夏飛龍 朱麗萍

內容提要：結構性產能過剩長期困擾中國工業(yè)部門，是供給側結構性改革面臨的突出問題。在中國財政分權的制度背景下，本文在“中央政府-地方政府-企業(yè)”三層博弈模型中刻畫結構性產能過剩的形成機理，并利用2001-2011年中國工業(yè)面板數(shù)據(jù)和廣義矩估計方法（GMM）檢驗財政分權對中國工業(yè)部門結構性產能過剩的影響機制。研究結果表明：財政分權對中國工業(yè)部門結構性產能過剩具有正向影響，并通過政商關系的渠道促使中國企業(yè)選擇低端技術生產，進而導致中國工業(yè)部門結構性產能過剩。因此，為治理中國工業(yè)部門結構性產能過剩，中央政府應進一步推動體制改革、構建新型政商關系和促進企業(yè)技術創(chuàng)新。

關鍵詞：財政分權;政商關系;結構性產能過剩;低端技術鎖定

中圖分類號：F812.2 文獻標識碼：A 文章編號：1001-148X（2022）01-0076-09

作者簡介：夏飛龍（1987-），男，江西吉安人，云南師范大學經濟與管理學院講師，經濟學博士，研究方向：產業(yè)組織理論與技術創(chuàng)新;朱麗萍（1972-），女，山西原平人，山西財經大學國際貿易學院副教授，經濟學博士，研究方向：國際貿易與流通產業(yè)。

基金項目：山西省軟科學研究“山西產業(yè)抵御國際金融風險能力研究”，項目編號：2018041061-1;云南師范大學博士科研啟動項目“高質量背景下法治化營商環(huán)境的產能過剩治理機制研究”資助。

從“三期疊加”到“經濟新常態(tài)”，我國工業(yè)部門的產能過剩具有顯著的結構性特征?！暗投思夹g鎖定”和“過度投資”是中國工業(yè)部門結構性產能過剩形成的兩個必要條件，產能過剩關系到我國能否實現(xiàn)產業(yè)轉型升級等重大問題?；谪斦謾嘁暯?，本文利用博弈論和委托代理模型對中國企業(yè)的低端技術鎖定進行分析，探析中國工業(yè)部門結構性產能過剩的形成機理，中國的政商關系是導致結構性產能產生的重要原因，財政分權通過政商關系的渠道引致了中國企業(yè)“低端技術鎖定”，并易形成“投資潮涌”，進而造成了中國工業(yè)部門結構性的產能過剩。

一、研究模型的提出

在中國特色的經濟增長模式下，政府是主導，企業(yè)是主體，中央政府、地方政府和企業(yè)是經濟增長的最重要參與者。因此，本文構建一個三層博弈模型：中央政府作為委托人（Principal），委托地方政府作為監(jiān)督者（Supervisor）管理作為代理人（Agent）的企業(yè)進行生產，現(xiàn)將模型的經濟環(huán)境設定如下：

（一）經濟環(huán)境的設定

1.參與人。中央政府制定總契約，包括對企業(yè)征收的稅率（t）、財政分權（s）、決定對地方政府和企業(yè)聯(lián)合進行懲罰的概率（m）和對地方政府與企業(yè)的懲罰（R，f）。稅率t被理解為現(xiàn)實中的各種稅收和合法收費占總產出的比率，t∈（0，1）[1]。假設中央政府和地方政府都關心經濟增長，但地方政府不對增長的負面后果①負責，而中央政府對增長的負面后果負責②。其中，財政分權s表示地方財政的自主性的大小，在分稅體制下是地方政府得到的稅收占總稅收的比例，相當于地方政府作為監(jiān)督者的報酬。中央政府會依據(jù)防范地方政府和企業(yè)聯(lián)合的成本對生產性活動進行周期性的干預[2]，這決定了中央政府對政企聯(lián)合進行懲罰的概率m。如果中央政府決定懲罰，則地方政府和企業(yè)分別受到的懲罰為R和f。地方政府作為中央政府委托的管理者，履行監(jiān)督職責。在給定稅率（t）、財政分權（s）、懲罰的概率（m）和懲罰程度（R，f）的條件下，地方政府為了使利益最大化決定是否與企業(yè)聯(lián)合。企業(yè)是唯一的生產主體，在給定稅率（t）、財政分權（s）、懲罰的概率（m）、懲罰程度（R，f）和支付給地方政府的賄賂③（b）的情況下，企業(yè)選擇生產技術和產量，致使其利潤最大化。如果想采用低技術進行生產，企業(yè)必須得到地方政府的庇護。由于損害中央政府的利益通常是違規(guī)的，有時甚至伴隨著違法行為，必然存在一定的交易費用[2]。企業(yè)為了能賄賂地方政府，需要負擔交易成本。為了簡化，假定為φyc，其中φ∈（0，1）。假定企業(yè)的賄賂金額為收入的比例k，那么賄賂金額b=k（1-t）（1-φ）y（c-），其中k的大小由企業(yè)和地方政府之間博弈決定的，k∈（0，1）。

