供給側改革背景下我國制造業增長模式的統計考察

張 蕊，李 根，李安林，喻海東

（四川大學 經濟學院，成都 610065）

0 引言

中國的經濟增長舉世矚目，已經躍居成為全球第二大經濟體，但從人均收入來看，仍屬于中等收入國家，進入經濟新常態之后，GDP增速穩定保持在8%左右。隨著世界經濟環境的變化以及我國經濟增長方式的轉變，如何繼續推進供給側結構性改革順利進行成為了學術界研究的重點。“十三五”規劃已經進入到攻堅階段，本文擬研究代表中國實體經濟的核心競爭力——制造業，只有加快制造業優化升級，才能帶動傳統產業和現代服務業的發展，實現調結構促增長的宏偉目標。

1 我國經濟發展戰略演變過程

我國一直致力于調整經濟發展戰略，林毅夫等（2014）[1]認為我國在計劃經濟背景下實施的是趕超戰略，即重工業優先發展的戰略，造成了產業結構的扭曲，使得經濟效率停滯不前。而自從改革開放以來，實施雙軌制漸進式轉型戰略得到了中西方學術界的認同。相比于俄羅斯實行的激進式轉型戰略“休克療法”造成的經濟崩潰，我國的經濟轉型方案比較成功，指導性計劃替代了指令性計劃，部分商品的價格放開，市場機制逐漸發揮出調節資源配置的作用，國民經濟恢復了活力。但是雙軌制轉型戰略遺留下來的一些對市場的干預和扭曲還需要進行修正，意味著我國需要進一步深化改革。劉瑞（2016）[2]將我國國家發展戰略分為四個階段，第一個階段是傳統發展戰略（1949—1978年），第二個階段是以經濟建設為中心的非均衡和趕超戰略（1978年至20世紀90年代），第三個階段是追求全面協調發展的系統性戰略（20世紀90年代），第四個階段是在科學發展觀指導下的國家發展戰略（21世紀以后）。

2008年以前我國的經濟發展是由需求側的“三駕馬車”——消費、投資、出口拉動的，在后危機時代，學者們逐漸將目光投向了供給側。劉霞輝（2013）[3]指出要素產出彈性的重要性，其對未來經濟增長的走勢具有決定作用，并認為需求管理轉向供給管理是解決我國經濟增速放緩的關鍵所在。范志勇和趙曉男（2014）[4]認為隨著勞動力人數和資本存量的此消彼長，我國總供給結構已經產生了轉變。2015年底習總書記在中央財經領導小組會議上提出了供給側改革的戰略方針。

結合前人研究的觀點，本文認為我國經濟發展戰略的演變分為“兩個階段”和“兩次轉變”。第一個階段是1958—1992年的經濟體制轉型階段，這一時期我國經歷了從計劃經濟到市場經濟的初步轉換，形成了混合所有制的特殊形態；第二個階段是從1992年至今的經濟結構調整階段，這一時期是進一步深化改革的階段，重點在于調整經濟結構，利用市場調節能力，配合相應的宏觀政策，緩解經濟發展不充分和不平衡的矛盾。每個階段期間都實施了發展戰略的重大轉變，第一個階段的重大轉變是改革開放戰略，第二個階段的重大轉變是供給側改革戰略。

2 我國經濟增長方式的轉變

隨著我國進入供給側結構性改革戰略階段，經濟增長方式也需要做出相應的調整。經濟增長方式基本上分為兩種，包括粗放型和集約型[5-7]。目前關于經濟增長方式的研究大多是以全要素生產率對經濟增長的貢獻作為衡量指標。我國經濟增速放緩的原因不僅在于全要素生產率的下降，還在于生產要素的產出彈性發生了變化，兩者共同導致了潛在的生產率下降。全要素生產率代表除資本和勞動力以外的因素對經濟增長的貢獻，資本和勞動力的產出彈性反映了要素稟賦的結構變化對經濟增長的貢獻。因此在研究經濟增長方式轉變時，應該同時考慮全要素生產率和生產要素的產出彈性兩種因素。

