地區(qū)腐敗、市場化程度與產(chǎn)能過剩

李雙燕 苗進

摘要：本文研究了地區(qū)腐敗對產(chǎn)能過剩的影響?；?999—2014年的省級面板數(shù)據(jù)，首先采用協(xié)整法對我國30個地區(qū)的產(chǎn)能利用率進行了估計，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)能利用率下降趨勢明顯；其次，運用系統(tǒng)矩估計方法，考察了全國層面以及東、中、西部地區(qū)腐敗程度對產(chǎn)能利用率的影響，結(jié)果表明：（1）地區(qū)腐敗程度與產(chǎn)能利用率存在負相關(guān)關(guān)系。其中，中部地區(qū)的影響最大，西部地區(qū)次之，東部地區(qū)最小；（2）市場化程度對腐敗與產(chǎn)能利用率之間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用，市場化程度越高的地區(qū)，腐敗對產(chǎn)能利用率的影響越弱，該調(diào)節(jié)作用在中、西部地區(qū)顯著，而東部地區(qū)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(chǎn)能過剩的問題。

關(guān)鍵詞：產(chǎn)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(chǎn)能過剩是當前時期中央政府宏觀調(diào)控的重要任務(wù)，也是學(xué)術(shù)界探討的熱點問題。目前研究產(chǎn)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(chǎn)能過剩的形成機制，以期提出化解產(chǎn)能過剩的可能措施。然而，由于產(chǎn)能過剩的形成原因具有復(fù)雜性和空間差異性，且我國各個地區(qū)的資源稟賦和發(fā)展階段存在差異，需要分地區(qū)進行考察。在為數(shù)不多的與產(chǎn)能過剩相關(guān)的區(qū)域研究中，程俊杰探討了中國東部和中西部地區(qū)產(chǎn)能過剩的差異，發(fā)現(xiàn)政府干預(yù)是影響產(chǎn)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(yù)在中國社會主義市場經(jīng)濟發(fā)展進程中一直起著重要的作用，在對經(jīng)濟和企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生積極影響的同時，也往往會產(chǎn)生負面影響，比如官員對企業(yè)的抽租導(dǎo)致的腐敗[2]，政企合謀引發(fā)的腐敗[3]。因此在解決產(chǎn)能過剩問題時，不能忽視腐敗這一制度根源。一些文獻已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，腐敗會對企業(yè)的生產(chǎn)行為產(chǎn)生影響[4-6]。我們認為，企業(yè)可以通過賄賂官員得到更高效的服務(wù)、更低的稅率、更多的稀缺資源，從而降低行賄企業(yè)的總生產(chǎn)成本，一旦該成本降低，企業(yè)就有產(chǎn)能擴張的沖動，從而導(dǎo)致產(chǎn)能過剩。

基于以上邏輯，本文考察了地區(qū)腐敗對產(chǎn)能過剩的影響機制，并研究了不同地區(qū)的市場化進程是否會調(diào)節(jié)兩者之間的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在市場化程度較高的地區(qū)，企業(yè)處于相對更加完善的競爭和法制環(huán)境，腐敗對產(chǎn)能過剩的影響較小；相反，在市場化程度較低的地區(qū)，由于競爭機制受到僵化體制約束難以有效發(fā)揮作用，企業(yè)需要與政府官員“拉關(guān)系”以獲取更高的經(jīng)濟利益[4]，所以在這些地區(qū)，腐敗更易催生產(chǎn)能過剩。

本文運用中國1999—2014年的省級面板數(shù)據(jù)，測算了30個地區(qū)的產(chǎn)能利用率，并采用系統(tǒng)矩估計的方法考察了全國層面以及東、中、西部地區(qū)腐敗程度對產(chǎn)能利用率的影響。本文有兩個可能的創(chuàng)新：第一，從腐敗角度研究產(chǎn)能過剩問題。目前國內(nèi)尚沒有文獻將地區(qū)腐敗、市場化程度與產(chǎn)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(fā)，為解決產(chǎn)能過剩提供了新的視角。第二，以往產(chǎn)能過剩的測算大多集中于行業(yè)層面，這樣的研究方法雖然充分考察了不同行業(yè)的產(chǎn)能利用率情況，但假設(shè)了同一行業(yè)在我國不同省份的發(fā)展環(huán)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(shù)據(jù)可以彌補這一不足。