2.生產技術。企業(yè)是唯一的生產主體，面臨高端技術（high-tech）和低端技術（low-tech）的選擇。企業(yè)采用高端技術生產的產品質量高，而且通常對資源和環(huán)境的消耗低，屬于環(huán)境友好型，有利于經濟可持續(xù)發(fā)展。相對而言，企業(yè)應用低端技術所生產的產品質量低，通常會造成一定的環(huán)境污染，給環(huán)境造成的壓力大。企業(yè)采用高端技術進行生產，要么采用技術引進策略，需要購買比低端技術生產更貴的生產設備，要么進行自主創(chuàng)新、提高生產技術。不管通過哪一種方式獲得高端技術，相對于低端技術而言，生產的單位產品的成本更高。假定生產y單位的產品，高端技術所需的成本為12y2，而低端技術所需的成本為12cy2，其中c-。一方面，中國經濟高速發(fā)展，人均可支配收入不斷提高。根據(jù)世界銀行公布的收入分組標準，2010年我國實現(xiàn)了由中等偏下收入水平到中等偏上水平的重大跨越，人均GNI相當于中等偏上收入國家平均水平從2012年84.5%提高到2014年93.7%。人們對高質量產品的需求越來越大;另一方面，由于使用低技術的進入門檻相對較低，易造成企業(yè)大量進入，形成“投資潮涌”，從而造成“低端過剩，高端不足”的結構性產能過剩。由于我國是一個人口眾多的大型經濟體，各地區(qū)發(fā)展不平衡，收入分配差距大，低端產品仍然具有一定的市場。假定企業(yè)選擇低技術生產發(fā)生產能過剩的概率為p，發(fā)生產能過剩的概率p由自然決定。金碚[3]指出現(xiàn)代經濟學要么將質量因素抽象掉，要么用價格來替代，即較高質量的產品價格更高——優(yōu)質優(yōu)價。為了簡便，假定高質量的產品比低質量的產品價格更高，假定市場價格為外生給定的，低質量的產品價格標準化為1，高質量的產品價格為1+α，α>0，α表示高質量產品的價格加成。

3.信息結構。企業(yè)的生產技術是私人信息。為了簡便，假設中央政府和企業(yè)之間存在信息不對稱。中央政府不能觀測到企業(yè)選擇的生產技術的類型，即生產參數(shù)和c，這就促使企業(yè)可以不按照中央政府的意圖行事。假設地方政府和企業(yè)之間是信息對稱的，地方政府和企業(yè)都能觀察到參數(shù)和c。理由是地方企業(yè)的投資需要經過地方政府的審批通過，而且地理位置上的便利使得地方政府可方便地去企業(yè)了解情況。企業(yè)選擇高端技術生產方式（），那么就不會發(fā)生產能過剩。企業(yè)也可以選擇與地方政府聯(lián)合，選擇低技術的生產方式（c），但這會使產能過剩以p的概率發(fā)生。中央政府在觀測到產能過剩之后會以m的概率對企業(yè)和地方政府進行懲罰，而以1-m的概率對地方政府和企業(yè)的聯(lián)合進行默認。因此，將所有的四種情況總結如下： （1）企業(yè)選擇，不發(fā)生產能過剩;（2）企業(yè)選擇c，以1-p的概率不發(fā)生產能過剩;（3）企業(yè)選擇c，以p的概率發(fā)生產能過剩，中央政府以m的概率對企業(yè)和地方政府進行懲罰;（4）企業(yè)選擇c，以p的概率發(fā)生產能過剩，中央政府以1-m的概率不對企業(yè)和地方政府進行懲罰。概率p和m∈（0，1），都是公共知識。在（2）、（3）和（4）的情況下，企業(yè)和地方政府可能聯(lián)合。中央政府事后能觀測到產能過剩，可以推斷地方政府和企業(yè)進行聯(lián)合。