考慮到我國倡導和共建“一帶一路”的突出成績、人民幣加入特別提款權（SDR）等國際環境發生了重大變化對我國經濟產生的沖擊，隨著我國國際地位的上升，未來會大力發展對外投資和對外貿易。在全球價值鏈演變的進程中，我國通過積極參與國際經濟事務，促使生產要素稟賦、技術以及制度等供給端變量受到全球經濟一體化的深刻影響，從而導致全要素生產率和生產要素的產出彈性也發生了變化。因此，我國的經濟增長方式除了集約型和粗放型之外，還要增加一個新的經濟增長方式——外向型經濟增長方式，即通過積極參與國際經濟事務，使得生產要素充分流動，吸收國外先進制度和技術的溢出效應，可以起到調節資源配置，促進經濟增長的作用。理論框架如圖1所示。

圖1經濟增長方式影響經濟增長的傳導機制圖

新時期的經濟發展戰略決定了經濟增長方式，不同的經濟增長方式是通過對生產函數中的參數變量（全要素生產率、生產要素的產出彈性）產生影響，間接地影響總產出。由于參數變量是直接影響總產出卻又不能直接控制，因此需要把經濟增長方式、參數變量以及總產出統一在同一個框架下進行分析。

3 實證分析

本文利用以上的分析框架來探討中國制造業增長方式的轉變。中國制造業進入供給側改革戰略時期，增長方式和產業結構可能都發生了深刻變化，固定彈性假定不再適用，采用可變彈性的生產函數模型更能夠反映要素稟賦的變化。本文借鑒文獻[8，9]的半參數平滑系數模型（Semi-parametric Smooth Coefficient Model），測算出2003—2016年中國制造業的全要素生產率以及勞動力、資本的產出彈性，同時還能計算出不同經濟增長方式的產出彈性。

3.1 半參數平滑系數模型

半參數平滑系數模型的主體部分是線性模型，其參數部分（截距和斜率）是非參數平滑函數。以C-D函數為例，InY=InA+aInK+βInL，產出主要由資本、勞動力和全要素生產率組成，影響產出的主要部分是明確的。而影響資本和勞動力的參數α、β以及全要素生產率的影響因素是不同的經濟增長方式，即集約型增長方式、粗放型增長方式和外向型增長方式。由于不同的經濟增長方式產生的是綜合影響，因此對產出的影響也不一定是線性的，具體的影響方式也是未知的。因此可以用半參數平滑系數模型

其中，K為資本存量，L為勞動力，Y為產出，A代表技術水平，μit為獨立同分布隨機誤差。兩邊取對數：

其中，lnAit為技術水平的對數，β1和β2分別為資本、勞動力的產出彈性。

假設技術水平的對數、資本和勞動力的產出彈性是集約型、粗放型和外向型增長方式這三個變量的函數，整理得到：

其中，Iit為集約型增長方式（Intensive），Eit為粗放型增長方式（Extensive），Fit為外向型增長方式（Foreign）。式（3）中β0、β1和β2函數的具體形式不確定，可以使用以非參數的高斯核函數為基礎的局部常量最小二乘法（local-constant least squares）進行估計。為了簡化表達，重寫模型為：

其中，x=(K,L)，z=(I,E,F)，δ(z)=(β0(z)，β(z)'，X'=(1，x')，β0(z)，和β(z)為截距函數和斜率函數向量，δ(z)為包含截距和斜率的半參數平滑函數向量。

δ(z)的局部常量最小二乘估計量為:來描述這個影響方式，模型的參數部分主要用于描述明確函數形式的因素對產出的影響，模型的非參數部分用來描述不確定函數形式因素的影響。