文章的結(jié)構(gòu)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(shù)據(jù)；第四部分為計量結(jié)果分析；第五部分為結(jié)論與政策建議。

二、 文獻綜述與假說

關(guān)于產(chǎn)能過剩的成因，國內(nèi)外學(xué)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(chǎn)能過剩之間的關(guān)系。國外學(xué)者的研究重在論證產(chǎn)能過剩是市場自由選擇的結(jié)果，主要分析了如下四種可能的原因：（1）產(chǎn)能過剩是長期消費欲望的持久性降低導(dǎo)致供求關(guān)系的失調(diào)所導(dǎo)致的[7]；（2）產(chǎn)能過剩是企業(yè)面臨不確定性供求關(guān)系下的必然選擇[8-9]；（3）產(chǎn)能過剩是由供給需求之間的錯配以及高成本生產(chǎn)和技術(shù)進步的停滯所形成[10]；（4）產(chǎn)能過剩是經(jīng)濟衰退的微觀表現(xiàn)[11]。對于中國企業(yè)的產(chǎn)能過剩問題，林毅夫等[12]認為這源于企業(yè)的“潮涌現(xiàn)象”，即大量企業(yè)對“有前景”的行業(yè)產(chǎn)生同樣預(yù)期，從而大量進入投資。徐朝陽和周念利[13]認為產(chǎn)能過剩是市場本身在實現(xiàn)均衡過程中的暫時對均衡狀態(tài)的偏離。

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

第三類研究考察了上述兩類因素對產(chǎn)能過剩的綜合影響。此類研究大都將產(chǎn)能過剩的成因分為內(nèi)外兩個因素，內(nèi)因為市場因素，外因為政府政策因素。鐘春平、潘黎[17]認為產(chǎn)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(chǎn)生的。范林凱[18]等發(fā)現(xiàn)市場化程度的提高會讓民營企業(yè)擠壓國企從而造成國企產(chǎn)能過剩，但是政府為應(yīng)對產(chǎn)能過剩而加強產(chǎn)能管制則會進一步使市場化進程滯后，最終導(dǎo)致更嚴重的產(chǎn)能過剩。楊振兵[19]提出產(chǎn)能過剩不能完全歸咎于盲目過量投資，為解決就業(yè)壓力增加的勞動投入、求量不求質(zhì)的引入外資等也是引發(fā)產(chǎn)能過剩的重要原因。

基于以上研究，我們有理由認為，產(chǎn)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(dǎo)致政企之間合謀，因為企業(yè)為了自身的經(jīng)濟利益有向政府官員行賄的動機，而政府官員也有向企業(yè)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(dǎo)致產(chǎn)能過剩。官員因為擁有稀缺資源的配置權(quán)力而具有尋租的動機，一旦官員獲取了租金，便會為企業(yè)提供便利。同時，企業(yè)也會為了獲取競爭優(yōu)勢而對政府官員行賄，結(jié)果降低了企業(yè)總體的生產(chǎn)成本。因為成本的降低，企業(yè)擁有了擴張的沖動，進而誘發(fā)產(chǎn)能過剩[15]。近幾年，企業(yè)依靠政府尋租降低成本的腐敗案例屢見不鮮。如在土地轉(zhuǎn)讓過程中，地產(chǎn)公司會為低價拿地而行賄官員；在政府采購中，也會發(fā)生高價購買低價值產(chǎn)品的情況，致使企業(yè)可以以低成本獲取高收益。公婷、吳木鑾[20]的研究發(fā)現(xiàn)，政府采購、工程承包成為腐敗案件高發(fā)領(lǐng)域，土地腐敗案件更為突出?；谏鲜鲅芯亢徒?jīng)驗事實，我們認為地方官員的腐敗能夠降低行賄企業(yè)的生產(chǎn)成本，進而激勵企業(yè)進行產(chǎn)能擴張，最終導(dǎo)致產(chǎn)能過剩。

其次，國有公司、企事業(yè)單位的高管腐敗行為會導(dǎo)致產(chǎn)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(chǎn)成本，刺激其擴張產(chǎn)能。如一些國企高管利用所在企業(yè)資質(zhì)高的優(yōu)勢，在全國各地承攬建設(shè)工程，然后再將這些工程進行轉(zhuǎn)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(xiàn)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(guī)模。如果擴大投資發(fā)生在能源、制造工業(yè)方面，則必然導(dǎo)致建設(shè)過多的產(chǎn)能。