4.博弈順序。由于地方政府錦標賽似的競爭、中央政府周期性且滯后的懲罰和政治關聯(lián)因素，地方政府與企業(yè)的聯(lián)合幾乎是一個納什均衡。為了簡便，中央政府作為一個外生因素，地方政府和企業(yè)的博弈順序如下：（1）在給定（s，t，m，R，f）的情況下，地方政府和企業(yè)通過談判簽訂隱性合約（Side Contract）決定進行聯(lián)合，否則進行非聯(lián)合行為;（2）企業(yè)在給定（s，t，m，R，f）和隱性合約的情況下，如果選擇低技術（c）生產方式，那么以p的概率發(fā)生結構性產能過剩;（3）如果隱性合約存在，那么執(zhí)行;（4）如果發(fā)生產能過剩，中央政府可以推斷企業(yè)未按照政策選擇高技術（）生產方式進行生產，地方政府和企業(yè)進行聯(lián)合，那么中央政府會以m的概率對地方政府和企業(yè)進行懲罰。

這時地方政府和企業(yè)之間屬于完全信息動態(tài)博弈，可用逆向歸納法對模型進行求解。

（二）模型求解

1.企業(yè)。企業(yè)是在給定條件下選擇生產方式以及產量，追求利潤最大化。

（1）當企業(yè)選擇高端技術時，企業(yè)符合中央政府的意愿，不需要與地方政府聯(lián)合，那么：

（2）當企業(yè)選擇低端技術時，企業(yè)需要賄賂地方政府，與地方政府聯(lián)合以規(guī)避中央政府的技術政策措施，那么：

2.地方政府。

（1）選擇不與企業(yè)聯(lián)合，那么地方政府預期可獲得的收益為：

（2）聯(lián)合，那么地方政府預期可獲得的收益為：

假設1：財政分權程度越高，結構性產能過剩的程度越高。

二、研究設計的設定

（一）模型設定

為了驗證假設1，本文設立了以結構性產能過剩程度為被解釋變量和財政分權為主要解釋變量的回歸模型。根據(jù)現(xiàn)有的研究產能過剩的相關文獻[4]，本文控制了其他可能產生影響的因素。本文的基準模型如下：

其中，下標i和t分別表示省份和年份，ECdeait表示結構性產能過剩的指標，Zit為主要的解釋變量，Xit為一組可能對結構性產能過剩有影響的控制變量，εit為擾動項。之所以將ECdeait的滯后一期作為解釋變量，一方面是由于產能過剩情況往往存在“慣性”，即前期的生產過剩情況會對當期產生不可避免的重要影響[5];另一方面，從ECdeait與其滯后一期的散點擬合圖（圖1），也可以看出二者之間表現(xiàn)出高度的正相關性且在P=0.00的顯著水平下拒絕了零假設。

（二）指標的選取

1.被解釋變量。結構性產能過剩的程度（ECdea）。當前對產能過剩的衡量存在爭議，更何況對結構性產能過剩的衡量。目前，通常采用產能利用率來衡量產能過剩，產能利用率的衡量方法大致可分為三類：工程意義、經濟意義和技術意義的產能利用率[6]。考慮到中國目前的“落后產能”普遍存在，而且非市場因素影響較大，采用技術意義上的產能利用率（利用數(shù)據(jù)包絡分析法）可能更適合中國的現(xiàn)實情況?；诖?，本文采用數(shù)據(jù)包絡分析法測算的產能利用率更能反映中國結構性產能過剩的特征。結合Dupont 等[7]定義的產能過剩指數(shù)來衡量結構性產能過剩，其計算公式為ECdea=1產能利用率-1。

