供给侧改革背景下我国制造业增长模式的统计考察

张 蕊，李 根，李安林，喻海东

（四川大学 经济学院，成都 610065）

0 引言

中国的经济增长举世瞩目，已经跃居成为全球第二大经济体，但从人均收入来看，仍属于中等收入国家，进入经济新常态之后，GDP增速稳定保持在8%左右。随着世界经济环境的变化以及我国经济增长方式的转变，如何继续推进供给侧结构性改革顺利进行成为了学术界研究的重点。“十三五”规划已经进入到攻坚阶段，本文拟研究代表中国实体经济的核心竞争力——制造业，只有加快制造业优化升级，才能带动传统产业和现代服务业的发展，实现调结构促增长的宏伟目标。

1 我国经济发展战略演变过程

我国一直致力于调整经济发展战略，林毅夫等（2014）[1]认为我国在计划经济背景下实施的是赶超战略，即重工业优先发展的战略，造成了产业结构的扭曲，使得经济效率停滞不前。而自从改革开放以来，实施双轨制渐进式转型战略得到了中西方学术界的认同。相比于俄罗斯实行的激进式转型战略“休克疗法”造成的经济崩溃，我国的经济转型方案比较成功，指导性计划替代了指令性计划，部分商品的价格放开，市场机制逐渐发挥出调节资源配置的作用，国民经济恢复了活力。但是双轨制转型战略遗留下来的一些对市场的干预和扭曲还需要进行修正，意味着我国需要进一步深化改革。刘瑞（2016）[2]将我国国家发展战略分为四个阶段，第一个阶段是传统发展战略（1949—1978年），第二个阶段是以经济建设为中心的非均衡和赶超战略（1978年至20世纪90年代），第三个阶段是追求全面协调发展的系统性战略（20世纪90年代），第四个阶段是在科学发展观指导下的国家发展战略（21世纪以后）。

2008年以前我国的经济发展是由需求侧的“三驾马车”——消费、投资、出口拉动的，在后危机时代，学者们逐渐将目光投向了供给侧。刘霞辉（2013）[3]指出要素产出弹性的重要性，其对未来经济增长的走势具有决定作用，并认为需求管理转向供给管理是解决我国经济增速放缓的关键所在。范志勇和赵晓男（2014）[4]认为随着劳动力人数和资本存量的此消彼长，我国总供给结构已经产生了转变。2015年底习总书记在中央财经领导小组会议上提出了供给侧改革的战略方针。

结合前人研究的观点，本文认为我国经济发展战略的演变分为“两个阶段”和“两次转变”。第一个阶段是1958—1992年的经济体制转型阶段，这一时期我国经历了从计划经济到市场经济的初步转换，形成了混合所有制的特殊形态；第二个阶段是从1992年至今的经济结构调整阶段，这一时期是进一步深化改革的阶段，重点在于调整经济结构，利用市场调节能力，配合相应的宏观政策，缓解经济发展不充分和不平衡的矛盾。每个阶段期间都实施了发展战略的重大转变，第一个阶段的重大转变是改革开放战略，第二个阶段的重大转变是供给侧改革战略。

2 我国经济增长方式的转变

随着我国进入供给侧结构性改革战略阶段，经济增长方式也需要做出相应的调整。经济增长方式基本上分为两种，包括粗放型和集约型[5-7]。目前关于经济增长方式的研究大多是以全要素生产率对经济增长的贡献作为衡量指标。我国经济增速放缓的原因不仅在于全要素生产率的下降，还在于生产要素的产出弹性发生了变化，两者共同导致了潜在的生产率下降。全要素生产率代表除资本和劳动力以外的因素对经济增长的贡献，资本和劳动力的产出弹性反映了要素禀赋的结构变化对经济增长的贡献。因此在研究经济增长方式转变时，应该同时考虑全要素生产率和生产要素的产出弹性两种因素。

考虑到我国倡导和共建“一带一路”的突出成绩、人民币加入特别提款权（SDR）等国际环境发生了重大变化对我国经济产生的冲击，随着我国国际地位的上升，未来会大力发展对外投资和对外贸易。在全球价值链演变的进程中，我国通过积极参与国际经济事务，促使生产要素禀赋、技术以及制度等供给端变量受到全球经济一体化的深刻影响，从而导致全要素生产率和生产要素的产出弹性也发生了变化。因此，我国的经济增长方式除了集约型和粗放型之外，还要增加一个新的经济增长方式——外向型经济增长方式，即通过积极参与国际经济事务，使得生产要素充分流动，吸收国外先进制度和技术的溢出效应，可以起到调节资源配置，促进经济增长的作用。理论框架如图1所示。