本文采用以C-D函數為半參數模型的主體，具體計量模型為：

其中，n為樣本容量，j為觀測值下標，K(·)為高斯核函數，h為核函數窗寬向量，每個z變量對應一個窗寬。使用交錯鑒定最小二乘法選擇窗寬向量h，即對于局部觀察點，首先在樣本中刪除該觀察點，把剩下的n-1個觀察點在該處進行核估計，通過比較平方擬合誤差的大小，選擇使平方擬合誤差最小的窗寬。

其中，CVlc(h)為交錯鑒定最小二乘法的窗寬選擇函數。

其中，y-j為剔除了局部常量觀測值的核函數條件均值，意味著使用除去第j個觀測值的樣本來預測第j個觀測值。

3.2 數據選取

按照制造業兩位代碼，收集2003—2016年制造業26個子行業①本文選取使用的26個制造業子行業分別為農副食品加工業，食品制造業，酒、飲料和精制茶制造業，紡織業，紡織服裝、服飾業，皮革、毛皮、羽毛及其制品和制鞋業，木材加工和木、竹、藤、棕、草制品業，家具制造業，造紙和紙制品業，印刷和記錄媒介復制業，文教、工美、體育和娛樂用品制造業（2012年以前分別記為文教體育用品制造業與工藝品及其他制造業），石油加工、煉焦和核燃料加工業，化學原料和化學制品制造業，醫藥制造業，化學纖維制造業，橡膠和塑料制品業（2012年以前分別記為橡膠制品業與塑料制品業），非金屬礦物制品業，黑色金屬冶煉和壓延加工業，有色金屬冶煉和壓延加工業，金屬制品業，通用設備制造業，專用設備制造業，交通運輸設備制造業（2012年以后分別記為汽車制造業與鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設備制造業），電氣機械和器材制造業，計算機、通信和其他電子設備制造業，儀器儀表制造業。將拆分的行業合并計算，合并后行業的價格指數使用其算數平均數替代。規模以上的企業數據，數據來源于國務院發展研究中心統計數據庫。關于模型主體的變量，行業產出指標選擇銷售產值（工業總產值指標在2012年以后停用），資本存量選擇固定資產凈值，勞動力數量選擇從業人員年平均人數。行業銷售產值用工業品出廠價格指數平減，固定資產凈值用固定資產投資價格指數平減。

關于非參數部分的解釋變量，使用行業R&D經費內部支出與銷售產值的比值作為集約型增長方式的指標，R&D支出的多少代表了該行業采用具有科技含量的程度。選擇行業銷售產值與企業數量的比值作為粗放型增長方式的指標，表明企業通過擴大規模來提高生產效率，如果每家企業銷售產值越高，說明該行業企業的平均規模也就越大。使用行業出口交貨值與銷售產值的比值衡量行業外向型增長方式，因為出口所占比重反映該行業對外發展的潛力。

3.3 估計結果

模型的數據處理以及實證檢驗過程通過R和stata15實現。半參數平滑系數模型對每一個樣本觀測值進行參數估計，可得到資本和勞動力的產出彈性，還可以計算出行業總產出對集約型、粗放型和外向型增長方式的產出彈性。從而根據索羅余值法，計算出全要素生產率的增長率（索洛余量）為：

表1給出了全要素生產率的增長率（以下簡稱全要素增長率），資本和勞動力的產出彈性以及不同的增長方式的產出彈性在第一分位（第25%個觀測值），第二分位（中值）、第三分位（第75%個觀測值）、最大值、最小值以及均值的估計值。