2.解釋變量。

（1）財政分權指標（czfq）。財政分權表示地方政府的財政自主權，通常采用地方財政占中央財政的比重來衡量[8]，分別為財政支出分權、財政收入分權和財政自給率。本文借鑒了楊志安和邱國慶[9]的研究，利用財政支出分權作為衡量財政分權的代理指標?？紤]到地區(qū)人口數(shù)量可能與財政支出存在正向關系，本文將地方人均財政支出占全國人均財政支出比重作為財政支出分權的衡量指標。

（2）政商關系指標（lncpwr）。政商關系的測度基本上采用間接推測的方法，基本思路是：當一些事件發(fā)生的時候認為現(xiàn)實中政企聯(lián)合的概率更高，則這些定性或定量的事件可以作為政商關系的代理指標[10]，如將政府主管部門領導的個人特征[11]、土地財政依賴程度和房地產行業(yè)的國家資本金[12]和每百萬人口中貪污、賄賂和瀆職等案件立案數(shù)[10]作為代理指標。本文借鑒龍碩和胡軍[10]的研究，以每百萬人口中貪污、賄賂和瀆職等案件立案數(shù)的自然對數(shù)作為政商關系的代理指標。

3.控制變量。（1）經濟周期性因素（RDP）用地區(qū)GDP增長率來表示。（2）國有產權比重（sor）由地區(qū)工業(yè)國有資產與工業(yè)總資產的比值計算。（3）重工業(yè)比重（hr）用現(xiàn)價重工業(yè)總產值與現(xiàn)價工業(yè)總產值的比值計算。（4）地區(qū)的技術創(chuàng)新水平用專利指標來表示，分別為發(fā)明專利受理量的對數(shù)（lnfmzlsl）、專利申請受理量的對數(shù)（lnzlsl）和專利申請授權量的對數(shù)（lnzlsq）。

（三）數(shù)據(jù)的來源和描述性分析

用于測算結構性產能過剩指數(shù)的產能利用率數(shù)據(jù)來自董敏杰等[4]的研究，他們采用的是數(shù)據(jù)包絡分析法測算產能利用率。貪污、賄賂和瀆職等案件立案數(shù)（簡稱“貪腐案件立案數(shù)”）數(shù)據(jù)來自歷年《中國檢察年鑒》，其他使用的數(shù)據(jù)主要來自中經網統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、2001-2011年的各地區(qū)的《統(tǒng)計年鑒》。之所以未使用2012年以后的統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)，是因為分地區(qū)的產能利用率數(shù)據(jù)（用來衡量結構性產能過剩）大部分都只測算到2011年④，最終選取了2001-2011年間的面板數(shù)據(jù)對本文的假說進行實證檢驗⑤。表1給出了主要變量的描述性統(tǒng)計特征，并給出了具體的計算方法。本文主要利用stata15.0對計量模型進行估計。

三、計量結果分析

（一）基準回歸結果分析

回歸2相對于回歸1而言，從表2知系數(shù)的大小和顯著性明顯發(fā)生變化，這說明固定效應模型可能產生了重要的影響。但是，回歸1和回歸2沒有考慮模型（12）由被解釋變量的滯后項帶來的內生性問題，故采用能夠有效控制動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型內生性問題的兩步系統(tǒng)廣義矩估計方法對模型（12）其進行參數(shù)估計。系統(tǒng)廣義矩估計方法之所以有效，主要基于三個理由：第一，Bond[13]研究表明，在短面板的數(shù)據(jù)估計中采用混合最小二乘法估計會使得滯后項系數(shù)上偏，而采用固定效應模型估計會使得滯后項系數(shù)下偏。表2中呈現(xiàn)的L.ECdea的系數(shù)（0.75）正好介于OLS估計的系數(shù)（0.85）和固定效應模型估計的系數(shù)（0.51）之間。第二，Sargan檢驗不能拒絕工具變量有效的原假設。第三，AR（2）檢驗5%的水平上不能拒絕一階差分方程的隨機干擾項不存在二階序列相關的原假設?；谝陨先c，由表2的回歸結果可知兩階段系統(tǒng)矩估計方法比混合OLS和固定效應估計方法更加有效。鑒于此，下文用兩階段系統(tǒng)矩估計方法得到的結果進行統(tǒng)計推斷。