最后，總結(jié)前述產(chǎn)能過剩產(chǎn)生的成因，不管產(chǎn)能過剩是由于“重復(fù)建設(shè)”、“過度投資”等問題形成的，還是由于基于信息不對稱產(chǎn)生的“潮涌現(xiàn)象”[12]而產(chǎn)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(qū)的市場化程度高時，法制環(huán)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(chǎn)能利用率也可以得到提升。企業(yè)在市場化程度高的地區(qū)經(jīng)營，有更多的方式降低企業(yè)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(qū)，腐敗程度對產(chǎn)能過剩的影響會較弱。另一方面，在市場化程度較低的地區(qū)，由于信息不對稱情況更加嚴重，體制更為僵化，一些企業(yè)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(qū)的腐敗程度與產(chǎn)能過剩正相關(guān)。

H2：地區(qū)的市場化程度調(diào)節(jié)腐敗程度與產(chǎn)能過剩的關(guān)系，市場化程度越高的地區(qū)，腐敗對產(chǎn)能過剩的影響越弱。

三、 計量模型與數(shù)據(jù)

在構(gòu)建模型過程中，需要注意兩個前提：第一，一個地區(qū)的產(chǎn)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(yōu)勢，這是由于產(chǎn)能過剩問題的存在，眾多的企業(yè)都渴望實現(xiàn)自己的產(chǎn)能，于是政府官員擁有了尋租權(quán)利，此時產(chǎn)能過剩會誘發(fā)腐敗，即腐敗程度對產(chǎn)能過剩的影響可能存在內(nèi)生性問題。據(jù)此，我們采取系統(tǒng)矩估計方法進行估計，該方法既能反映動態(tài)模型關(guān)系，又能解決內(nèi)生性問題，從而獲得穩(wěn)健的估計結(jié)果。該方法采用內(nèi)生變量的滯后項作為工具變量，可以同時反映動態(tài)關(guān)系并解決內(nèi)生性問題。

本文將計量模型設(shè)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(qū)i在第t年的產(chǎn)能利用率，作為產(chǎn)能過剩的反向指標，Copit為核心解釋變量，表示地區(qū)i在第t年的腐敗指數(shù)，Marketit為市場化程度，表示地區(qū)i在第t年的市場化程度指數(shù)，Marketit×Copit為交互項，CXit是為了得到穩(wěn)健的估計結(jié)果而加入的控制變量合集。各變量的指標選取、數(shù)據(jù)來源及計算方式如下：

（1）被解釋變量。產(chǎn)能過剩，采取其反向指標產(chǎn)能利用率來進行度量。首先計算出生產(chǎn)側(cè)產(chǎn)能利用率，再經(jīng)消費側(cè)供求關(guān)系調(diào)整，得到最終產(chǎn)能利用率[19]。其中，產(chǎn)能利用率越低代表產(chǎn)能過剩問題越嚴重。

目前產(chǎn)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(shù)，數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA），隨機前沿分析法（SFA），峰值法，Shaikh & Moudud[22]協(xié)整法。其中，協(xié)整分析法避免了對具體函數(shù)設(shè)定可能不正確的缺點，基于產(chǎn)能產(chǎn)出與資本存量之間長期穩(wěn)定關(guān)系來估算產(chǎn)能利用率。Shaikh & Moudud的研究發(fā)現(xiàn)協(xié)整方法與調(diào)查統(tǒng)計數(shù)據(jù)得到的產(chǎn)能利用率趨勢高度吻合，所以我們采取協(xié)整法估算各地區(qū)的產(chǎn)能利用率。

