地區腐敗、市場化程度與產能過剩

李雙燕 苗進

摘要：本文研究了地區腐敗對產能過剩的影響。基于1999—2014年的省級面板數據，首先采用協整法對我國30個地區的產能利用率進行了估計，發現產能利用率下降趨勢明顯；其次，運用系統矩估計方法，考察了全國層面以及東、中、西部地區腐敗程度對產能利用率的影響，結果表明：（1）地區腐敗程度與產能利用率存在負相關關系。其中，中部地區的影響最大，西部地區次之，東部地區最小；（2）市場化程度對腐敗與產能利用率之間的關系具有調節作用，市場化程度越高的地區，腐敗對產能利用率的影響越弱，該調節作用在中、西部地區顯著，而東部地區不顯著。本文認為治理腐敗，深化市場化改革，有利于解決我國當前產能過剩的問題。

關鍵詞：產能過剩；腐敗程度；市場化程度

文獻標識碼：A 文章編號：1002-2848-2018（02）-0094-10

一、 引 言

化解產能過剩是當前時期中央政府宏觀調控的重要任務，也是學術界探討的熱點問題。目前研究產能過剩成因的觀點主要包括市場論、政府體制論、或市場政府共同作用論，持這些觀點的文獻大多從中國全局視角研究產能過剩的形成機制，以期提出化解產能過剩的可能措施。然而，由于產能過剩的形成原因具有復雜性和空間差異性，且我國各個地區的資源稟賦和發展階段存在差異，需要分地區進行考察。在為數不多的與產能過剩相關的區域研究中，程俊杰探討了中國東部和中西部地區產能過剩的差異，發現政府干預是影響產能過剩的最重要因素，且該影響在東部尤為明顯[1]。

政府干預在中國社會主義市場經濟發展進程中一直起著重要的作用，在對經濟和企業發展產生積極影響的同時，也往往會產生負面影響，比如官員對企業的抽租導致的腐敗[2]，政企合謀引發的腐敗[3]。因此在解決產能過剩問題時，不能忽視腐敗這一制度根源。一些文獻已經發現，腐敗會對企業的生產行為產生影響[4-6]。我們認為，企業可以通過賄賂官員得到更高效的服務、更低的稅率、更多的稀缺資源，從而降低行賄企業的總生產成本，一旦該成本降低，企業就有產能擴張的沖動，從而導致產能過剩。

基于以上邏輯，本文考察了地區腐敗對產能過剩的影響機制，并研究了不同地區的市場化進程是否會調節兩者之間的關系。結果發現，在市場化程度較高的地區，企業處于相對更加完善的競爭和法制環境，腐敗對產能過剩的影響較小；相反，在市場化程度較低的地區，由于競爭機制受到僵化體制約束難以有效發揮作用，企業需要與政府官員“拉關系”以獲取更高的經濟利益[4]，所以在這些地區，腐敗更易催生產能過剩。

本文運用中國1999—2014年的省級面板數據，測算了30個地區的產能利用率，并采用系統矩估計的方法考察了全國層面以及東、中、西部地區腐敗程度對產能利用率的影響。本文有兩個可能的創新：第一，從腐敗角度研究產能過剩問題。目前國內尚沒有文獻將地區腐敗、市場化程度與產能過剩同時納入到一個理論分析框架。本文從制度與市場兩個層面出發，為解決產能過剩提供了新的視角。第二，以往產能過剩的測算大多集中于行業層面，這樣的研究方法雖然充分考察了不同行業的產能利用率情況，但假設了同一行業在我國不同省份的發展環境相同，忽略了省級層面差異造成的影響，本文采用的省級面板數據可以彌補這一不足。

文章的結構安排如下：第二部分為文獻綜述與假說；第三部分為計量模型與數據；第四部分為計量結果分析；第五部分為結論與政策建議。

二、 文獻綜述與假說

關于產能過剩的成因，國內外學者的研究大致可以分為三大類。

第一類研究考察了市場因素與產能過剩之間的關系。國外學者的研究重在論證產能過剩是市場自由選擇的結果，主要分析了如下四種可能的原因：（1）產能過剩是長期消費欲望的持久性降低導致供求關系的失調所導致的[7]；（2）產能過剩是企業面臨不確定性供求關系下的必然選擇[8-9]；（3）產能過剩是由供給需求之間的錯配以及高成本生產和技術進步的停滯所形成[10]；（4）產能過剩是經濟衰退的微觀表現[11]。對于中國企業的產能過剩問題，林毅夫等[12]認為這源于企業的“潮涌現象”，即大量企業對“有前景”的行業產生同樣預期，從而大量進入投資。徐朝陽和周念利[13]認為產能過剩是市場本身在實現均衡過程中的暫時對均衡狀態的偏離。