图1经济增长方式影响经济增长的传导机制图

新时期的经济发展战略决定了经济增长方式，不同的经济增长方式是通过对生产函数中的参数变量（全要素生产率、生产要素的产出弹性）产生影响，间接地影响总产出。由于参数变量是直接影响总产出却又不能直接控制，因此需要把经济增长方式、参数变量以及总产出统一在同一个框架下进行分析。

3 实证分析

本文利用以上的分析框架来探讨中国制造业增长方式的转变。中国制造业进入供给侧改革战略时期，增长方式和产业结构可能都发生了深刻变化，固定弹性假定不再适用，采用可变弹性的生产函数模型更能够反映要素禀赋的变化。本文借鉴文献[8，9]的半参数平滑系数模型（Semi-parametric Smooth Coefficient Model），测算出2003—2016年中国制造业的全要素生产率以及劳动力、资本的产出弹性，同时还能计算出不同经济增长方式的产出弹性。

3.1 半参数平滑系数模型

半参数平滑系数模型的主体部分是线性模型，其参数部分（截距和斜率）是非参数平滑函数。以C-D函数为例，InY=InA+aInK+βInL，产出主要由资本、劳动力和全要素生产率组成，影响产出的主要部分是明确的。而影响资本和劳动力的参数α、β以及全要素生产率的影响因素是不同的经济增长方式，即集约型增长方式、粗放型增长方式和外向型增长方式。由于不同的经济增长方式产生的是综合影响，因此对产出的影响也不一定是线性的，具体的影响方式也是未知的。因此可以用半参数平滑系数模型

其中，K为资本存量，L为劳动力，Y为产出，A代表技术水平，μit为独立同分布随机误差。两边取对数：

其中，lnAit为技术水平的对数，β1和β2分别为资本、劳动力的产出弹性。

假设技术水平的对数、资本和劳动力的产出弹性是集约型、粗放型和外向型增长方式这三个变量的函数，整理得到：

其中，Iit为集约型增长方式（Intensive），Eit为粗放型增长方式（Extensive），Fit为外向型增长方式（Foreign）。式（3）中β0、β1和β2函数的具体形式不确定，可以使用以非参数的高斯核函数为基础的局部常量最小二乘法（local-constant least squares）进行估计。为了简化表达，重写模型为：

其中，x=(K,L)，z=(I,E,F)，δ(z)=(β0(z)，β(z)'，X'=(1，x')，β0(z)，和β(z)为截距函数和斜率函数向量，δ(z)为包含截距和斜率的半参数平滑函数向量。

δ(z)的局部常量最小二乘估计量为:来描述这个影响方式，模型的参数部分主要用于描述明确函数形式的因素对产出的影响，模型的非参数部分用来描述不确定函数形式因素的影响。

本文采用以C-D函数为半参数模型的主体，具体计量模型为：

其中，n为样本容量，j为观测值下标，K(·)为高斯核函数，h为核函数窗宽向量，每个z变量对应一个窗宽。使用交错鉴定最小二乘法选择窗宽向量h，即对于局部观察点，首先在样本中删除该观察点，把剩下的n-1个观察点在该处进行核估计，通过比较平方拟合误差的大小，选择使平方拟合误差最小的窗宽。

其中，CVlc(h)为交错鉴定最小二乘法的窗宽选择函数。

其中，y-j为剔除了局部常量观测值的核函数条件均值，意味着使用除去第j个观测值的样本来预测第j个观测值。

3.2 数据选取

按照制造业两位代码，收集2003—2016年制造业26个子行业①本文选取使用的26个制造业子行业分别为农副食品加工业，食品制造业，酒、饮料和精制茶制造业，纺织业，纺织服装、服饰业，皮革、毛皮、羽毛及其制品和制鞋业，木材加工和木、竹、藤、棕、草制品业，家具制造业，造纸和纸制品业，印刷和记录媒介复制业，文教、工美、体育和娱乐用品制造业（2012年以前分别记为文教体育用品制造业与工艺品及其他制造业），石油加工、炼焦和核燃料加工业，化学原料和化学制品制造业，医药制造业，化学纤维制造业，橡胶和塑料制品业（2012年以前分别记为橡胶制品业与塑料制品业），非金属矿物制品业，黑色金属冶炼和压延加工业，有色金属冶炼和压延加工业，金属制品业，通用设备制造业，专用设备制造业，交通运输设备制造业（2012年以后分别记为汽车制造业与铁路、船舶、航空航天和其他运输设备制造业），电气机械和器材制造业，计算机、通信和其他电子设备制造业，仪器仪表制造业。将拆分的行业合并计算，合并后行业的价格指数使用其算数平均数替代。规模以上的企业数据，数据来源于国务院发展研究中心统计数据库。关于模型主体的变量，行业产出指标选择销售产值（工业总产值指标在2012年以后停用），资本存量选择固定资产净值，劳动力数量选择从业人员年平均人数。行业销售产值用工业品出厂价格指数平减，固定资产净值用固定资产投资价格指数平减。