協(xié)整法依靠恒等式變形分析得出產(chǎn)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(chǎn)出，Y*是長期潛在產(chǎn)出，K表示企業(yè)的資本存量。并定義v=K/Y*，表示資本產(chǎn)出比，產(chǎn)能利用率為u=Y/Y*。將（2）式左右同取對數(shù)，得到：

lnY（t）=lnK（t）-lnv（t）+lnu（t）（3）

根據(jù)新古典理論，我們假設(shè)在長期，實際產(chǎn)出在長期的潛在產(chǎn)出上下波動，也即廠商可以使得長期下實際產(chǎn)出與長期潛在產(chǎn)出一致（u*=1）。對其取對數(shù)，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(xù)考慮資本產(chǎn)出比的變化，一方面技術(shù)的自主進步會提高資本產(chǎn)出比；另一方面，依賴資本存量積累而產(chǎn)生的技術(shù)變革也會提高該比率，令gv為資本產(chǎn)出比的增長率，gk為資本存量增長率，則有g(shù)v=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(chǎn)出和資本存量的長期依賴關(guān)系，聯(lián)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(jù)（6）式，我們可以預(yù)計lnK（t）與lnY（t）之間存在長期且穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，通過對（6）式估計，從而估算出生產(chǎn)側(cè)產(chǎn)能利用率。

此外，還需對生產(chǎn)側(cè)產(chǎn)能利用率進行修正，因為生產(chǎn)側(cè)產(chǎn)能利用率是依據(jù)各地區(qū)工業(yè)資本存量與長期潛在產(chǎn)出在長期協(xié)整關(guān)系下得到的，表示的是各地區(qū)生產(chǎn)側(cè)的實際產(chǎn)出與長期潛在產(chǎn)出之比，并沒有考慮消費側(cè)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(chǎn)能利用率乘以消費側(cè)產(chǎn)能率（需求—供給比率），從而得到最終的產(chǎn)能利用率，即修正的產(chǎn)能利用率指數(shù)。本文采用各省的省級面板數(shù)據(jù)，按照（6）式，采用了變系數(shù)模型進行回歸，并利用回歸結(jié)果得到了產(chǎn)能利用率的估計值，經(jīng)消費側(cè)調(diào)整后，得到修正的產(chǎn)能利用率的估計值。

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

（2）核心解釋變量。腐敗，考慮到數(shù)據(jù)對本研究的適用性，采用每年的職務(wù)犯罪立案數(shù)除以該地區(qū)人口數(shù)（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(xué)者[4，24-25]。該值越高，代表一個地區(qū)的腐敗程度越嚴重。

（3）調(diào)節(jié)變量。市場化程度，采用市場化總指數(shù)評分來表示。該指標來自王小魯、樊綱等的計算結(jié)果，市場化指數(shù)的指標由18個基礎(chǔ)指數(shù)構(gòu)成，對于一個單項指數(shù)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(shù)平均法對市場化指數(shù)進行計算。所以，市場化程度可以采用市場化總指數(shù)評分表示，并且市場化總指數(shù)評分越高，代表市場化程度越高。

（4）控制變量。為了得到穩(wěn)健的估計結(jié)果，還需要對影響產(chǎn)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(qū)對外資的引入程度不同，將會影響該地區(qū)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(shù)優(yōu)勢謀求在該地區(qū)的超額利潤。比如，外資可能通過預(yù)先建立較高產(chǎn)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(yōu)勢。我們用各地區(qū)的實際利用外資總額表示外資因素，并且依據(jù)歷年匯率換算為人民幣，并利用消費者價格指數(shù)進行平減。②國企產(chǎn)值比重。在我國，國有企業(yè)擁有較強的經(jīng)濟實力，可能是“潮涌現(xiàn)象”的積極行動者。我們用一個地區(qū)國有企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值占規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值的比重來表示一個地區(qū)國企的重要程度。③土地稅收所占比重。本文采用某地區(qū)的契稅與印花稅在當?shù)刎斦杖胫兴嫉谋戎貋肀硎?，因為這兩種稅主要由企業(yè)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(chǎn)要素能夠承載更多的產(chǎn)能，所以土地財政所占比重越大，產(chǎn)能利用率越低，產(chǎn)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(shù)據(jù)

本文寫作期間多項數(shù)據(jù)只公布到2014年，所以采用1999到2014年數(shù)據(jù)。

，相關(guān)變量處理如下：①采用不考慮中間產(chǎn)品投入價值的工業(yè)增加值衡量實際產(chǎn)出。工業(yè)增加值用地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)進行平減，得到以2000年

鑒于1999年和2000年的數(shù)據(jù)同列在2001年《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》且都采取2000年的價格指數(shù)，所以直接轉(zhuǎn)化為以2000年為基期的價格指數(shù)。