第二類研究考察了政府或體制對產能過剩的影響。研究主要認為產能過剩是我國在發展社會主義市場經濟過程中特殊政商體制下的產物，如產能過剩是由體制扭曲、地區對投資的補貼性競爭導致的[14]，或者地方官員在晉升關鍵期，給企業提供大量土地和融資優惠，從而刺激企業擴張，形成產能過剩[15]。劉航、孫早[16]從城鎮化動因角度研究了產能過剩的形成機制，提出城鎮化脫離產業規律的快速推進使得地方政府加大對企業的干預，從而導致產能過剩。

第三類研究考察了上述兩類因素對產能過剩的綜合影響。此類研究大都將產能過剩的成因分為內外兩個因素，內因為市場因素，外因為政府政策因素。鐘春平、潘黎[17]認為產能過剩是綜合了宏觀需求沖擊、政府政策扭曲、國企利益機制的共同作用而產生的。范林凱[18]等發現市場化程度的提高會讓民營企業擠壓國企從而造成國企產能過剩，但是政府為應對產能過剩而加強產能管制則會進一步使市場化進程滯后，最終導致更嚴重的產能過剩。楊振兵[19]提出產能過剩不能完全歸咎于盲目過量投資，為解決就業壓力增加的勞動投入、求量不求質的引入外資等也是引發產能過剩的重要原因。

基于以上研究，我們有理由認為，產能過剩的形成兼具市場和體制兩方面因素，特別是體制因素會導致政企之間合謀，因為企業為了自身的經濟利益有向政府官員行賄的動機，而政府官員也有向企業抽租的激勵，具體的形成機制如下：

首先，官員自身的尋租腐敗行為會導致產能過剩。官員因為擁有稀缺資源的配置權力而具有尋租的動機，一旦官員獲取了租金，便會為企業提供便利。同時，企業也會為了獲取競爭優勢而對政府官員行賄，結果降低了企業總體的生產成本。因為成本的降低，企業擁有了擴張的沖動，進而誘發產能過剩[15]。近幾年，企業依靠政府尋租降低成本的腐敗案例屢見不鮮。如在土地轉讓過程中，地產公司會為低價拿地而行賄官員；在政府采購中，也會發生高價購買低價值產品的情況，致使企業可以以低成本獲取高收益。公婷、吳木鑾[20]的研究發現，政府采購、工程承包成為腐敗案件高發領域，土地腐敗案件更為突出。基于上述研究和經驗事實，我們認為地方官員的腐敗能夠降低行賄企業的生產成本，進而激勵企業進行產能擴張，最終導致產能過剩。

其次，國有公司、企事業單位的高管腐敗行為會導致產能過剩。其腐敗動因主要如下：第一，國企高管與其他廠商合謀，為個人謀取私利的同時，給其他廠商提供正常渠道無法得到的利益，降低其生產成本，刺激其擴張產能。如一些國企高管利用所在企業資質高的優勢，在全國各地承攬建設工程，然后再將這些工程進行轉包，從中收取“管理費”。第二，國企存在盲目投資行為。一方面，國企高管會因為“潮涌現象”而擴大投資；另一方面，由于不用承擔虧損風險，他們也有動機擴大投資規模。如果擴大投資發生在能源、制造工業方面，則必然導致建設過多的產能。

最后，總結前述產能過剩產生的成因，不管產能過剩是由于“重復建設”、“過度投資”等問題形成的，還是由于基于信息不對稱產生的“潮涌現象”[12]而產生的，究其根源，都來源于市場無法有效配置資源。當一個地區的市場化程度高時，法制環境更加完善，市場競爭更加充分，資源能得到更有效率的配置，從而產能利用率也可以得到提升。企業在市場化程度高的地區經營，有更多的方式降低企業成本，而通過賄賂官員達到降低成本的手段將面臨更高的機會成本，因此在市場化程度較高的地區，腐敗程度對產能過剩的影響會較弱。另一方面，在市場化程度較低的地區，由于信息不對稱情況更加嚴重，體制更為僵化，一些企業為了達到自身的利益，有更多賄賂官員的激勵。