本文利用回歸1-3來檢驗假設1。從表2的結果來看，財政分權的回歸系數(shù)為0.12，且在1%的水平下顯著，假設1得到了初步的驗證。下文將繼續(xù)對回歸結果進行穩(wěn)健性分析，以增加實證結果的可靠性。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.關于內生性問題的討論。由于財政分權是國家層面自上而下外部財政改革所決定的，結構性產能過剩幾乎不可能影響國家財政改革，財政分權和結構性產能過剩不存在反向因果關系。與此同時，為了消除被解釋變量前后期相關可能會帶來的影響，本文將被解釋變量的滯后項加入回歸模型中，并采用系統(tǒng)廣義矩估計的方法進行回歸，有效控制動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型內生性問題。

2.其他穩(wěn)健性檢驗。盡管財政分權和結構性產能過剩之間不存在反向因果的關系，為了增加實證結果的可靠性，本文采用替換變量和逐步剔除控制方法對模型進行穩(wěn)健性檢驗。第一，替換變量。對地區(qū)的技術創(chuàng)新程度采用替換指標——地區(qū)專利申請受理量的對數(shù)和地區(qū)專利申請授權量的對數(shù)來衡量，再對模型重新進行估計。第二，逐步剔除控制變量。通過逐步剔除控制變量的方法觀察核心解釋變量回歸系數(shù)的變化。

表3的結果是對基準回歸3的穩(wěn)健性檢驗，結果表明財政分權的回歸系數(shù)的符號不變，且依然在1%的水平上顯著。除了財政分權外，其他變量的回歸系數(shù)的符號也保持不變，且都符合理論預期。這表明回歸3的結果具有穩(wěn)健性，假設1得到了進一步的驗證。

（三）進一步分析

綜合基本回歸結果和穩(wěn)健性分析結果，回歸3的結果是有效且穩(wěn)健的，可利用這回歸3的結果進行統(tǒng)計推斷。由此可得：

1.財政分權（czfq）的回歸系數(shù)為0.12，且在1%的水平上顯著。財政分權對結構性產能過剩具有顯著的正向作用，這一結論是穩(wěn)健的，假設1得到有效支持。也就是說財政分權會抑制企業(yè)技術創(chuàng)新，導致企業(yè)技術被低端鎖定，進而加劇結構性產能過剩。這與李政和楊思瑩[14]的研究結果一致，財政分權會降低財政科技支出比重，對城市創(chuàng)新產生負面影響。

2.結構性產能過剩指數(shù)的滯后一期（L.ECdea）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這說明當期的產能過剩指數(shù)會影響到下一期的產能過剩指數(shù)。結構性產能過剩表現(xiàn)出一定的“慣性”的特征。這一結果的合理性從以下兩個方面來判斷。首先，當期的生產決策往往會影響后續(xù)時期的決策，經濟變量不可避免地表現(xiàn)出一定的連續(xù)性特征。其次，企業(yè)在短期內可以調節(jié)的是生產產量，而難以對產能進行調整。也就是說短期內產能是相對固定的，這與楊振兵和張誠[15]的結果一致。