為基年的各地區(qū)實際工業(yè)總產(chǎn)值。由于2008年后的工業(yè)增加值不再公布，本文參考王兵[26]等學(xué)者的做法，根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的工業(yè)增加值增長率的分省份數(shù)據(jù)計算得出。其中分省份工業(yè)增加值增長率數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫。②固定資產(chǎn)凈值衡量資本存量，并用分地區(qū)固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)對固定資產(chǎn)凈值進行平減，得到以2000年為基年的各地區(qū)實際固定資產(chǎn)凈值。③消費側(cè)產(chǎn)能利用率的計算借鑒楊振兵、張誠[27]的做法，用各地區(qū)的銷售產(chǎn)值與工業(yè)總產(chǎn)值的比率作為消費側(cè)產(chǎn)能利用率，也即工業(yè)產(chǎn)品銷售率。以上數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫，以及歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)經(jīng)濟年鑒》等。

解釋變量的數(shù)據(jù)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(shù)報告（2016）》以及WIND數(shù)據(jù)庫。

（3）各地區(qū)實際利用外資總額來自WIND數(shù)據(jù)庫。

（4）各地區(qū)國企工業(yè)總產(chǎn)值與各地區(qū)工業(yè)總產(chǎn)值來自歷年《中國工業(yè)經(jīng)濟年鑒》。

（5）各地區(qū)財政收入與稅收收入來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

四、 計量結(jié)果分析

（一）產(chǎn)能利用率測算結(jié)果

本文首先對數(shù)據(jù)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(xié)整關(guān)系，還需要對資本存量與產(chǎn)出進行協(xié)整關(guān)系檢驗。為了得到面板單位根檢驗的穩(wěn)定結(jié)果，本文采取了LLC、HT、Breitung、Ips、pperon、ADF六種方法進行檢驗，結(jié)果如表1。

從結(jié)果來看，原始序列接受存在面板單位根的原假設(shè)，而差分序列拒絕存在面板單位根的原假設(shè)，即一階差分后數(shù)據(jù)是平穩(wěn)序列。再進行協(xié)整關(guān)系檢驗，結(jié)果見表2。

表1 面板單位根檢驗

表2 協(xié)整關(guān)系檢驗

由表2所示統(tǒng)計量可知，Westlund的四個統(tǒng)計量有3個統(tǒng)計量在1%的顯著性水平上拒絕了產(chǎn)出水平與資本存量不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，Ga統(tǒng)計量也在10%的顯著性水平上拒絕了該原假設(shè)，整體上我們接受了產(chǎn)出水平與資本存量之間至少存在一個協(xié)整關(guān)系的推斷。上述檢驗證明了采用協(xié)整法計算產(chǎn)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(chǎn)能利用率情況報告于表3。從表中可以看出，產(chǎn)能利用率的測算數(shù)值在1附近波動，符合上文的理論推導(dǎo)。此外，從表中可以看出，不同地區(qū)的產(chǎn)能利用率之間存在比較明顯的差異，在2008年金融危機前，產(chǎn)能利用率的數(shù)值都基本穩(wěn)定在1左右，但在2008年后，產(chǎn)能利用率下降趨勢明顯。在2011年，有7大戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)先后推出了各自的“十二五”發(fā)展規(guī)劃，帶動了大量對鋼鐵、光伏等產(chǎn)業(yè)的需求，因為企業(yè)對行業(yè)前景的過度樂觀，引起“潮涌現(xiàn)象”，大量投資進入，導(dǎo)致產(chǎn)能過剩，一個證據(jù)是該年粗鋼產(chǎn)量創(chuàng)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(yè)提供了融資便利，導(dǎo)致經(jīng)濟體中各企業(yè)盲目擴大規(guī)模，最終導(dǎo)致產(chǎn)能過剩。至2014年，產(chǎn)能過剩問題已經(jīng)爆發(fā)，并且很多地區(qū)的產(chǎn)能利用率達到了歷史最低點，產(chǎn)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(cè)結(jié)構(gòu)性改革，將治理產(chǎn)能過剩問題列為一項重要目標，這也體現(xiàn)出此時產(chǎn)能過?，F(xiàn)象已經(jīng)引起了普遍的關(guān)注。

（二）全國層面SYSGMM估計

本文所用數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計結(jié)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(xié)整法的有效性。并且Cu1明顯小于Cu，證明只考慮生產(chǎn)側(cè)的產(chǎn)能利用率高估了實際產(chǎn)能利用率。此外，因為交互項與構(gòu)成它的自變量低次項間常常存在較強的相關(guān)性，從而導(dǎo)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(chǎn)能利用率