因此提出本文的研究假說：

H1：地區的腐敗程度與產能過剩正相關。

H2：地區的市場化程度調節腐敗程度與產能過剩的關系，市場化程度越高的地區，腐敗對產能過剩的影響越弱。

三、 計量模型與數據

在構建模型過程中，需要注意兩個前提：第一，一個地區的產能過剩存在慣性；第二，政府在進行工程招標等政府購買行為時具有買方壟斷優勢，這是由于產能過剩問題的存在，眾多的企業都渴望實現自己的產能，于是政府官員擁有了尋租權利，此時產能過剩會誘發腐敗，即腐敗程度對產能過剩的影響可能存在內生性問題。據此，我們采取系統矩估計方法進行估計，該方法既能反映動態模型關系，又能解決內生性問題，從而獲得穩健的估計結果。該方法采用內生變量的滯后項作為工具變量，可以同時反映動態關系并解決內生性問題。

本文將計量模型設定為如下形式：

Cuit=β0+β1Cui，t-1+β2Copit+β3Marketit+β4Marketit×Copit+CXit+β5εit（1）

其中，Cuit為被解釋變量，表示地區i在第t年的產能利用率，作為產能過剩的反向指標，Copit為核心解釋變量，表示地區i在第t年的腐敗指數，Marketit為市場化程度，表示地區i在第t年的市場化程度指數，Marketit×Copit為交互項，CXit是為了得到穩健的估計結果而加入的控制變量合集。各變量的指標選取、數據來源及計算方式如下：

（1）被解釋變量。產能過剩，采取其反向指標產能利用率來進行度量。首先計算出生產側產能利用率，再經消費側供求關系調整，得到最終產能利用率[19]。其中，產能利用率越低代表產能過剩問題越嚴重。

目前產能過剩測算的主流方法有如下幾種：如Morrison & Berndt[21]的標準化可變成本函數，數據包絡分析法（DEA），隨機前沿分析法（SFA），峰值法，Shaikh & Moudud[22]協整法。其中，協整分析法避免了對具體函數設定可能不正確的缺點，基于產能產出與資本存量之間長期穩定關系來估算產能利用率。Shaikh & Moudud的研究發現協整方法與調查統計數據得到的產能利用率趨勢高度吻合，所以我們采取協整法估算各地區的產能利用率。

協整法依靠恒等式變形分析得出產能利用率。恒等式的形式如下：

Y（t）=（Y/Y*）·（Y*/K）·K（2）

其中Y是實際產出，Y*是長期潛在產出，K表示企業的資本存量。并定義v=K/Y*，表示資本產出比，產能利用率為u=Y/Y*。將（2）式左右同取對數，得到：

lnY（t）=lnK（t）-lnv（t）+lnu（t）（3）

根據新古典理論，我們假設在長期，實際產出在長期的潛在產出上下波動，也即廠商可以使得長期下實際產出與長期潛在產出一致（u*=1）。對其取對數，且用eu（t）表示一個隨機誤差項，則得到：

lnu（t）=eu（t）（4）

我們繼續考慮資本產出比的變化，一方面技術的自主進步會提高資本產出比；另一方面，依賴資本存量積累而產生的技術變革也會提高該比率，令gv為資本產出比的增長率，gk為資本存量增長率，則有gv=b1+b2gk，該式兩邊同時對t積分，得到：

lnv（t）=b0+b1·t+b2·lnK（t）+ev（t）（5）

上述幾個方程表示了產出和資本存量的長期依賴關系，聯立（2）—（5）式，得到：

lnY（t）=a0+a1·t+a2·lnK（t）+e（t）（6）

其中，e（t）=eu（t）-ev（t）。

根據（6）式，我們可以預計lnK（t）與lnY（t）之間存在長期且穩定的協整關系，通過對（6）式估計，從而估算出生產側產能利用率。

此外，還需對生產側產能利用率進行修正，因為生產側產能利用率是依據各地區工業資本存量與長期潛在產出在長期協整關系下得到的，表示的是各地區生產側的實際產出與長期潛在產出之比，并沒有考慮消費側供大于求的情況。所以，本文采用楊振兵[19]的方法，對上面得到的產能利用率乘以消費側產能率（需求—供給比率），從而得到最終的產能利用率，即修正的產能利用率指數。本文采用各省的省級面板數據，按照（6）式，采用了變系數模型進行回歸，并利用回歸結果得到了產能利用率的估計值，經消費側調整后，得到修正的產能利用率的估計值。

