利釋放、科技創(chuàng)新潛力積累提升與能源消費(fèi)綠色化轉(zhuǎn)型為前提條件的。