表1 模型估計結果

研究期內，全要素增長率均值為0.06，表明我國經濟增長中扣除勞動力增加與資本增加所引起的增長仍然較低，需要從制度和技術上繼續挖掘潛力。資本的產出彈性均值為0.55，即資本投入每增加1%，總產出增加0.55%。勞動力的產出彈性均值為0.57，即勞動投入每增加1%，產出會增加0.57%，說明在整個研究期內勞動力對產出的平均貢獻仍然大于資本，但可以看出資源稟賦發生了變化，我國勞動力和資本的密集程度此消彼長。集約型增長方式的平均產出彈性為12.49，即企業R&D內部投入與銷售產值的比值每增加1個百分點，產出增加12.49個百分點。粗放型增長方式的平均產出彈性為0.08，即行業內企業平均規模每增加1%，產出增加0.08%。外向型增長方式的平均產出彈性為-1.38，說明企業出口占銷售產值比重每增加1%，總產出將下降1.38%。

3.4 生產函數參數變量分析

3.4.1 全要素增長率

從圖2中可以看出，我國全要素增長率的波動比較劇烈。2004—2007年，全要素增長率持續上升，表明我國制造業生產效率穩步提高，2007年達到9.6%，結合涂正革等（2008）[10]的研究結果，從1999—2003年全要素增長率一直為正數，2003年到達10%以上的頂峰，從2004—2007年中國制造業的質量有明顯的提高，進入了集約型增長的時期。2008年是明顯的轉折點，全要素增長率為1.2%。由于全球金融危機爆發，我國制造業的出口需求急劇下滑。從2009—2012年又出現波動劇烈的先升后降，2011年全要素增長率突然高達到14.9%，推測是由于四萬億的公共投入不僅拉高了短期需求，還通過投資進一步擴大了產能。待由刺激形成的短期需求回落后，出口和內需都沒有明顯的增長，卻引發了產能過剩，導致制造業的生產效率加速回落，2012年全要素增長率僅為5.2%。之后從2013—2016年全要素增長率在低位波動，說明中國制造業仍然處于困境之中。

圖2 2003—2016制造業全要素增長率年均值

我國制造業并不像大多研究中指出的，一直是粗放式增長，而是在市場機制的作用下已經走上了集約式發展的道路。全要素生產率里面包含了多種經濟增長方式共同的作用，政府為了應對金融危機進行的強力干預，使得全要素增長率經常劇烈波動。

3.4.2 生產要素的產出彈性

如下頁圖3所示，2003—2008年資本產出彈性上升比較迅速，從最低時2004年的0.39上升到2008年的0.64左右，累計上升幅度達到61%，說明我國資本的密集度逐漸增高，但是制造業資本投入的邊際效用具有遞減趨勢，而且制造業內部存在投資過度的問題。勞動的產出彈性卻在逐年減少，從2004年的0.69減小到2008年的0.49，隨著四萬億的經濟刺激政策，勞動力又出現趨緊的趨勢，體現為勞動的產出彈性下降速度更快，2011年就超過了前十年的最低水平,達到0.40。之后逐漸回升到2015年的0.64，這是由于我國勞動者素質提高和工作時間的增長，農民工轉變為熟練的產業工人，促進了勞動力產出彈性的提高。

圖3 2003—2016年制造業資本和勞動力的產出彈性年均值

隨著中國“人口紅利”的逐漸減少和流動性資本的日漸增多，勞動力與資本的相對稀缺程度發生了變化。我國制造業長期依賴的廉價勞動力優勢已經逐漸消失，勞動力成本的提高將成為今后的必然趨勢。以前那種靠勞動替代資本的模式不可持續，勞動密集型產業發展的優勢可能會減弱。

3.5 生產函數非參數變量分析

3.5.1 集約型增長方式的產出彈性

如圖4所示，2003—2016年期間集約型增長方式的產出彈性從2004年以后都為正值，表明集約型增長方式確實對產出有著積極影響。集約型增長方式更注重質量的增長，而粗放型更關注數量。但是由于我國處于不充分不平衡的發展階段，既有對數量增長的要求，也有對質量增長的要求，導致了我國制造業企業在選擇集約型和粗放型之間猶豫不定，使得集約型增長方式不能穩定地發揮促進作用，產出彈性呈現出了波動狀態，從上文表1也可以看出其標準差非常大，不同行業之間利用集約化生產的差距也很大。因此消除不充分不平衡的經濟矛盾，堅持供給側改革，需要集約型增長方式發揮更大的促進作用。