需要說明的是，協整法所得到的產能利用率數值并不等同于統計調查下的產能利用率。根據何蕾[23]的解釋，協整法得到的產能利用率是隨著固定要素進行調整的長期性平均產出水平。根據國際通行標準，79%到90%的產能利用率為正常水平，則假設如果一個行業長期維持85%的產能利用率，則協整法得出的產能利用率狀況則是以85%為基準的，即協整法得出的產能利用率的100%相當于工程法產能利用率的85%。所以，我們不能夠直接用協整法得出的產能利用率指標來直接判斷一個地區工程統計下的產能利用率，它所表示的是產能利用率偏離長期穩定產能利用率的情況。

（2）核心解釋變量。腐敗，考慮到數據對本研究的適用性，采用每年的職務犯罪立案數除以該地區人口數（單位：10萬），代表腐敗指標，采用類似方法對腐敗指標予以測度的還有Li et al.， Dong & Torgler，張軍等學者[4，24-25]。該值越高，代表一個地區的腐敗程度越嚴重。

（3）調節變量。市場化程度，采用市場化總指數評分來表示。該指標來自王小魯、樊綱等的計算結果，市場化指數的指標由18個基礎指數構成，對于一個單項指數而言，在基期年份市場化程度最高的省份得分為10分，最低為0分，最后采用算數平均法對市場化指數進行計算。所以，市場化程度可以采用市場化總指數評分表示，并且市場化總指數評分越高，代表市場化程度越高。

（4）控制變量。為了得到穩健的估計結果，還需要對影響產能過剩的其他變量加以控制。本文主要選取了三個控制變量加以分析。①外資因素。不同地區對外資的引入程度不同，將會影響該地區的投資總量以及資源分配方式。同時，外資的進入會通過自身技術優勢謀求在該地區的超額利潤。比如，外資可能通過預先建立較高產能，從而形成對潛在進入者的可置信威脅，繼而獲取先行者優勢。我們用各地區的實際利用外資總額表示外資因素，并且依據歷年匯率換算為人民幣，并利用消費者價格指數進行平減。②國企產值比重。在我國，國有企業擁有較強的經濟實力，可能是“潮涌現象”的積極行動者。我們用一個地區國有企業的工業總產值占規模以上工業總產值的比重來表示一個地區國企的重要程度。③土地稅收所占比重。本文采用某地區的契稅與印花稅在當地財政收入中所占的比重來表示，因為這兩種稅主要由企業初始買地階段繳納，所以可以更好的反映政府為獲得財政收入而出讓土地的程度。分稅制改革后，土地財政一直是地方財政的主要收入來源，地方政府會為了獲取更多的財政收入而出讓更多的土地，獲取更多的稅收，而土地作為重要的生產要素能夠承載更多的產能，所以土地財政所占比重越大，產能利用率越低，產能過剩程度越高。

本文樣本包含了從1999年到2014年除西藏外30個省或直轄市的數據

本文寫作期間多項數據只公布到2014年，所以采用1999到2014年數據。

，相關變量處理如下：①采用不考慮中間產品投入價值的工業增加值衡量實際產出。工業增加值用地區工業生產者出廠價格指數進行平減，得到以2000年

鑒于1999年和2000年的數據同列在2001年《中國工業統計年鑒》且都采取2000年的價格指數，所以直接轉化為以2000年為基期的價格指數。

為基年的各地區實際工業總產值。由于2008年后的工業增加值不再公布，本文參考王兵[26]等學者的做法，根據國家統計局公布的工業增加值增長率的分省份數據計算得出。其中分省份工業增加值增長率數據來源于WIND數據庫。②固定資產凈值衡量資本存量，并用分地區固定資產投資價格指數對固定資產凈值進行平減，得到以2000年為基年的各地區實際固定資產凈值。③消費側產能利用率的計算借鑒楊振兵、張誠[27]的做法，用各地區的銷售產值與工業總產值的比率作為消費側產能利用率，也即工業產品銷售率。以上數據來源于WIND數據庫，以及歷年的《中國統計年鑒》、《中國工業經濟年鑒》等。