关于非参数部分的解释变量，使用行业R&D经费内部支出与销售产值的比值作为集约型增长方式的指标，R&D支出的多少代表了该行业采用具有科技含量的程度。选择行业销售产值与企业数量的比值作为粗放型增长方式的指标，表明企业通过扩大规模来提高生产效率，如果每家企业销售产值越高，说明该行业企业的平均规模也就越大。使用行业出口交货值与销售产值的比值衡量行业外向型增长方式，因为出口所占比重反映该行业对外发展的潜力。

3.3 估计结果

模型的数据处理以及实证检验过程通过R和stata15实现。半参数平滑系数模型对每一个样本观测值进行参数估计，可得到资本和劳动力的产出弹性，还可以计算出行业总产出对集约型、粗放型和外向型增长方式的产出弹性。从而根据索罗余值法，计算出全要素生产率的增长率（索洛余量）为：

表1给出了全要素生产率的增长率（以下简称全要素增长率），资本和劳动力的产出弹性以及不同的增长方式的产出弹性在第一分位（第25%个观测值），第二分位（中值）、第三分位（第75%个观测值）、最大值、最小值以及均值的估计值。

表1 模型估计结果

研究期内，全要素增长率均值为0.06，表明我国经济增长中扣除劳动力增加与资本增加所引起的增长仍然较低，需要从制度和技术上继续挖掘潜力。资本的产出弹性均值为0.55，即资本投入每增加1%，总产出增加0.55%。劳动力的产出弹性均值为0.57，即劳动投入每增加1%，产出会增加0.57%，说明在整个研究期内劳动力对产出的平均贡献仍然大于资本，但可以看出资源禀赋发生了变化，我国劳动力和资本的密集程度此消彼长。集约型增长方式的平均产出弹性为12.49，即企业R&D内部投入与销售产值的比值每增加1个百分点，产出增加12.49个百分点。粗放型增长方式的平均产出弹性为0.08，即行业内企业平均规模每增加1%，产出增加0.08%。外向型增长方式的平均产出弹性为-1.38，说明企业出口占销售产值比重每增加1%，总产出将下降1.38%。

3.4 生产函数参数变量分析

3.4.1 全要素增长率

从图2中可以看出，我国全要素增长率的波动比较剧烈。2004—2007年，全要素增长率持续上升，表明我国制造业生产效率稳步提高，2007年达到9.6%，结合涂正革等（2008）[10]的研究结果，从1999—2003年全要素增长率一直为正数，2003年到达10%以上的顶峰，从2004—2007年中国制造业的质量有明显的提高，进入了集约型增长的时期。2008年是明显的转折点，全要素增长率为1.2%。由于全球金融危机爆发，我国制造业的出口需求急剧下滑。从2009—2012年又出现波动剧烈的先升后降，2011年全要素增长率突然高达到14.9%，推测是由于四万亿的公共投入不仅拉高了短期需求，还通过投资进一步扩大了产能。待由刺激形成的短期需求回落后，出口和内需都没有明显的增长，却引发了产能过剩，导致制造业的生产效率加速回落，2012年全要素增长率仅为5.2%。之后从2013—2016年全要素增长率在低位波动，说明中国制造业仍然处于困境之中。

图2 2003—2016制造业全要素增长率年均值

我国制造业并不像大多研究中指出的，一直是粗放式增长，而是在市场机制的作用下已经走上了集约式发展的道路。全要素生产率里面包含了多种经济增长方式共同的作用，政府为了应对金融危机进行的强力干预，使得全要素增长率经常剧烈波动。

3.4.2 生产要素的产出弹性

如下页图3所示，2003—2008年资本产出弹性上升比较迅速，从最低时2004年的0.39上升到2008年的0.64左右，累计上升幅度达到61%，说明我国资本的密集度逐渐增高，但是制造业资本投入的边际效用具有递减趋势，而且制造业内部存在投资过度的问题。劳动的产出弹性却在逐年减少，从2004年的0.69减小到2008年的0.49，随着四万亿的经济刺激政策，劳动力又出现趋紧的趋势，体现为劳动的产出弹性下降速度更快，2011年就超过了前十年的最低水平,达到0.40。之后逐渐回升到2015年的0.64，这是由于我国劳动者素质提高和工作时间的增长，农民工转变为熟练的产业工人，促进了劳动力产出弹性的提高。