3.對其他控制變量的分析。經濟周期性因素（RDP）的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，這說明宏觀經濟增長越快，結構性產能過剩指數(shù)越小，產能過剩程度越低。結構性產能過剩與市場需求有關。在市場需求迅速擴張時，即使低端產能也會表現(xiàn)出供不應求，而不會發(fā)生產能過剩。這與董敏杰等[4]的研究結果保持一致。國有產權比重（sor）的系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著。國有產權加劇產能過剩，可能基于兩方面的原因：第一，國有產權越高，受政府干預的程度越高。由于政府的投資沖動和企業(yè)融資優(yōu)勢等原因可能導致過度投資。第二，國有產權越高，由于預算軟約束等原因導致企業(yè)“淘而不汰”，進而形成僵尸企業(yè)，這與余淼杰等[15]的結果一致。重工業(yè)比重（hr）的系數(shù)在回歸3和4中不顯著，在回歸5中顯著為正，由此推斷重工業(yè)比重增加不一定導致更嚴重的結構性產能過剩。這與黃秀路等[16]的結論保持一致，即產能過剩在重輕工業(yè)層面差異不顯著。地區(qū)的技術創(chuàng)新水平（lnfmzlsl）的系數(shù)在回歸3不顯著，但在回歸4和5中顯著為負。由此推斷地區(qū)技術創(chuàng)新水平對結構性產能過剩具有負向影響，但不穩(wěn)健?？赡艿慕忉屖羌夹g創(chuàng)新導致生產技術效率的提高從而緩解產能過剩，在需求條件一定的情況下，生產效率的提高導致的產品供給上升會惡化消費側產能利用率從而加劇產能過剩[17]。

四、影響機制檢驗

財政分權是通過政商關系的渠道影響結構性產能過剩的，而影響機制具有不同的檢驗方法。本文借鑒阮榮平等[18]的研究，以政商關系作為被解釋變量，用財政分權進行回歸分析，看系數(shù)是否顯著。如果回歸發(fā)現(xiàn)財政分權的系數(shù)顯著，那么政商關系的影響機制成立，反之亦然?？刂谱兞康倪x取與式（12）保持一致，采用雙向固定效應模型進行估計，由回歸9可知系數(shù)雖為正，但不顯著。考慮到政商關系與其一階滯后項的相關系數(shù)為0.88，采用系統(tǒng)廣義矩估計對模型估計，并采用替換解釋變量指標進行穩(wěn)健性檢驗。結果如回歸10-12所示（見表4），系數(shù)在10%的水平上顯著，財政分權與政商關系具有顯著的正向關系。也就是說財政分權越高越能促進地方政府與企業(yè)聯(lián)合，進而加劇結構性產能過剩。因此，財政分權→政商關系→結構性產能過剩的影響機制得到驗證。

五、結論及政策建議

從傳統(tǒng)行業(yè)蔓延到戰(zhàn)略新興產業(yè)，中國工業(yè)部門的產能過剩突出地表現(xiàn)為“高端不足，低端過剩”的結構性。由于地方政府與企業(yè)建立了一種聯(lián)合的關系，導致了中央政府的去產能措施難以見效，導致落后產能難以淘汰，不斷加劇了工業(yè)部門的結構性產能過剩。財政分權促使地方政府和企業(yè)的聯(lián)合，允許大量企業(yè)選擇低端技術進行生產，在“投資潮涌”的作用下進一步造成了中國低端產能的過度擴張，形成“高端不足，低端過?！钡慕Y構性產能過剩。

本文結論的政策含義，核心在于阻止政企聯(lián)合，構建新型的政商關系。中央政府應加強對政企聯(lián)合行為的打擊力度，改變地方政府的激勵，使得地方政府真正發(fā)揮中央政府賦予的監(jiān)督職責;同時，應鼓勵企業(yè)選擇高端技術進行生產，改變地方政府的激勵機制，構建新型的政商關系。

（1）加強對地方政府的監(jiān)督，進一步推行各項體制改革。中國選擇了分權體制改革道路，決定了地方政府在經濟發(fā)展中必然起著重要作用。中央政府不是要改變分權體制，而是在分權體制之下防范政企聯(lián)合。第一，中央政府應加強監(jiān)督，加大對地方官員經濟活動腐敗的懲罰力度，提高政企聯(lián)合的交易費用;第二，進一步改革財政分權體制，使得地方政府的財權和事權相匹配，改變地方政府的激勵機制;第三，進一步推行收入分配制度改革，提高居民收入在GDP中所占的比重;第四，進一步推行稅收體制改革，真正減輕企業(yè)在生產經營活動中所負擔的稅收。通過加強監(jiān)督和體制改革，破壞政企聯(lián)合的制度基礎，防范政企聯(lián)合，從而達到化解結構性產能過剩的目的。