解釋變量的數據來源如下：

（1）腐敗程度指標來源于歷年《中國檢察年鑒》。

（2）市場化程度指標來自王小魯、樊綱的《中國分省份市場化指數報告（2016）》以及WIND數據庫。

（3）各地區實際利用外資總額來自WIND數據庫。

（4）各地區國企工業總產值與各地區工業總產值來自歷年《中國工業經濟年鑒》。

（5）各地區財政收入與稅收收入來自歷年《中國統計年鑒》。

四、 計量結果分析

（一）產能利用率測算結果

本文首先對數據進行面板單位根檢驗以防止偽回歸問題，此外，為了進一步驗證前文提到的協整關系，還需要對資本存量與產出進行協整關系檢驗。為了得到面板單位根檢驗的穩定結果，本文采取了LLC、HT、Breitung、Ips、pperon、ADF六種方法進行檢驗，結果如表1。

從結果來看，原始序列接受存在面板單位根的原假設，而差分序列拒絕存在面板單位根的原假設，即一階差分后數據是平穩序列。再進行協整關系檢驗，結果見表2。

表1 面板單位根檢驗

表2 協整關系檢驗

由表2所示統計量可知，Westlund的四個統計量有3個統計量在1%的顯著性水平上拒絕了產出水平與資本存量不存在協整關系的原假設，Ga統計量也在10%的顯著性水平上拒絕了該原假設，整體上我們接受了產出水平與資本存量之間至少存在一個協整關系的推斷。上述檢驗證明了采用協整法計算產能利用率的正確性。

基于篇幅限制，我們挑選了一些重要年份的產能利用率情況報告于表3。從表中可以看出，產能利用率的測算數值在1附近波動，符合上文的理論推導。此外，從表中可以看出，不同地區的產能利用率之間存在比較明顯的差異，在2008年金融危機前，產能利用率的數值都基本穩定在1左右，但在2008年后，產能利用率下降趨勢明顯。在2011年，有7大戰略性新興產業先后推出了各自的“十二五”發展規劃，帶動了大量對鋼鐵、光伏等產業的需求，因為企業對行業前景的過度樂觀，引起“潮涌現象”，大量投資進入，導致產能過剩，一個證據是該年粗鋼產量創歷史新高。2008年金融危機后，積極的貨幣政策與財政政策為各地企業提供了融資便利，導致經濟體中各企業盲目擴大規模，最終導致產能過剩。至2014年，產能過剩問題已經爆發，并且很多地區的產能利用率達到了歷史最低點，產能利用率下行趨勢極為明顯。此外，中央在2015年提出了供給側結構性改革，將治理產能過剩問題列為一項重要目標，這也體現出此時產能過剩現象已經引起了普遍的關注。

（二）全國層面SYSGMM估計

本文所用數據的描述性統計結果如下所示：

由表4可知，Cu的均值約等于1，進一步證明了協整法的有效性。并且Cu1明顯小于Cu，證明只考慮生產側的產能利用率高估了實際產能利用率。此外，因為交互項與構成它的自變量低次項間常常存在較強的相關性，從而導致多重共線性問題，所以作者在回歸前先將變量Cop、Market以及Cop×Market進行了“對中”處理。

表3 分省份產能利用率

注：如前所述，這里的產能利用率更多的體現了產能利用率的變化趨勢。

本文采用系統矩估計方法對式（1）進行估計。估計結果如表5所示。表5中共有四個估計式，估計式（1）沒有添加控制變量，估計式（2）—（4）依次添加控制變量進行估計，其中表5下方的檢驗統計量的數值均為p值。在系統矩估計下，產能利用率看作被解釋變量，并選取其滯后3階進入解釋變量以體現產能過剩的慣性問題。此外，基于上文分析，將腐敗程度定義為內生變量，并用其滯后階數作為工具變量。各列ArellanoBond的檢驗中，其中AR（1）的p值普遍接近于0，證明存在顯著的一階殘差自相關，同時AR（2）的p值普遍大于01，證明了不存在顯著的二階殘差自相關。并且Wald檢驗的顯著性水平明顯拒絕原假設，證明方程設定顯著，且Hansen檢驗的統計量顯著接受原假設，證明工具變量選取的合理性。