图3 2003—2016年制造业资本和劳动力的产出弹性年均值

随着中国“人口红利”的逐渐减少和流动性资本的日渐增多，劳动力与资本的相对稀缺程度发生了变化。我国制造业长期依赖的廉价劳动力优势已经逐渐消失，劳动力成本的提高将成为今后的必然趋势。以前那种靠劳动替代资本的模式不可持续，劳动密集型产业发展的优势可能会减弱。

3.5 生产函数非参数变量分析

3.5.1 集约型增长方式的产出弹性

如图4所示，2003—2016年期间集约型增长方式的产出弹性从2004年以后都为正值，表明集约型增长方式确实对产出有着积极影响。集约型增长方式更注重质量的增长，而粗放型更关注数量。但是由于我国处于不充分不平衡的发展阶段，既有对数量增长的要求，也有对质量增长的要求，导致了我国制造业企业在选择集约型和粗放型之间犹豫不定，使得集约型增长方式不能稳定地发挥促进作用，产出弹性呈现出了波动状态，从上文表1也可以看出其标准差非常大，不同行业之间利用集约化生产的差距也很大。因此消除不充分不平衡的经济矛盾，坚持供给侧改革，需要集约型增长方式发挥更大的促进作用。

图4 2003—2016年制造业集约型增长方式的产出弹性年均值

3.5.2 粗放型增长方式的产出弹性

如图5所示，2003—2016年，粗放型增长方式的产出弹性都为正值，虽然数值较小，也说明粗放型增长方式的扩大有助于产出提高。从2009—2010年期间粗放型产出弹性呈现井喷式上升，从2010年起开始下降，而且下降幅度更大，截止到2016年为0.05。这反映了由于四万亿的财政刺激方案导致很多企业产能大幅扩张，其结果不仅没有享受到规模经济带来的效率提升，反而造成了严重的产能过剩。粗放型增长方式虽然一直具有促进作用，但是在后危机时代这种促进作用不断减弱，说明粗放型的增长方式仍然需要，但要控制在合理范围内。

图5 2003—2016年制造业粗放型增长方式的产出弹性年均值

3.5.3 外向型增长方式的产出弹性

如图6所示，我国制造业外向型增长方式的产出弹性出现了先下降后上升的特点，虽然均值为负值，但是潜力巨大。从2004—2010年，外向型产出弹性持续下降，推测其中可能有两个原因：一是我国出口产品多数属于劳动密集型，其位于价值链底端的生产和装配环节，技术含量低而且价格便宜，难以承担促进制造业生产率提升的任务，可能已经陷入了“比较优势陷阱”。二是由于我国要素禀赋发生了变化，劳动力成本提高使得我国的比较优势变得微弱，难以与具有廉价劳动力的东南亚地区竞争。

图6 2003—2016年制造业外向型增长方式的产出弹性年均值

金融危机以后外向型增长方式爆发出巨大的发展潜力。2007—2011年是外向型增长方式的拐点时期，我国正在逐渐适应外部环境的变化。2011年以后，外向型产出弹性平稳上升，保持促进作用，逐步摆脱了金融危机的影响。这表明在后危机时代中国可以发挥出大国综合优势特点，实施新出口导向型战略，即充分利用发展中国家的要素禀赋特点与发达国家对接，继续发挥比较优势；利用大国综合实力和已经发展成熟的产业与落后国家对接，进行产业梯度转移，发挥竞争优势。

4 结论

我国正处在经济结构调整阶段，从需求侧改革时期转向了供给侧改革时期，应坚持发挥大国综合优势和大国创新优势，培育产业转型升级，引导产业合理转移，加强参与国际事务的能力。坚持供给侧改革战略，在加强集约型和粗放型发展的基础上，充分利用外向型增长方式，参与建设“一带一路”经济走廊，为经济增长寻求新活力。

从20世纪末到2008年以前，我国制造业的效率已经出现下降趋势，随着全球金融危机爆发，政府通过财政政策刺激经济使得全要素增长率快速上升。然而2011年以后，中国制造业增长效率出现了大幅下降，这说明基于需求侧的财政政策后继乏力。在要素投入对制造业增长的贡献上，劳动力仍起主要作用，资本的产出贡献明显上升。这也印证了范志勇等（2014）[4]的观点，我国的要素禀赋正在发生变化。集约型增长方式对中国制造业的拉动作用非常显著，继续大力发展“大众创业、万众创新”，企业在科技研发环节中需要投入更多的人力资本和物质资本。粗放型增长方式也具有正向作用，但其产出弹性持续下降，因此通过扩大企业规模提高制造业的生产效率需要谨慎，根据“三去一降一补”的方针，合理扩大朝阳产业和科技产业的企业规模，逐步缩减夕阳产业和低端产业的投入。