注：如前所述，這里的產(chǎn)能利用率更多的體現(xiàn)了產(chǎn)能利用率的變化趨勢。

本文采用系統(tǒng)矩估計方法對式（1）進行估計。估計結(jié)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(tǒng)計量的數(shù)值均為p值。在系統(tǒng)矩估計下，產(chǎn)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(xiàn)產(chǎn)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(nèi)生變量，并用其滯后階數(shù)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(guān)，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(guān)。并且Wald檢驗的顯著性水平明顯拒絕原假設(shè)，證明方程設(shè)定顯著，且Hansen檢驗的統(tǒng)計量顯著接受原假設(shè)，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(shù)的系數(shù)均較為顯著，說明往期的產(chǎn)能利用率對當期的產(chǎn)能利用率存在影響。此外，我們也可以認為，產(chǎn)能過剩問題的慣性大概持續(xù)兩到三年。

表5中，未加入控制變量時，Cop的系數(shù)都顯著

表4 變量的描述性統(tǒng)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，F(xiàn)di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(xié)整法計算出的產(chǎn)能利用率，Cu1表示經(jīng)消費側(cè)產(chǎn)能利用率調(diào)整后的產(chǎn)能利用率。

為負，說明了一個地區(qū)的腐敗程度越嚴重，產(chǎn)能利用率越低，產(chǎn)能過剩問題越嚴重。在逐步加入控制變量后，其系數(shù)的估計值較為穩(wěn)定，且顯著性水平仍然較高，體現(xiàn)了方程的設(shè)定具有較高的穩(wěn)定性。地區(qū)腐敗程度對產(chǎn)能利用率的負向影響符合上文的理論分析。在地區(qū)產(chǎn)生腐敗尋租的情形時，企業(yè)更可能利用腐敗來獲取成本優(yōu)勢，從過度擴張產(chǎn)能，引發(fā)產(chǎn)能過剩問題，即表現(xiàn)為產(chǎn)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(shù)顯著性水平得到了改善，并且穩(wěn)定為正數(shù)，體現(xiàn)出模型設(shè)定的穩(wěn)健性，并且市場化程度會調(diào)節(jié)腐敗程度對產(chǎn)能過剩的影響。

根據(jù)表5中的回歸系數(shù)可知，腐敗程度越高，產(chǎn)能利用率越低，市場化程度越高，產(chǎn)能利用率越高，同時，一個地區(qū)市場化程度的提升，則會減弱因腐敗程度導(dǎo)致的產(chǎn)能利用率的降低。這是因為一個地區(qū)如果有較高的市場化程度，則會加大該地區(qū)企業(yè)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(chǎn)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(xiàn)象”減弱等。

此外，本文對各控制變量的系數(shù)進行說明。①Fdi的系數(shù)為負，說明各地區(qū)實際利用外資額會對產(chǎn)能利用率產(chǎn)生負向影響，加劇產(chǎn)能過剩。一個地區(qū)引入的外資可能影響一個地區(qū)的投資總量，外資利用其技術(shù)優(yōu)勢建設(shè)較高產(chǎn)能獲取先行者優(yōu)勢，從而降低產(chǎn)能利用率，導(dǎo)致產(chǎn)能過剩問題的加重。②國企因素的系數(shù)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(shù)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(jié)果

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

目標函數(shù)。由于近年來產(chǎn)能過剩問題日益加劇，很多國企率先改革，淘汰過剩產(chǎn)能，所以國企產(chǎn)值比重較大的地區(qū)產(chǎn)能過剩問題反而能夠得到緩解；第二，很多國企積極轉(zhuǎn)型、進行改革，他們擁有雄厚的資本，采取股份制經(jīng)營，雇傭更精明的經(jīng)理人，從而擁有更長遠的眼光，實現(xiàn)更明智的投資，并且國企先進入的領(lǐng)域因為有先行者優(yōu)勢，可以對潛在進入者構(gòu)成可置信威脅，從而抑制“潮涌現(xiàn)象”的發(fā)生，繼而緩解產(chǎn)能過剩。③土地稅收所占比重。該指標系數(shù)顯著為負，證明一個地區(qū)土地稅收所占比重越大，則產(chǎn)能利用率越低，越可能出現(xiàn)產(chǎn)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(shè)過剩產(chǎn)能的基礎(chǔ)，從而降低了產(chǎn)能利用率，加劇了產(chǎn)能過剩問題。