在所有模型中，被用作解釋變量的被解釋變量的滯后階數的系數均較為顯著，說明往期的產能利用率對當期的產能利用率存在影響。此外，我們也可以認為，產能過剩問題的慣性大概持續兩到三年。

表5中，未加入控制變量時，Cop的系數都顯著

表4 變量的描述性統計分析

注：Cop表示腐敗程度、Market表示市場化程度，Soe代表國企重要程度，Fdi代表實際利用外國投資額，Ltax表示地方財政中土地財政的比重，Cu表示協整法計算出的產能利用率，Cu1表示經消費側產能利用率調整后的產能利用率。

為負，說明了一個地區的腐敗程度越嚴重，產能利用率越低，產能過剩問題越嚴重。在逐步加入控制變量后，其系數的估計值較為穩定，且顯著性水平仍然較高，體現了方程的設定具有較高的穩定性。地區腐敗程度對產能利用率的負向影響符合上文的理論分析。在地區產生腐敗尋租的情形時，企業更可能利用腐敗來獲取成本優勢，從過度擴張產能，引發產能過剩問題，即表現為產能利用率降低。

此外，市場化程度與腐敗指標的交互項，在加入控制變量后，系數顯著性水平得到了改善，并且穩定為正數，體現出模型設定的穩健性，并且市場化程度會調節腐敗程度對產能過剩的影響。

根據表5中的回歸系數可知，腐敗程度越高，產能利用率越低，市場化程度越高，產能利用率越高，同時，一個地區市場化程度的提升，則會減弱因腐敗程度導致的產能利用率的降低。這是因為一個地區如果有較高的市場化程度，則會加大該地區企業通過賄賂獲得便利的機會成本，從而市場化程度的提升會緩和產能過剩程度。此外，市場化程度較高意味著資源更有效率的配置，信息更加的對稱，“潮涌現象”減弱等。

此外，本文對各控制變量的系數進行說明。①Fdi的系數為負，說明各地區實際利用外資額會對產能利用率產生負向影響，加劇產能過剩。一個地區引入的外資可能影響一個地區的投資總量，外資利用其技術優勢建設較高產能獲取先行者優勢，從而降低產能利用率，導致產能過剩問題的加重。②國企因素的系數為正。其原因可能有如下兩點：第一，就全國而言，國企的目標函數可能并不局限為利潤最大化，社會福利最大化的目標也進入了國企的

表5 全國SYSGMM估計結果

注：1.*、**、***分別表示顯著性水平為01、005、001；2.Sargan檢驗值結果均為p值；3.括號內為t值。

目標函數。由于近年來產能過剩問題日益加劇，很多國企率先改革，淘汰過剩產能，所以國企產值比重較大的地區產能過剩問題反而能夠得到緩解；第二，很多國企積極轉型、進行改革，他們擁有雄厚的資本，采取股份制經營，雇傭更精明的經理人，從而擁有更長遠的眼光，實現更明智的投資，并且國企先進入的領域因為有先行者優勢，可以對潛在進入者構成可置信威脅，從而抑制“潮涌現象”的發生，繼而緩解產能過剩。③土地稅收所占比重。該指標系數顯著為負，證明一個地區土地稅收所占比重越大，則產能利用率越低，越可能出現產能過剩的情況。這個符合本文之前的理論判斷，地方政府為了獲取更多的財政收入，不得不出讓更多的土地，而出讓的土地成為建設過剩產能的基礎，從而降低了產能利用率，加劇了產能過剩問題。

綜合上述對回歸結果的論述，我們可以證明前文兩個假說。為了獲得更為穩健的結果，我們將樣本分為東、中、西部三個不同的地區進行估計，以求得到更穩健的結果。

（三）分地區SYSGMM估計結果

由于我國各地區經濟發展模式不同，所以存在發展不平衡的問題，為了獲得更穩健的估計結果以及進一步分析不同地區影響產能過剩的因素，本文對式（1）分東、中、西部地區再次進行了回歸。結果如表6所示。從表中的檢驗數據可知，模型具有一定的穩健性。