（2）優(yōu)化財稅體制，加強依法治國，構建新型政商關系。地方政府的事權與財權不匹配是導致政企聯(lián)合的重要原因，進一步優(yōu)化財稅體制才能使得地方政府的財權和事權相匹配[19]。地方政府之所以能與企業(yè)聯(lián)合，其中一個原因可能是法律監(jiān)管不到位，應進一步加強依法治國，消除地方政府干預的“灰色地帶”，避免其尋租行為。

（3）促進企業(yè)技術創(chuàng)新，采用高端技術進行生產。只有當高技術的成本比低技術的成本高到一定的程度，地方政府和企業(yè)才會選擇聯(lián)合。中央政府一方面可以通過稅收政策或補貼政策對采用高技術的生產方式的企業(yè)進行財政支持，鼓勵其技術創(chuàng)新，降低其生產成本;另一方面通過稅收政策對采用低技術生產的企業(yè)進行懲罰，提高其生產成本，如征收庇古稅（通常，中國產能過剩行業(yè)的一個特征是高污染）等。從長遠來看，惟有進一步推行市場化改革、弱化地方政府在經濟發(fā)展中所起的作用，讓市場在資源配置中真正起到決定性的作用，才能從根本上化解結構性產能過剩。

此外，本文可從以下兩個方面進行拓展：第一，在理論方面，本文假定地方政府和企業(yè)之間是信息對稱的，放松這個假定是否會對結果產生影響值得進一步探討;第二，在實證檢驗方面，一方面將數(shù)據(jù)區(qū)間擴展至2011年之后，另一方面細分工業(yè)行業(yè)，檢驗本文結論是否依然成立。

注釋：

① 所謂“負面后果”是指礦難、環(huán)境污染、土地違法、食品安全、惡性競爭、假冒偽劣、走私等中國經濟高增長的另一面（聶輝華，2016）。本文討論的是中國經濟增長的另一個負面后果——結構性產能過剩。

② 在當下的官員競爭體制下，地方政府的主要官員把當?shù)氐腉DP做上去就升官走了，由此給當?shù)貛淼漠a能過剩很可能在5年或10年后才會顯現(xiàn)，這時中央政府不可能再追究他的責任。但是中央政府是唯一委托人，要承擔所有最終的后果，包括高增長帶來的負面后果。由于產能過剩的負外部性，其所帶來的社會成本由中央政府承擔，包括由經濟結構失調、資源錯配等引起的經濟成本和民眾不滿、輿論壓力等政治成本（侯方宇和楊瑞龍，2018）。

③ 現(xiàn)實中的賄賂表現(xiàn)為多種形式，包括采取低端技術的企業(yè)給地方政府帶來更多財政收入、本地就業(yè)、雇傭政府官員親屬，有時也包括金錢或者其他形式利益輸送（聶輝華和張雨瀟，2015）。

④ 據(jù)查閱的文獻，采用數(shù)據(jù)包絡分析法測算產能利用率，幾乎所有學者都只測算到2011年，其中的一個原因是測算需要用到“工業(yè)總產值”數(shù)據(jù)，而《中國工業(yè)經濟統(tǒng)計年鑒》從2011年開始不再報告（張少華和蔣偉杰，2017）。本文采用了董敏杰等（2015）的測算結果，一方面考慮了文獻的引用情況，另一方面考慮了數(shù)據(jù)的可獲得性。

⑤ 由于數(shù)據(jù)不全原因剔除了西藏地區(qū)數(shù)據(jù)，在驗證假設1時，因離群值原因再剔除了陜西、甘肅、青海和新疆地區(qū)數(shù)據(jù)。

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（責任編輯：關立新）