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

（三）分地區(qū)SYSGMM估計結(jié)果

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

根據(jù)估計結(jié)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(qū)的產(chǎn)能過剩狀況均存在慣性。而被解釋變量的三階滯后系數(shù)顯著小于0，說明三個地區(qū)都會在產(chǎn)能過剩問題出現(xiàn)后對產(chǎn)能

表6 分地區(qū)SYSGMM估計結(jié)果

注：同表5。

利用率進行調(diào)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(jié)果相一致，說明了中國東、中、西部的腐敗狀況都對產(chǎn)能利用率產(chǎn)生了影響，除此之外，東部的系數(shù)最小，中部的系數(shù)最大，證明東部地區(qū)腐敗程度對產(chǎn)能過剩影響程度較輕，而中部則最為嚴重。三個地區(qū)的交互項系數(shù)都顯著，表明交互作用同時存在于三個地區(qū)，市場化程度的提高，在東中西三個地區(qū)都可以緩解產(chǎn)能過剩問題。

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

五、 結(jié)論與政策建議

本文構(gòu)造了制度因素、市場因素與產(chǎn)能過剩之間關(guān)系的模型，為中國地區(qū)產(chǎn)能過剩問題的出現(xiàn)提供了一個新的解釋。首先采取協(xié)整法估算了中國各地區(qū)的產(chǎn)能利用率，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)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(shù)據(jù)進行了估計分析。結(jié)果證實了之前的兩點假說，即地區(qū)的腐敗程度和產(chǎn)能過剩正相關(guān)，并且地區(qū)的市場化程度能夠調(diào)節(jié)腐敗與產(chǎn)能過剩的關(guān)系。

文章進一步揭示出，因為腐敗尋租行為的存在，所以企業(yè)可以通過采取賄賂的方式，降低自身生產(chǎn)成本，從而獲得產(chǎn)能擴張的能力；但是，如果一個地區(qū)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(qū)，其腐敗程度對產(chǎn)能利用率的影響會相應(yīng)減小。

我們還得到了一些其它有意義的結(jié)論：第一，就分地區(qū)的回歸結(jié)果來看，中部地區(qū)國企產(chǎn)值較高的地區(qū)會顯著加重該地區(qū)的產(chǎn)能過剩問題。第二，中西部地區(qū)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(qū)的產(chǎn)能過剩問題。第三，東中西部三個地區(qū)的土地稅收越高，則產(chǎn)能過剩越嚴重。上述結(jié)論的政策含義是不同地區(qū)治理產(chǎn)能過剩的方法并不能一刀切，而是應(yīng)該有針對性的進行治理。

根據(jù)以上結(jié)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(qū)，使資源更多的在市場規(guī)則下完成調(diào)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(yè)通過賄賂降低生產(chǎn)成本的機會成本提高，就會采取非賄賂方式降低生產(chǎn)成本，從而緩解產(chǎn)能過剩。

第二，國有企業(yè)改革中應(yīng)以引入現(xiàn)代企業(yè)管理制度為重點。中部地區(qū)的落后產(chǎn)能以及過剩產(chǎn)能是改革的主要對象。政府要對中部地區(qū)的重工業(yè)進行銳意改革，淘汰落后產(chǎn)能，建設(shè)新產(chǎn)能；對過剩產(chǎn)能要敢于淘汰，促進過剩產(chǎn)能內(nèi)企業(yè)積極轉(zhuǎn)型，合理分配稀缺資源的投資方向，從而實現(xiàn)對產(chǎn)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(jīng)濟與世界經(jīng)濟的接軌，我們的結(jié)論發(fā)現(xiàn)，中、西部地區(qū)對外資的引入加劇了產(chǎn)能過剩，這可能是外資利用自身成本和政策優(yōu)勢，建設(shè)了過多的產(chǎn)能。所以東、中部地區(qū)應(yīng)當對引入的外資進行合理的監(jiān)管，即取消不必要的政策優(yōu)惠，削弱其因優(yōu)惠政策動因而產(chǎn)生的產(chǎn)能擴張。

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責任編輯、 校對： 李再揚