圖4 2003—2016年制造業集約型增長方式的產出彈性年均值

3.5.2 粗放型增長方式的產出彈性

如圖5所示，2003—2016年，粗放型增長方式的產出彈性都為正值，雖然數值較小，也說明粗放型增長方式的擴大有助于產出提高。從2009—2010年期間粗放型產出彈性呈現井噴式上升，從2010年起開始下降，而且下降幅度更大，截止到2016年為0.05。這反映了由于四萬億的財政刺激方案導致很多企業產能大幅擴張，其結果不僅沒有享受到規模經濟帶來的效率提升，反而造成了嚴重的產能過剩。粗放型增長方式雖然一直具有促進作用，但是在后危機時代這種促進作用不斷減弱，說明粗放型的增長方式仍然需要，但要控制在合理范圍內。

圖5 2003—2016年制造業粗放型增長方式的產出彈性年均值

3.5.3 外向型增長方式的產出彈性

如圖6所示，我國制造業外向型增長方式的產出彈性出現了先下降后上升的特點，雖然均值為負值，但是潛力巨大。從2004—2010年，外向型產出彈性持續下降，推測其中可能有兩個原因：一是我國出口產品多數屬于勞動密集型，其位于價值鏈底端的生產和裝配環節，技術含量低而且價格便宜，難以承擔促進制造業生產率提升的任務，可能已經陷入了“比較優勢陷阱”。二是由于我國要素稟賦發生了變化，勞動力成本提高使得我國的比較優勢變得微弱，難以與具有廉價勞動力的東南亞地區競爭。

圖6 2003—2016年制造業外向型增長方式的產出彈性年均值

金融危機以后外向型增長方式爆發出巨大的發展潛力。2007—2011年是外向型增長方式的拐點時期，我國正在逐漸適應外部環境的變化。2011年以后，外向型產出彈性平穩上升，保持促進作用，逐步擺脫了金融危機的影響。這表明在后危機時代中國可以發揮出大國綜合優勢特點，實施新出口導向型戰略，即充分利用發展中國家的要素稟賦特點與發達國家對接，繼續發揮比較優勢；利用大國綜合實力和已經發展成熟的產業與落后國家對接，進行產業梯度轉移，發揮競爭優勢。

4 結論

我國正處在經濟結構調整階段，從需求側改革時期轉向了供給側改革時期，應堅持發揮大國綜合優勢和大國創新優勢，培育產業轉型升級，引導產業合理轉移，加強參與國際事務的能力。堅持供給側改革戰略，在加強集約型和粗放型發展的基礎上，充分利用外向型增長方式，參與建設“一帶一路”經濟走廊，為經濟增長尋求新活力。

從20世紀末到2008年以前，我國制造業的效率已經出現下降趨勢，隨著全球金融危機爆發，政府通過財政政策刺激經濟使得全要素增長率快速上升。然而2011年以后，中國制造業增長效率出現了大幅下降，這說明基于需求側的財政政策后繼乏力。在要素投入對制造業增長的貢獻上，勞動力仍起主要作用，資本的產出貢獻明顯上升。這也印證了范志勇等（2014）[4]的觀點，我國的要素稟賦正在發生變化。集約型增長方式對中國制造業的拉動作用非常顯著，繼續大力發展“大眾創業、萬眾創新”，企業在科技研發環節中需要投入更多的人力資本和物質資本。粗放型增長方式也具有正向作用，但其產出彈性持續下降，因此通過擴大企業規模提高制造業的生產效率需要謹慎，根據“三去一降一補”的方針，合理擴大朝陽產業和科技產業的企業規模，逐步縮減夕陽產業和低端產業的投入。