根據估計結果，被解釋變量的一階、二階滯后項均顯著的大于零，證明三個地區的產能過剩狀況均存在慣性。而被解釋變量的三階滯后系數顯著小于0，說明三個地區都會在產能過剩問題出現后對產能

表6 分地區SYSGMM估計結果

注：同表5。

利用率進行調整。此外，腐敗指標以及腐敗程度指標與市場化程度指標的交互項與上文的分析結果相一致，說明了中國東、中、西部的腐敗狀況都對產能利用率產生了影響，除此之外，東部的系數最小，中部的系數最大，證明東部地區腐敗程度對產能過剩影響程度較輕，而中部則最為嚴重。三個地區的交互項系數都顯著，表明交互作用同時存在于三個地區，市場化程度的提高，在東中西三個地區都可以緩解產能過剩問題。

此外，中部地區的國企因素系數顯著且為負，這說明國企產值所占比重越高，產能過剩問題越嚴重。東中西部地區土地相關稅收的系數均顯著為負，說明我國各地區土地出讓后均有用于建設過剩產能，加重產能過剩的趨勢，需要引起重視。東部地區實際利用外資額的系數不顯著，可能是因為東部地區市場化程度較高，競爭環境相對公平，國外直接投資與國內投資平等展開競爭，從而對產能過剩影響不顯著，而中西部地區該系數為負，則說明中西部地區外資進入容易引發過剩產能，這可能與中西部地區市場環境與投資環境不完善有關。外資進入中西部地區后獲取先行者優勢，從而建設過剩產能。

五、 結論與政策建議

本文構造了制度因素、市場因素與產能過剩之間關系的模型，為中國地區產能過剩問題的出現提供了一個新的解釋。首先采取協整法估算了中國各地區的產能利用率，發現產能利用率存在下滑趨勢。隨后，采用實證研究的方法對1999—2014年的中國省級面板數據進行了估計分析。結果證實了之前的兩點假說，即地區的腐敗程度和產能過剩正相關，并且地區的市場化程度能夠調節腐敗與產能過剩的關系。

文章進一步揭示出，因為腐敗尋租行為的存在，所以企業可以通過采取賄賂的方式，降低自身生產成本，從而獲得產能擴張的能力；但是，如果一個地區市場化程度較高，采取賄賂方式降低成本會存在較大機會成本。所以，市場化率程度較高的地區，其腐敗程度對產能利用率的影響會相應減小。

我們還得到了一些其它有意義的結論：第一，就分地區的回歸結果來看，中部地區國企產值較高的地區會顯著加重該地區的產能過剩問題。第二，中西部地區因為市場化程度較低等問題，外資的引入可能會加重中西部地區的產能過剩問題。第三，東中西部三個地區的土地稅收越高，則產能過剩越嚴重。上述結論的政策含義是不同地區治理產能過剩的方法并不能一刀切，而是應該有針對性的進行治理。

根據以上結論，我們提出如下的政策建議：

第一，推進市場化改革，尤其是中、西部地區，使資源更多的在市場規則下完成調配。如果稀缺資源更多的依靠市場化手段獲取，一方面可以降低官員的尋租空間，有效治理腐敗，另一方面，企業通過賄賂降低生產成本的機會成本提高，就會采取非賄賂方式降低生產成本，從而緩解產能過剩。

第二，國有企業改革中應以引入現代企業管理制度為重點。中部地區的落后產能以及過剩產能是改革的主要對象。政府要對中部地區的重工業進行銳意改革，淘汰落后產能，建設新產能；對過剩產能要敢于淘汰，促進過剩產能內企業積極轉型，合理分配稀缺資源的投資方向，從而實現對產能過剩問題的治理。

第三，外資引入要更具有針對性。外資的引入促進了我國經濟與世界經濟的接軌，我們的結論發現，中、西部地區對外資的引入加劇了產能過剩，這可能是外資利用自身成本和政策優勢，建設了過多的產能。所以東、中部地區應當對引入的外資進行合理的監管，即取消不必要的政策優惠，削弱其因優惠政策動因而產生的產能擴張。

參考文獻：

[1] 程俊杰. 轉型時期中國產能過剩測度及成因的地區差異 [J]. 經濟學家， 2015（3）： 74-83.

[2] 魏下海， 董志強， 金釗. 腐敗與企業生命力： 尋租和抽租影響開工率的經驗研究 [J]. 世界經濟， 2015（1）： 105-125.

[3] 張莉， 高元驊， 徐現祥. 政企合謀下的土地出讓 [J]. 管理世界， 2013（12）： 43-51， 62.

[4] Li S， Feng G， Cao G. The role of regional institutional environment in the relationship between political participation and effective tax rates evidence from Chinese [J]. AsiaPacific Journal of Accounting & Economics， 2017， 24（3-4）： 323-338.

[5] Cai H， Fang H， Xu L C. Eat， drink， firms and government： An investigation of corruption from the entertainment and travel costs of Chinese firms [J]. Journal of Law & Economics， 2011， 54（1）： 55-78.

[6] Wang Y， You J. Corruption and firm growth： Evidence from China [J]. China Economic Review， 2012， 23（2）： 415-433.

[7] Murphy D. Excess capacity in a fixedcost economy [J]. European Economic Review， 2016， 91： 245-260.

[8] Chaturvedi A， Eniz V M I. Safety stock or excess capacity： Tradeoffs under supply risk [R]. IESE Businiess School， 2009.

[9] Crotty J. Why there is chronic excess capacity [J]. Challenge（White Plains）， 2002， 45（6）： 21-44.

[10] Tempo B. Lloyds steel excess capacity [J]. Economic and Political Weekly， 2001， 36（3）： 173-174.

[11] Dixon P B， Rimmer M T. You cant have a CGE recession without excess capacity [J]. Economic Modelling， 2011， 1-2（28）： 602-613.

[12] 林毅夫， 巫和懋， 邢亦青. “潮涌現象”與產能過剩的形成機制 [J]. 經濟研究， 2010（10）： 4-19.

[13] 徐朝陽， 周念利. 市場結構內生變遷與產能過剩治理 [J]. 經濟研究， 2015（2）： 75-87.

[14] 江飛濤， 耿強， 呂大國， 等. 地區競爭、體制扭曲與產能過剩的形成機理 [J]. 中國工業經濟， 2012（6）： 44-56.

[15] 干春暉， 鄒俊， 王健. 地方官員任期、企業資源獲取與產能過剩 [J]. 中國工業經濟， 2015（3）： 44-56.

[16] 劉航， 孫早. 城鎮化動因扭曲與制造業產能過剩——基于2001—2012年中國省級面板數據的經驗分析 [J]. 中國工業經濟， 2014（11）： 5-17.

[17] 鐘春平， 潘黎. “產能過剩”的誤區——產能利用率及產能過剩的進展、爭議及現實判斷 [J]. 經濟學動態， 2014（3）： 35-47.

[18] 范林凱， 李曉萍， 應珊珊. 漸進式改革背景下產能過剩的現實基礎與形成機理 [J]. 中國工業經濟， 2015（1）： 19-31.

[19] 楊振兵， 張誠. 中國工業部門產能過剩的測度與影響因素分析 [J]. 南開經濟研究， 2015（6）： 92-109.

[20] 公婷， 吳木鑾. 我國2000—2009年腐敗案例研究報告——基于2800余個報道案例的分析 [J]. 社會學研究， 2012（4）： 204-220， 246.

[21] Berndt， Morrison. Capacity utilization measures—underlying economic theory and an alternative approach [J]. American Economic Association， 1981， 71（2）： 48-52.

[22] Shaikh A M， Moudud J K. Measuring capacity utilization in OECD countries： A cointegration method [R]. Economics Institute of Bard College Working Paper， 2004.

[23] 何蕾. 中國工業行業產能利用率測度研究——基于面板協整的方法 [J]. 產業經濟研究， 2015（2）： 90-99.

[24] Dong B， Torgler B. Causes of corruption： Evidence from China [J]. China Economic Review， 2013， 26： 152-169.

[25] 張軍， 高遠， 傅勇， 等. 中國為什么擁有了良好的基礎設施？ [J]. 經濟研究， 2007（3）： 4-19.

[26] 王兵， 於露瑾， 楊雨石. 碳排放約束下中國工業行業能源效率的測度與分解 [J]. 金融研究， 2013（10）： 128-141.

[27] 楊振兵， 張誠. 產能過剩與環境治理雙贏的動力機制研究——基于生產側與消費側的產能利用率分解 [J]. 當代經濟科學， 2015（6）： 42-52，123，124.

責任編輯、 校對： 李再揚